表達抑制調節負性情緒的男性優勢
——來自事件相關電位的證據*

蔡阿燕 楊潔敏 許 爽 袁加錦

(1認知與人格教育部重點實驗室(西南大學);西南大學心理學院,重慶 400715)(2貴州師范大學教育科學學院,貴陽 550001)

1 引言

在現實生活中,我們常?？吹侥行詫τ谇榫w的表達是內斂的,而女性卻有更多的情緒發泄行為,如哭泣。以往大量研究也表明,男性相比女性有更少的情緒表達行為(Barrett,Robin,Pietromonaco,&Eyssell,1998;Buck,Miller,&Caul,1974;Chaplin &Aldao,2013;Hess et al.,2000;Kring &Gordon,1998;Kring,Smith,&Neale,1994;Parkins,2012)。Kring等人的研究要求被試觀看情緒電影片段,同時對其面部表情進行編碼,發現男性通過面部活動表達情緒的頻率比女性低(Kring &Gordon,1998)。這一現象提示,男性可能相比女性更善于控制情緒的表達。事實上,這一觀點也得到了實驗證據的支持。Mak等人采用fMRI技術,讓被試在不限定具體調節方式的情況下,自由調節由情緒圖片誘發的情緒。結果提示女性更多采用情緒聚焦的策略,而男性則是認知聚焦的策略。并且當需要對負性情緒進行調節任務時,女性負性情緒降低的程度不如男性,說明女性對負性情緒調節效果不如男性(Mak,Hu,Zhang,Xiao,&Lee,2009)。

表達抑制與認知重評是兩種應用廣泛的情緒調節策略(Gross,1998)。表達抑制是通過控制要發生或者正在發生的情緒表達性行為達到調節情緒反應的目的(Gross,2002;Yeung &Fung,2012)。以往研究一致顯示：男性相比女性使用更多的表達抑制進行負面情緒調節。比如,Ptacek,Smith和Dodge(1994)發現,相比于男性,女性報告了更多的情緒聚焦應對方法,包括發泄,情緒表達等方式(Ptacek et al.,1994)和尋求更多的社會支持以應對情緒壓力(Billings &Moos,1984)。Matud (2004)研究了情緒壓力應對方式的性別差異,發現女性比男性報告更多長期的及日常性的情緒壓力。并且,這一現象和男女性情緒壓力應對方式的不同有關：女性更多采用情緒化方式,如冗思與情緒表達以應對情緒壓力;而男性更多采用理性策略,如情緒表達抑制以應對。Gross等人使用情緒調節問卷(ERQ),考察情緒調節策略的使用是否存在個體差異時發現,男性被試在表達抑制量表上得分顯著高于女性被試(Gross &John,2003)。綜上,男性比女性更多的采用表達抑制來處理壓力事件。

然而,既有研究就認知重評策略的調節效果并未發現穩定的性別差異。McRae等采用任務態的fMRI技術,研究男女被試使用認知重評策略調節負性情緒時的性別差異及其腦機制。結果顯示,盡管男女性對負性刺激進行認知重評調節的大腦機制不盡相同,但采用認知重評調節之后,被試自我報告的主觀情緒體驗沒有任何性別差異。這一結果證實認知重評調節情緒的有效性在男女之間沒有顯著差異(McRae,Ochsner,Mauss,Gabrieli,&Gross,2008)。Domes等人(2010)讓被試用重評的方法,上調或下調對于圖片的情緒體驗,研究發現男性被試在右側眶額皮層、右背外側前額皮層后部、右前扣帶回喙側等區域激活顯著高于女性被試,但在杏仁核激活程度這一情緒喚起指標上卻并沒有發現顯著的性別差異,而且在運用策略后對效價喚醒度的評分沒有發現男女差異。

