沖突觀察范式下沖突適應的機制*

唐丹丹,郭海輝,劉培朵,孟迎芳

(1.福建師范大學心理學院,福州 350117;2.遵義師范學院教師教育學院,遵義 563006;3.江西省教育評估監測研究院,南昌 330008;4.西南大學心理學部,重慶 400715)

1 引言

以往研究通常采用一致性任務(Egner,2007),如Stroop任務、Flanker任務和Simon任務來考察沖突適應(conflict adaptation)(Gratton,Coles,& Donchin,1992)。例如,Stroop任務要求被試只判斷色詞的顏色,當色詞的顏色和字義不一致時(incongruent,I)就會產生沖突,此時被試對顏色的判斷反應時顯著長于、錯誤率顯著高于色詞的顏色和字義一致(congruent,C)條件(MacLeod,1991)。這種不一致所帶來的沖突受到先前試次是否一致的調節。如果先前試次為不一致試次,當前不一致試次所帶來的沖突顯著小于先前試次為一致試次帶來的沖突,此即沖突適應(Gratton et al.,1992)。

沖突監測理論提出,沖突適應涉及到認知系統對沖突的自上而下的控制調整(Botvinick,Braver,Barch,Carter,& Cohen,2001;Botvinick,Nystrom,Fissell,Carter,& Cohen,1999)。當沖突出現時,前扣帶回(anterior cingulate cortex,ACC)首先監測到該沖突信息,并將該信號傳遞給負責沖突解決的背外側前額葉(dorsal lateral prefrontal cortex,dlPFC),使之自上而下地調用認知資源以有效解決沖突。然而,隨后研究發現,一些自下而上的因素對沖突適應也有貢獻,如刺激-反應重復引起的特征整合效應(Hommel,Proctor,& Vu,2004;Mayr,Awh,& Laurey,2003)、反應執行引起的反應轉換效應(Kenner et al.,2010;Reuter,Philipp,Koch,& Kathmann,2006)和大比例的一致試次(Mayr &Awh,2009)等。

為排除這些自下而上的因素對沖突適應的影響,唐丹丹等提出基于Stroop任務和字母Flanker任務的沖突觀察范式來探討“純凈的”沖突適應(Tang,Hu,& Chen,2013;Tang,Hu,Li,Zhang,& Chen,2013;唐丹丹,陳安濤,2012,2013;唐丹丹,劉培朵,陳安濤,2012)。結果在兩類任務中都獲得了沖突觀察誘發的顯著沖突適應。以Stroop任務為例,該范式包括配對先后呈現的觀察任務(觀察色詞顏色,但不做反應)和反應任務(對色詞顏色做反應,同時忽略字義)。由于整個試次序列中,任意前后兩個試次之間沒有任何刺激-反應的重復,排除了刺激-反應重復引起的特征整合效應的影響(Hommel,Proctor,& Vu,2004;Mayr,Awh,& Laurey,2003)。由于一致和不一致比例為1:1,可排除試次比例的影響(Mayr &Awh,2009)。該范式最大的優勢在于觀察任務不需要做反應,可排除反應執行引起的反應轉換效應(Kenner et al.,2010;Reuter et al.,2006)。因此,采用該范式得到的沖突適應更“純凈”。

近年來,沖突適應的分布特征得到了研究者的關注。例如,Tang等(2022)分別采用Stroop任務(Stroop,1935)、單詞Flanker任務(Chen,Tang,& Chen,2013)和字母Flanker任務(Eriksen &Eriksen,1974)考察了沖突適應的分布特征。結果發現,在Stroop任務和單詞Flanker任務中,沖突適應量服從正態分布(高斯分布)。然而,在Tang等(2022)的研究中,被試在每個試次中都需做反應。本研究疑惑的是,如果被試在前一個試次只觀察沖突而不做反應,那么去除反應的影響后,即在沖突觀察范式下,沖突適應的分布特征是否會有所不同?對該問題的探討可為沖突監測理論提供普遍性和穩固性證據。

因此,該研究基于Stroop任務(實驗一)、單詞Flanker任務(實驗二)和字母Flanker任務(實驗三)設計了沖突觀察范式,從沖突觀察角度集中探討沖突適應及其分布特征。該研究不僅能發展經典的沖突適應研究范式,而且能揭示沖突適應的分布特征,從而為認知控制研究提供新思路。