綜上所述可知：男性相比女性具有更好的負面情緒調控效果(Mak et al.,2009;Matud,2004)。然而,沒有穩定證據支持認知重評調節的使用存在性別差異(Domes et al.,2010),但是眾多證據顯示男性相比女性更多采用表達抑制調節負性情緒(Flynn,Hollenstein,&Mackey,2010;Gross &John,2003;Matud,2004)。上述證據提示男性可能相比女性更善于通過表達抑制達到負面情緒調控的目標。然而上述工作所揭示的是男性相比女性進行情緒表達抑制的頻率更高。并且,這些發現男性進行更多情緒表達抑制的證據,均來自于問卷調查的方法(Flynn et al.,2010;Gross &John,2003;Matud,2004)。這些調查所測量的更多是情緒調節方式的性別差異,而不是情緒調節效果的性別差異。迄今為止,并無證據直接表明對負面情緒的表達抑制調節上,男性相比女性具有更好的調節效果。因此,有必要采用適當的實驗設計,直接探討表達抑制對負性情緒的調節效果是否具有男性優勢?？紤]到男性相比女性更善于調節負面情緒,且男性使用表達抑制的頻率更高,因此表達抑制調節負性情緒的效果很可能具有男性優勢,而這一性別差異在采用認知重評進行調控時卻可能并不存在。

本實驗采用事件相關電位的方法,利用其高時間分辨率的優勢來探討表達抑制與認知重評調控負面情緒的性別差異及其時間動態特征。根據以往文獻,大量的證據表明晚期正成分(LPP)是對情緒喚起水平具有高時間敏感性的指標(Amrhein,Mühlberger,Pauli,&Wiedemann,2004;Cuthbert,Schupp,Bradley,Birbaumer,&Lang,2000;Olofsson,Nordin,Sequeira,&Polich,2008;Schupp et al.,2000)。LPP 是刺激呈現500 ms后出現的一個持續時間較長的正成分,在頭皮后部達到最大(Foti &Hajcak,2008;Hajcak &Nieuwenhuis,2006)。Cuthbert等人發現,刺激所誘發的情緒喚醒度的主觀報告與 LPP波幅高度相關,進一步表明 LPP是反映主觀情緒變化的有效電生理指標(Cuthbert et al.,2000)。已有研究表明情緒刺激相比于中性刺激誘發的 LPP波幅更大(Cuthbert et al.,2000;Schupp et al.,2000;Schupp,Junghofer,Weike,&Hamm,2004)。LPP波幅是情緒調節效果的有效評估指標：LPP幅值穩定地因情緒調節而降低(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Krompinger,Moser,&Simons,2008;Moser,Hajcak,Bukay,&Simons,2006;Moser,Krompinger,Dietz,&Simons,2009;Moser,Most,&Simons,2010;Thiruchselvam,Blechert,Sheppes,Rydstrom,&Gross,2011)。Hajcak 研究發現,當讓被試采用認知重評下調負性情緒時,比自由觀看負性圖片的 LPP發生了顯著降低(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Moser et al.,2006)。同樣地,研究者也發現有效調控負性情緒均伴隨著 LPP的波幅的顯著降低(Moser et al.,2009;袁加錦等,2014)。因此,本實驗將重點考察腦電的晚期正成分 LPP,以此觀察表達抑制和認知重評調節負面情緒的效果及其性別差異。根據前述分析,我們假設男性人群采用表達抑制策略調節負性情緒時,其LPP波幅與主觀負性情緒的下降程度可能大于女性人群;而采用認知重評時這種性別差異可能并不存在。

2 材料與方法

2.1 被試

35名(男17人,女18人,年齡范圍17～28歲,平均年齡20.6 ± 2.06歲)來自西南大學的學生有償參加實驗。這些被試自我報告無精神病史,也未曾接受過精神病藥物治療。他們精神狀態良好,在大五人格的神經質分量表(總分為 96)、斯皮爾伯格狀態-特質焦慮問卷(STAS,每個量表總分為 80)和貝克抑郁問卷(BDI,總分為 63)的得分均較低。在神經質量表的平均分分別為男性-22.24 (

SE

=4.47)、女性-24.83 (

SE

=5.09),組別無顯著差異(

t

(33)=0.38,

p

=0.71),被試均處于情緒穩定狀態;被試在大五人格的外傾性分量表的平均分分別為男性 16.24 (

SE

=5.62)、女性18.22 (

SE

=4.11),組別無顯著差異,

t

(33)=-0.29,

p

=0.76;在狀態焦慮的平均分分別為男性37.47 (

SE

=2.29)、女性34.50 (

SE

=2.03),組別無顯著差異,

t

(33)=0.97,

p

=0.34;在特質焦慮的平均分分別為男性38.65 (

SE

=1.92)、女性38.83 (

SE

=1.98),組別無顯著差異,

t

(33)=-0.07,

p

=0.95。在抑郁量表的平均分分別為男性15.24 (

SE

=2.19)、女性14.50(

SE

=2.13),組別無顯著差異,

t

(33)=0.24,

p

=0.81。以此保證了男女被試在初始情緒狀態的組間平衡。在情緒調節問卷(ERQ)的習慣性認知重評的平均分分別為男性30.29 (

SE

=1.41)、女性30.14(

SE

=1.09),組別無顯著差異,

t

(33)=0.09,

p

=0.94;表達抑制的平均分分別為男性16.41 (

SE

=1.11)、女性 17.86 (

SE

=1.51),組別無顯著差異,

t

(33)=-1.42,

p

=0.17;被試都是右利手,視力正?；虺C正視力正常。本研究獲得了本地倫理審查委員會的批準,并且每個被試在實驗前簽署了知情同意書。

2.2 刺激和程序

本研究采用組塊設計的圖片觀看任務。任務共4個組塊,每個組塊代表一個條件分組,每個條件包含40張圖片,選自國際情緒圖片系統(IAPS) (Lang,Bradley,&Cuthbert,1999)和中國情緒圖片系統(CAPS) (白露,馬慧,黃宇霞,羅躍嘉,2005)。第1個條件由中性圖片組成,作為一個無情緒的基線條件(觀看中性),用以檢驗后面實驗處理的情緒喚起效應。后面3個條件,分別為在不使用任何情緒調節策略的情況下觀看40張負性圖片(觀看負性),在使用表達抑制(抑制負性)或認知重評(重評負性)策略的情況下觀看 40張負性圖片。觀看負性、抑制負性和重評負性這3個條件的順序在被試間平衡。正如Moser等人(2006),Gross (2002)和Ohira等人(2006)所建議的,無情緒條件需放在有情緒的前面,從而避免情緒對后續實驗處理的影響。負性圖片包括令人驚恐的動物,人類的攻擊行為和身體殘缺的場景,而中性圖片則描述了中性的動物和人活動的場景。

選擇3套不同的負性圖片分別用于觀看負性、抑制負性和重評負性條件。選擇圖片的核心標準是保持 3套圖片的效價與喚醒度數值高度相似(袁加錦等,2014)。由于中國被試觀看國際情緒圖片系統的圖片存在文化偏差現象(黃宇霞,羅躍嘉,2004),基于西方被試所得到的標準化情緒數據可能不一定適用于中國被試。因此,有必要采用一個獨立的程序檢查3套圖片是否的確具有相似的情緒屬性。鑒于此,在材料驗證階段,我們邀請了4個對實驗目的毫不知情的評定者對圖片的效價(1：非常不愉快;9：非常愉快)和喚醒度(1：非常平靜;9：非常興奮)進行了9點量表評定。4位評定者對圖片的評定結果高度一致。在效價和喚醒度兩個維度,評分者信度(肯德爾的和諧系數)為 0.83,χ(3)=9.90,