2 實驗一 Stroop任務中沖突觀察誘發的沖突適應

2.1 方法

2.1.1 被試

152名健康右利手被試(女性116名),年齡范圍為18～23歲,平均年齡19.49歲,標準差1.21歲。所有被試自我報告視力正?；蛐Ｕ笳?未參加過類似實驗,不清楚實驗目的。被試在實驗開始前簽署知情同意書,實驗結束后獲得適量報酬。該實驗得到遵義師范學院教師教育學院人類研究倫理委員會同意。

2.1.2 儀器和材料

實驗程序采用E-Prime 2.0軟件編制。所有刺激呈現在17英寸液晶顯示器中央,屏幕分辨率為1024×768,顏色為真彩色,刷新率為85Hz,背景顏色為黑色。被試距屏幕的距離約為60cm,在標準QWERTY鍵盤上做按鍵反應。

實驗材料為白色注視點(+或*)和紅、黃、藍、綠四個色詞。其中,四個色詞分別以與字義相同的顏色(一致)或與字義不同的其它三種顏色(不一致)呈現。四種顏色的RGB值分別為紅(255,0,0)、黃(255,255,0)、藍(0,0,255)和綠(0,255,0)。所有色詞以中文宋體28號字呈現為屏幕中央,水平視角和垂直視角大約為1.4°×1.4°。

2.1.3 實驗程序

基于Stroop任務的沖突觀察范式程序見圖1。該范式包含觀察任務(以“*”提示)和反應任務(以“+”提示)。觀察任務中,被試需觀察色詞的顏色但不做反應。反應任務中,被試需對色詞的顏色快速且準確地做反應。紅色用左手中指按“D”鍵,綠色用左手食指按“F”鍵,黃色用右手食指按“J”鍵,藍色用右手中指按“K”鍵。

圖1 實驗一程序注:上圖,一個試次的刺激呈現時間。下圖,可能的四個連續的試次。由于僅關心從觀察任務到反應任務配對的試次,所以圖示僅包含一個有效試次,即iC試次,下同。

實驗程序中,觀察任務與反應任務配對先后呈現,根據兩種任務中的色詞顏色與字義是否一致,共組合成四種試次類型,即:cC、cI、iC和iI。cC指觀察任務和反應任務都是一致試次;cI指觀察任務是一致試次,反應任務是不一致試次;iC指觀察任務是不一致試次,反應任務是一致試次;iI指觀察任務和反應任務都是不一致試次。每種試次類型各80個。為控制反應定勢的影響,在整個試次序列中穿插連續的觀察任務和反應任務,但連續的同種任務不超過三個試次。為完全排除刺激-反應重復引起的特征整合效應的影響(Hommel et al.,2004;Mayr et al.,2003),在整個試次序列中,任意前后兩個試次沒有任何刺激-反應的重復;為排除一致試次和不一致試次比例的影響(Mayr &Awh,2009),將二者的比例設置為1:1。

正式實驗共870個試次,分6個block呈現,每個block共145個試次。這些試次通過偽隨機的方式排列,使得cC、cI、iC和iI試次各80個,共320個有效試次。為減小疲勞效應,被試每完成一個block休息兩分鐘,整個實驗持續一小時左右。為使被試熟悉反應規則,正式實驗前有一個包含64個隨機排列試次的練習block,反應規則與正式實驗一致。

2.2 結果

用IBM SPSS 20.0軟件分析cC、cI、iC和iI試次中的反應時和錯誤率數據(下同),其余試次被排除。對反應時的分析,剔除錯誤反應的試次(占所有反應任務的5.30%)和反應時超出3個標準差之外的異常值(占所有反應任務的0.30%)。反應時結果見圖2A。為揭示沖突適應的本質(Gratton et al.,1992)該實驗實施以下分析。

圖2 反應時和錯誤率結果注:A圖和B圖分別為實驗一的反應時和錯誤率結果。C圖和D圖分別為實驗二的反應時和錯誤率結果。E圖和F圖分別為實驗三的反應時和錯誤率結果。A圖、C圖和E圖顯示了顯著的沖突適應。誤差線代表±1標準誤(standard error of mean,SEM)。所有圖例見A圖。