p

＜0.05。計算了4位評分者對每一張圖片評分的均值,然后將實驗條件作為預測變量對圖片的效價和喚醒度進行了單因素方差分析。結果表明,喚醒度的條件效應高度顯著,

F

(3,156)=242.31,

p

＜0.001。配對檢驗的結果表明,觀看負性(

M

=7.20),重評負性(7.13)和抑制負性(6.97)條件下喚醒度的評分顯著高于觀看中性條件(3.03) (

p

s＜0.001),且觀看負性,重評負性和抑制負性3種條件下差異不顯著(

p

s＞0.21)。同樣地,效價的條件效應也顯著,

F

(3,156)=237.78,

p

＜0.001。配對檢驗的結果表明,觀看負性(1.73),重評負性(1.76)和抑制負性(1.83)條件下對圖片的效價評分顯著低于觀看中性條件(4.71)(

p

s＜0.001)。且觀看負性,重評負性和抑制負性3種條件下差異不顯著(

p

s＞0.43) (袁加錦等,2014)。因此,觀看負性、抑制負性和重評負性3種條件均可以有效誘發負性情緒,并且在3種條件下圖片的情緒屬性高度相似。

被試坐在一個安靜的屋子里,距離顯示器約150cm,水平和垂直視角低于6°。在每一個條件開始之前,被試被告知任務并進行8個試次的練習,練習所采用的圖片材料與正式圖片的材料無重復。觀看中性和觀看負性的條件中,每個試次一開始在白色的電腦屏幕上出現 300 ms的黑色“+”,然后呈現1000 ms的“自由觀看”提示詞,提醒被試注意任務要求。提示詞消失以后,呈現1000 ms的空屏,接著呈現4000 ms的圖片。圖片呈現期間,要求被試認真觀看每一張圖片。每兩個條件之間有 2分鐘的休息時間(2分鐘為預實驗10名被試平復情緒所需要的最大時間),從而使被試的心境平復到基線水平。在調節策略條件中,被試需要用相應的策略去調節情緒,將“觀看”的提示詞變成了“表達抑制”或“認知重評”,除此之外刺激的呈現流程與自由觀看相同。被試在練習程序中進行表達抑制或認知重評策略的練習。認知重評策略要求被試以分離式重評的方式來看待圖片(Goldin,McRae,Ramel,&Gross,2008;Gross,1998;McRae et al.,2008);例如,這些圖片是用Photoshop做出來的,都不是真實的,只欣賞圖片的制作水平。表達抑制策略訓練被試有意抑制他們對圖片的情緒反應,保持面部表情不變,以至于即使有人在旁觀看也不能覺察出他內心的情緒體驗。在每一個條件結束時,被試需要對他們的情緒狀態進行7點評分(1：完全沒感覺;7：感覺非常強烈)。此外,每個條件結束時,被試也需采用 7點量表(1：完全不成功;7：非常成功)來評定他們在多大程度上認真觀看了圖片(觀看負性條件)、成功的改變了對圖片的看法(認知重評條件)或成功的抑制了表情(表達抑制條件)。在實驗結束后,讓被試對每個條件圖片的愉悅度進行9點量表評分(1：非常不愉快;5：沒有感覺;9：非常愉快)。

2.3 ERP記錄與分析

2.3.1 ERP記錄

使用德國Brain Products公司的ERP記錄與分析系統,按國際10-20系統擴展的64導電極帽記錄EEG,以雙耳乳突作為參考電極(雙側乳突平均參考),雙眼外側安置電極記錄水平眼電(HEOG),左眼上下安置電極記錄垂直眼電(VEOG)。每個電極處的頭皮電阻保持在5 kΩ以下。濾波帶通為直流電0.01～100 Hz,采樣頻率為500 Hz/導。完成連續記錄EEG后離線處理數據。離線處理采用0.01～24 Hz帶通濾波,剔除眼球運動偽跡(包括眨眼和轉動)。因偽跡污染導致峰間偏差值超過±80 V的試次不納入總平均。分別對每個條件下的EEG活動進行疊加平均。分析時程為4500 ms,基線為刺激出現前500 ms (Foti &Hajcak,2008)。我們選取后部10個電極點來對 LPP進行統計分析。分別為中央頂區左側的 CP3、CP5;中央頂區中部 CPz;中央頂區右側CP4、CP6,頂區(P)也選取相應的電極點。

2.3.2 主成分分析(PCA)

考慮到成分之間可能會相互重疊,我們用主成分分析的方法來分離出晚期正成分(LPP) (Smith,Cacioppo,Larsen,&Chartrand,2003;Yuan et al.,2012)(如圖1所示)。根據LPP是出現在刺激呈現后 400～500 ms左右,并持續數秒,頭皮后頂區分布這3個主要特征,我們在500～4000 ms得出了LPP這一成分,成分4、成分2、成分5、成分3均符合LPP成分特征。所以,根據上述 4個成分的時間特征進一步將LPP劃分為4個時間窗口,具體分為500～1000 ms、1000～2000 ms、2000～3000 ms和 3000～4000 ms。

圖1 成分波幅的時間函數。每個成分在ERP波形上的負載百分比(%)。

為研究 LPP在不同指導語下的時間動態性,在500～1000 ms,1000～2000 ms,2000～3000 ms,3000～4000 ms這4個時間窗內測量并統計分析LPP波幅,分3步進行。(1)以刺激類型(觀看中性、觀看負性)、左右(左、中、右)為被試內變量,以性別為被試間變量進行重復測量方差分析。通過檢驗刺激類型的主效應以及刺激類型與性別的交互作用,檢驗我們所采用的負性刺激是否成功誘發出負性情緒效應并分析該情緒喚起效應是否存在性別差異。(2)以調節策略(觀看負性、抑制負性、重評負性)、左右(左、中、右)為被試內變量,以性別為被試間變量進行重復測量方差分析。如果存在調節策略的主效應,則對比抑制負性、重評負性與觀看負性的差異顯著性以檢驗情緒調節效應,并觀察是否存在性別×調節策略的交互作用。(3)為了進一步探究性別與調節策略的交互作用,將抑制負性或重評負性與觀看負性的差值作為因變量,性別為被試間變量做單變量方差分析。(4)檢驗性別與情緒調節的交互作用是否隨時間窗口變化而變化。不符合球形標準的方差分析自由度均采用 Greenhouse-Geisser法校正,且事后多重比較的

p

值采用Bonferroni-Holm法校正。

3 結果

3.1 行為數據

3.1.1 操作有效性檢驗

操作有效性檢驗用于檢測被試是否成功遵循了各個分組條件的指導語。被試需要在每個條件結束后通過7點量表(1：完全不成功;7：非常成功)來評定他們在多大程度上認真觀看了圖片、成功地改變了對圖片的看法或成功地抑制了表情。由于兩種調節策略是本研究的重點,我們重點檢驗了被試成功改變認知與成功抑制情緒表達的程度。我們以調節策略(認知重評、表達抑制)為被試內變量,以性別(男、女)被試間變量,對操作有效性檢驗的數據進行了2×2的重復測量方差分析。結果發現,性別主效應(