(1)采用配對樣本T檢驗分別比較cC試次和iC試次的反應時、iI試次和cI試次的反應時(雙尾,下同),并采用Bonferroni法校正p值(下同),以揭示反應任務中沖突適應在一致試次和不一致試次中的模式。結果顯示,cC

(2)計算干擾效應,RT(iI-iC)和RT(cI-cC)。采用配對樣本T檢驗比較二者的差異,以揭示觀察任務的一致或不一致條件對反應任務的沖突的影響。關鍵的結果發現,RT(iI-iC)(111.88±41.68)顯著小于RT(cI-cC)(131.93±38.21),t(151)=-7.53,p<0.001,Cohen’sd=0.525。

(3)計算沖突適應量(Nieuwenhuis et al.,2006):RT[(cI-cC)-(iI-iC)]。采用單樣本T檢驗比較它和測試值0的差異,以揭示顯著的沖突適應。結果發現,RT[(cI-cC)-(iI-iC)]=20.05(±32.85)顯著大于測試值,t(151)=7.53,p<0.001。

(4)為測試沖突適應量的分布特征,首先計算每個被試的沖突適應量,然后采用Shapiro-Wilk測試對其實施正態分布檢驗。結果發現,沖突適應量的分布特征與正態分布無顯著差異,W=0.994,p=0.731。

錯誤率結果見圖2B。錯誤率分析方法與反應時一致。

(1)配對樣本T檢驗結果顯示,iI0.1。

(2)配對樣本T檢驗結果發現,iI-iC(0.027±0.037)顯著小于cI-cC(0.036±0.041),t(151)=-2.31,p=0.022,Cohen’sd=0.243。不再對錯誤率數據進行分析。

2.3 討論

該實驗在典型Stroop任務中發現了沖突觀察范式下的顯著沖突適應。關鍵的結果顯示,沖突觀察誘發的沖突適應體現在反應任務中的一致和不一致試次上(Egner &Hirsch,2005b;Larson,Kaufman,& Perlstein,2009)。Tang等發現(Tang,Hu,& Chen,2013;Tang,Hu,Li et al.,2013),Stroop任務中沖突觀察誘發的沖突適應體現在反應任務中的一致試次上。本實驗拓展了他們觀察到的沖突適應模式。重要的是,該實驗在沖突觀察范式下首次發現沖突適應量服從正態分布,這揭示了沖突適應的個體間差異。

沖突觀察范式可以運用到刺激-反應集不小于四的Stroop任務和Flanker任務中。然而,在基于單詞Flanker任務的沖突觀察范式下,沖突適應及其分布特征會怎樣仍不清楚。為拓展實驗一的結果,實驗二首次設計了基于單詞Flanker任務的沖突觀察范式(Chen et al.,2013;Tang et al.,2022;Tang,Hu,Lei,Li,& Chen,2015),以考察沖突適應模式及其分布特征。

3 實驗二 單詞Flanker任務中沖突觀察誘發的沖突適應

3.1 方法

3.1.1 被試

160名健康右利手被試(女性132名),年齡范圍為18～25歲,平均年齡20.09歲,標準差1.15歲。其余內容同實驗一。

3.1.2 儀器和材料

實驗儀器同實驗一。實驗材料為白色注視點(+或*)和漢字(紅、綠、黃、藍)。三個水平排列的漢字組合以宋體20號呈現在顯示器中央,屏幕顏色為黑色,字體顏色為白色。中間的漢字是目標刺激,側邊的漢字是分心刺激。在一致試次中,目標刺激與分心刺激相同,例如“黃黃黃”。在不一致試次中,目標刺激與分心刺激不同,例如“綠紅綠”。一致試次和不一致試次的比例相同。

3.1.3 實驗程序

實驗程序見圖3。實驗設計與實驗一相同。在反應任務中,被試需忽略側邊的漢字,根據中間的漢字快速且準確地做反應。紅字用左手中指按“D”鍵,綠字用左手食指按“F”鍵,黃字用右手食指按“J”鍵,藍字用右手中指按“K”鍵。

圖3 實驗二程序

3.2 結果

數據分析方法與實驗一相同。對反應時的分析,剔除錯誤反應的試次(占所有反應任務的4.55%)和反應時超出3個標準差之外的異常值(占所有反應任務的1.29%)。反應時結果見圖2C。