F

(1,33)=0.07,

p

=0.80),調節策略的主效應(

F

(1,33)=3.10,

p

=0.09),以及調節策略與性別的交互作用(

F

(1,33)=0.63,

p

=0.43)均不顯著。所有被試在重評負性條件下成功使用了重評策略(5.94),在抑制條件下也成功使用了抑制策略(6.34)。被試在重評(

t

(34)=9.49,

p

＜0.001)和抑制條件(

t

(34)=19.11,

p

＜0.001)下的評分均顯著的高于量表的中位數(4),且兩種策略的成功使用程度無顯著差異,

t

(34)=1.75,

p

=0.09 (如圖2A所示)。這些結果表明,所有被試均成功使用了相應的調節策略,且成功使用兩種策略的程度無顯著性別差異。

圖2 被試在觀看中性、觀看負性、抑制負性、重評負性4種條件下的操作有效性(A),主觀情緒強度評分(B)和愉悅度評分(C)。

3.1.2 情緒強度評估

情緒喚起效應：

以刺激類型(觀看中性、觀看負性)為被試內變量,以性別(男、女)被試間變量,對情緒的主觀體驗強度進行2×2的重復測量方差分析。結果顯示,刺激類型的主效應顯著,

F

(1,33)=19.43,

p

＜0.001,η=0.37;不存在性別的主效應(

F

(1,33)=0.96,

p

=0.33)或性別與刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.73,

p

=0.40)。事后比較觀看負性和觀看中性條件,發現在觀看負性條件下負性情緒的評分(3.87)顯著高于觀看中性條件(2.83) (

p

＜0.001),存在情緒喚起效應,且情緒喚起效應在性別間是相似的(如圖2B所示)。

情緒調節效應：

2(時間點：block開始、block結束)×3(策略：觀看負性、抑制負性、重評負性)×2(性別：男、女)重復測量方差分析。結果發現,性別(

F

(1,33)=2.92,

p

=0.10)、策略(

F

(2,66)=2.96,

p

=0.08)的主效應,時間點×策略(

F

(2,66)=2.64,

p

=0.08)、策略×性別(

F

(2,66)=0.30,

p

=0.68)、時間×性別(

F

(1,33)=0.31,

p

=0.58),時間點×策略×性別(

F

(2,66)=0.26,

p

=0.77)的交互作用均不顯著,只存在時間點(

F

(1,33)=8.62,

p

=0.01,η=0.21)的主效應,事后比較顯示 block開始前的情緒評分(3.19)顯著低于block結束后(3.6)。

3.2 ERP數據

500~1000 ms

情緒喚起效應：

左右(

F

(2,66)=9.60,

p

＜0.001,η=0.23)和刺激類型(

F

(1,33)=22.86,

p

＜0.001,η=0.41)的主效應顯著;對主效應進行事后多重比較發現：在頭皮左側(3.69 μV)和頭皮右側(3.73 μV)的LPP波幅均大于頭皮中央位置(2.33 μV)。觀看中性(1.94 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(4.56 μV),成功喚起負性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應和性別×刺激類型的交互作用(

p

＞0.17),情緒喚起效應在性別間是相似的。

情緒調節效應：

調節策略(

F

(2,66)=2.61,

p

=0.09)和性別(

F

(1,33)=0.04,

p

=0.85)的主效應不顯著,且無性別×調節策略的交互作用(

p

=0.91)。左右(

F

(2,66)=4.37,

p

=0.02,η=0.12)的主效應顯著,事后多重比較發現,在頭皮左側(5.18 μV)的LPP波幅大于頭皮中央位置(4.27 μV)。為了檢驗情緒調節效應的時間動態性,在500～1000 ms時間窗內,分為 2個時間區間(500～800 ms,800～1000 ms),測量與統計LPP波幅,并且將時間窗口(2個水平)作為方差分析的一個因素。進行 2(時間窗口)×3(調節策略)×2(性別)的重復測量方差分析,發現時間窗口的主效應顯著(

F

(1,33)=11.33,

p

=0.002,η=0.26),事后多重對比發現,在500～800 ms時間窗口顯著大于800～1000 ms時間窗口(

p

=0.002)。然而沒有發現調節策略×性別×時間窗口的交互作用(

F

(2,66)=1.53,

p

=0.22)。因此,在500～1000 ms內,各個窗口均不存在情緒調節與性別的交互作用。

圖3 男、女性在觀看中性,觀看負性,抑制負性和重評負性條件下腦電的總平均圖(電極位置：CP3,P3)

1000~2000 ms

情緒喚起效應：

刺激類型的主效應顯著,

F

(1,33)=34.58,

p

＜0.001,η=0.51;對主效應進行事后比較發現：觀看中性(0.10 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(2.86 μV),成功喚起負性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(

F

(1,33)=2.28,

p

=0.14)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.08,

p

=0.78),情緒喚起效應在性別間是相似的。

情緒調節效應：

調節策略(

F

(2,66)=0.60,

p

=0.55)、性別(

F

(1,33)=0.68,

p

=0.42)和左右(

F

(2,66)=0.87,

p

=0.40)的主效應不顯著,且無性別×調節策略的交互作用(

p

=0.38)。為了檢驗情緒調節效應的時間動態性,在1000～2000 ms時間窗內,將LPP以200 ms為單位分5個時間區間測量與統計LPP 波幅,并且將時間窗口(5個水平)作為方差分析的一個因素。進行 5(時間窗口)×3(調節策略)×2(性別)的重復測量方差分析,發現時間窗口的主效應顯著,

F

(4,132)=10.48,

p

＜0.001,η=0.24。事后多重對比發現,在 1000～1200 ms時間窗口顯著大于其他4個時間窗口(all

p

＜0.029)。然而沒有發現調節策略×性別×時間窗口的交互作用,

F

(5,178)=0.79,

p

=0.56。因此,在1000～2000 ms內,各個窗口均不存在情緒調節與性別的交互作用。

2000~3000 ms

情緒喚起效應：

刺激類型的主效應顯著,

F

(1,33)=21.98,

p

＜0.001,η=0.4;事后比較發現：觀看中性(0.40 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(2.61 μV),成功喚起負性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(

F

(1,33)=2.1,

p

=0.16)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.01,

p

=0.92),情緒喚起效應在性別間是相似的。

情緒調節效應：

調節策略(

F

(2,66)=4.06,

p

=0.02,η=0.11)的主效應和性別×調節策略(

F

(2,66)=4.19,

p

=0.02,η=0.11)的交互作用顯著。分解交互作用發現,男性被試表現出調節策略的主效應,

F

(2,32)=4.58,

p

=0.02,η=0.22。事后多重比較發現,表達抑制(1.11 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(3.26 μV) (

p

=0.02),而重評負性(2.38 μV)與觀看負性無顯著差異(

p

=0.76)。相反,女性被試的調節策略主效應不顯著,

F

(2,34)=3.04,

p

=0.10。為了進一步揭示表達抑制調節的性別差異,將抑制負性與觀看負性的差值作為因變量,性別為自變量做單變量方差分析。結果發現,在以抑制負性減觀看負性為因變量時,男性LPP波幅的差異量(-2.15μV)顯著大于女性(0.13 μV),

F

(1,33)=8.92,

p

=0.005,η=0.21 (如圖4 所示)。

圖4 表達抑制-觀看負性(左)和認知重評-觀看負性(右)的ERP差異波及其頭皮電壓地形圖

為了檢驗情緒調節效應的時間動態性,在2000～3000 ms時間窗內,將LPP以200 ms為單位分 5個時間區間測量與統計LPP波幅,并且將時間窗口(5個水平)作為方差分析的一個因素。進行5(時間窗口)×3(調節策略)×2(性別)的重復測量方差分析,正如預期,調節策略的主效應顯著,

F

(2,66)=4.06,

p

＜0.02,η=0.11。然而沒有發現調節策略×性別×時間窗口的交互作用,

F

(4,139)=0.53,

p

=0.72,因此,在2000～3000 ms內,情緒調節與性別的交互作用不隨時間窗口的變化而變化。

3000~4000 ms

情緒喚起效應：

刺激類型的主效應顯著,

F

(1,33)=11.01,

p

=0.002,η=0.25;事后比較發現：觀看中性(0.59 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(2.38 μV),成功喚起負性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(

F

(1,33)=1.46,

p

=0.24)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.002,

p

=0.97),情緒喚起效應在性別間是相似的。

情緒調節效應：

左右的主效應顯著,

F

(2,66)=6.09,

p

=0.01,η=0.16;且性別×調節策略的交互作用邊緣顯著,

F

(2,66)=2.83,

p

=0.07,η=0.08。在頭皮左側(2.35 μV)的 LPP波幅顯著大于頭皮右側(1.87 μV)和頭皮中央位置(1.48 μV) (all

p

＜0.044)。分解交互作用發現,男性被試表現出調節策略的主效應,

F

(2,32)=3.73,

p

=0.037,η=0.19。事后多重比較發現,表達抑制(0.83 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負性條件(2.85 μV) (

p

=0.044),而重評負性(1.74 μV)與觀看負性無顯著差異(

p

=0.36)。相反,女性被試的調節策略主效應不顯著,

F

(2,34)=0.03,

p

=0.96。為了進一步揭示上述表達抑制調節的性別差異,將抑制負性與觀看負性的差值作為因變量,性別為自變量做單變量方差分析。結果發現,在以抑制負性減觀看負性為因變量時,性別的主效應顯著,

F

(1,33)=6.43,

p

=0.02,η=0.16。事后比較發現,男性LPP波幅的差異量(-2.02 μV)顯著大于女性(0.12 μV) (如圖4所示)。為了檢驗情緒調節效應的時間動態性,在3000～4000 ms時間窗內,將LPP以200 ms為單位分5個時間區間測量與統計LPP波幅,并且將時間窗口(5個水平) 作為方差分析的一個因素。進行5(時間窗口) × 3(調節策略) × 2(性別)的重復測量方差分析,沒有發現調節策略×性別×時間窗口的交互作用,

F

(4,139)=1.76,

p

=0.14。因此,在 3000～4000 ms內,情緒調節與性別的交互作用不隨時間窗口的變化而變化。

因此,從刺激呈現后2000 ms開始,男性在抑制負性條件下比觀看負性誘發了更小的 LPP波幅,而這一波幅下降的效應女性并不顯著。然而,重評負性條件并沒有出現 LPP波幅的顯著下降與性別差異。