(1)配對樣本T檢驗結果顯示,cC

(2)配對樣本T檢驗結果顯示,RT(iI-iC)(39.71±25.95)顯著小于RT(cI-cC)(56.36±28.89),t(159)=-6.55,p<0.001,Cohen’sd=0.641。

(3)單樣本T檢驗結果發現,RT[(cI-cC)-(iI-iC)]=16.64(±32.13)顯著大于測試值,t(159)=6.55,p<0.001。

(4)Shapiro-Wilk測試結果發現,沖突適應量的分布特征與正態分布無顯著差異,W=0.995,p=0.832。

錯誤率結果見圖2D。配對樣本T檢驗結果沒有發現任何顯著性差異,ps>0.1,所以不再對錯誤率數據進行分析。

3.3 討論

該實驗首次在單詞Flanker任務中發現沖突觀察誘發的沖突適應體現在反應任務中的一致和不一致試次上,并且沖突適應量服從正態分布。這些結果與實驗一相同。該結果為沖突監測理論(Botvinick et al.,2001;Botvinick et al.,1999)提供了進一步的實驗證據,證實了單詞Flanker任務中沖突觀察誘發的沖突適應起源于沖突誘發的認知控制調整(Kerns et al.,2004)。因此,該實驗首次揭示了單詞Flanker任務中沖突觀察誘發的沖突適應及其個體間差異。

然而,單詞Flanker任務不是典型Flaker任務。通常,字母Flaker任務(Eriksen &Eriksen,1974)被認為是典型Flaker任務。為在典型Flaker任務中拓展實驗一和實驗二的結果,實驗三采用基于字母Flanker任務的沖突觀察范式(唐丹丹,陳安濤,2012,2013)探討沖突適應及其分布特征。如果實驗三的結果與前兩個實驗一致,那就可以在三類任務中集中探討沖突觀察范式下的沖突適應及其分布特征。

4 實驗三 字母Flanker任務中沖突觀察誘發的沖突適應

4.1 方法

4.1.1 被試

160名健康右利手被試(女性65名),年齡范圍為18～23歲,平均年齡19.91歲,標準差0.91歲。其余內容同實驗一。

4.1.2 儀器和材料

實驗儀器同實驗一。實驗材料為白色注視點(+或*)和大寫字母(K、N、F和W)。5個水平排列的大寫字母以22號Times New Roman字呈現在屏幕中央,視角大約為4.77°×1.15°。中間的字母是目標刺激,兩側的字母是分心刺激。在一致試次中,目標刺激和分心刺激相同(如,NNNNN)。在不一致試次中,目標刺激和分心刺激不同(如,KKFKK)。二者的比例相同。

4.1.3 實驗程序

實驗程序見圖4。實驗設計與實驗一類似。在反應任務中,被試需忽略側邊的字母,根據中間的字母快速且準確地做反應。字母“K”用左手中指按“1”鍵,字母“N”用左手食指按“2”鍵,字母“F”用右手食指按“9”鍵,字母“W”用右手中指按“0”鍵。

圖4 實驗三程序

4.2 結果

數據的分析方法與實驗一相同。對反應時的分析,剔除錯誤反應的試次(占所有反應任務的4.43%)和反應時超出3個標準差的異常值(占所有反應任務的1.16%)。反應時結果見圖2E。

(1)配對樣本T檢驗結果顯示,cC

(2)配對樣本T檢驗結果顯示,RT(iI-iC)(18.62±23.79)顯著小于RT(cI-cC)(30.44±27.66),t(159)=-4.66,p<0.001,Cohen’sd=0.641。

(3)單樣本T檢驗結果發現,RT[(cI-cC)-(iI-iC)]=11.83(±32.09)顯著大于測試值,t(159)=4.66,p<0.001。

(4)Shapiro-Wilk測試結果發現,沖突適應量的分布特征與正態分布無顯著差異,W=0.991,p=0.413。

錯誤率結果見圖2F。配對樣本T檢驗結果沒有發現任何顯著性差異,ps>0.1,不再對錯誤率數據進行分析。

4.3 討論

該實驗在典型Flanker任務中發現了沖突觀察誘發的顯著沖突適應,并且沖突適應量服從正態分布,這些結果與前兩個實驗一致。該實驗設計與唐丹丹等(唐丹丹,陳安濤,2012,2013)相同,但結果拓展了他們的研究發現。因此,該實驗在典型Flanker任務中發現了沖突觀察誘發的顯著沖突適應,并首次揭示了其個體間差異。

5 總討論

該研究在三個實驗中分別采用基于Stroop任務、單詞Flanker任務和字母Flanker任務的沖突觀察范式考察了沖突適應的機制(Tang,Hu,& Chen,2013;Tang,Hu,Li et al.,2013;唐丹丹,陳安濤,2012,2013;唐丹丹 等,2012)。結果在三個實驗中都一致地發現了顯著的沖突適應模式,重要的是,沖突適應量都服從正態分布。因此,該研究再次為沖突監測理論(Botvinick et al.,2001;Botvinick et al.,1999)提供了強有力的實驗證據。

沖突監測理論提出,沖突適應源于沖突誘發的認知控制的調整(Botvinick et al.,2001)。根據該理論,觀察任務中的沖突信息激活了認知控制系統,被前扣帶回監測到并作用于背外側前額葉,使之執行認知控制的上調來解決沖突。因此,不一致試次之后的控制水平高,即iI和iC試次。相反,觀察任務中沒有出現沖突信息,就沒有認知控制的上調。因此,一致試次之后的控制水平低,即cI和cC試次。觀察任務中增長的控制水平導致反應任務中更強的注意偏向于目標刺激的信息加工。此時,被試可能采取高度的注意聚焦策略來加工目標刺激,導致目標刺激的加工被加強(Egner &Hirsch,2005a),分心刺激對目標刺激的影響就相對減弱。這些共同效應導致iI試次比cI 試次的反應時顯著更短。另外,如果觀察任務中缺乏沖突信息,就缺乏認知控制的上調,那么分心刺激對目標刺激的影響被加強。在cC試次,分心刺激的影響被加強將有利于完成反應任務,所以相對于iC試次,cC試次的反應時顯著更短。綜上,本研究證實,在Stroop任務和Flanker任務中,沖突觀察誘發的沖突適應源于cC試次的分心刺激加工被加強或iC試次的分心刺激加工被削弱;同時iI 試次的分心刺激加工被削弱或 cI試次的分心刺激加工被加強。

在三個實驗中,沖突適應都由反應任務中的一致和不一致試次決定,這與先前研究結果一致(Egner &Hirsch,2005b;Larson et al.,2009)。在Stroop任務中,顏色和字義分別是刺激的目標維度和分心維度。根據平行分布處理模型(Cohen,Dunbar,& McClelland,1990;Cohen,Servan-Schreiber,& McClelland,1992;Zhang,Zhang,& Kornblum,1999),它們分別在顏色命名通道和單詞閱讀通道加工,且單詞閱讀相對于顏色命名更有加工優勢(MacLeod &Dunbar,1988;Theios &Amrhein,1989)。在Flanker任務中,側邊的單詞(或字母)和中間的單詞(或字母)分別是刺激的分心維度和目標維度。根據維度重疊理論(Kornblum,1994;Kornblum,Hasbroucq,& Osman,1990),目標維度和分心維度的加工通道都相同,且它們之間沒有加工優勢。然而,在單詞Flanker任務和字母Flanker任務中,由于兩類任務的刺激加工水平不同,所以任務難度不同(van Steenbergen,Band,& Hommel,2015)。因此,在Stroop任務、單詞或字母Flanker任務中,任務本質和難度都不同,但該研究還是一致地獲得了沖突觀察誘發的顯著沖突適應,且分布特征都相同。所以,三個實驗共同證實了沖突觀察范式下不依賴于任務類型的沖突適應。

該研究揭示沖突適應量在人群中服從正態分布。這說明對于大多數個體,沖突適應量都集中在中間區域,極端數據較少。由于沖突適應反映了個體控制沖突的能力,沖突適應量越大,說明沖突控制越好,所以該研究揭示大部分被試都具有較好的沖突控制能力。另外,正態分布模型可以揭示典型的個體差異特征,所以該研究首次揭示了沖突觀察范式下沖突適應的個體間差異,使人們對Stroop任務和Flanker任務中沖突適應個體間差異的理解更加深入。

6 結論

該研究揭示沖突觀察誘發的沖突適應不受任務類型影響,是任務一般的;并首次通過正態分布檢驗揭示了其個體間差異。因此,該研究拓展了先前研究結果,為沖突適應研究提供了新的實驗證據。