3.3 圖片評定

對刺激圖片事后的愉悅度評定分析中,以條件分組作為被試內變量,性別為被試間變量,進行重復測量方差分析。結果發現,觀看中性條件與負性條件(觀看負性、抑制負性和重評負性)差異顯著(all

p

＜0.001)。負性條件評分均顯著的低于量表的中位數(5) (all

p

＜0.001),且負性條件間兩兩無差異(all

p

＞0.19)。(如圖2C所示)。結果進一步證明本實驗選擇的實驗材料不但能有效誘發負性情緒,且3組負性圖片在情緒屬性是相似的。

3.4 相關分析

主觀報告結果和 LPP都顯示了觀看負性比觀看中性情緒體驗的提高,表明負性圖片有效誘發了情緒反應。雖然表達抑制策略在LPP中晚期窗口出現調節的性別效應,但是男女性在主觀情緒體驗上并沒有出現降低。為了檢驗 LPP波幅與主觀情緒的關系,本研究分別在觀看負性、重評負性與抑制負性三個條件下對 LPP各個窗口的波幅和負性情緒評分進行了斯皮爾曼等級相關分析。結果發現上述相關系數均不顯著(all

p

＞0.10)。

4 討論

本研究采用事件相關電位技術,研究男女運用表達抑制和認知重評調節負性情緒的時間動態特征。結果顯示,(1)觀看負性圖片相比觀看中性圖片,男女被試均出現主觀負性情緒體驗的提高,與情緒喚起相關的晚期正成分(LPP)波幅亦顯著提高,這表明實驗對負性圖片的選擇是有效的,有效誘發了負性情緒喚起的效應,且該情緒喚起效應不受性別的影響;(2)男女運用表達抑制調節負性情緒的主觀體驗沒有得到顯著的降低。然而在電生理指標上,從刺激呈現后2000 ms開始到刺激呈現結束,男性在抑制負性條件下相比觀看負性出現 LPP波幅的顯著下降而女性沒有該效應,這表明在刺激出現的2000～4000 ms內,男性抑制負性情緒的效果要優于女性;(3)在主觀負性情緒與LPP波幅指標上,沒有可靠地觀察到認知重評的情緒調節效果及性別差異。(4)相關分析表明,表達抑制或認知重評的電生理結果與主觀負性情緒評分不存在相關趨勢。(5)本實驗的腦電數據分析中,對時間窗口的劃分主要是基于主成分分析的結果。我們對基于主成分分析得到的時間窗口(如 1000～2000 ms,2000～3000 ms)進行更細的劃分,是為了進一步驗證大時間窗口內的統計結論的可靠性。即,驗證大時間窗口得出的效應是否穩定的存在于每個小窗口,還是說只來源于某個或某幾個小窗口。結果表明基于主成分分析的大窗口下的統計結果和以200 ms劃分的各個小窗口結果是一致的,說明通過主成分分析劃分時間窗口的方法是可靠的(Smith et al.,2003;Foti &Hajcak,2008)。

以往一系列的研究(Chen,Cheung,Bond,&Leung,2005;Gross &John,2003;Haga,Kraft,&Corby,2009;Matud,2004)采用問卷測量情緒調節方式的性別差異,發現男性使用表達抑制策略的頻率高于女性。但是,迄今并沒有研究考察表達抑制對負性情緒的調節效果在男女性別間是否存在差異。以往大量研究證明了腦電的LPP成分是反映情緒喚起水平及調節效果的有效指標(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Krompinger et al.,2008;Moser et al.,2006)。因此,采用腦電的LPP成分作為情緒調節效果的衡量指標,本研究揭示了男性確實相比女性存在表達抑制的情緒調節優勢。男性具有更好的表達抑制調節效果,可能與兩性在情緒表達行為上的差異有關。前人研究表明,男性在情緒上屬于“不表達”的群體,女性比男性有更多的情緒表達(Gross &John,1995,1997);更強烈的情緒表達和更高情緒體驗的尋求(Balswick &Avertt,1977;Hampson,van Anders,&Mullin,2006;Larsen &Diener,1987)。Grossman等人讓被試觀看一系列情緒喚起幻燈片,發現男性在面部肌電這一生理指標上的反應性不如女性,并進一步指出該性別差異可能來源于男女性社會性別角色的不同(Grossman &Wood,1993)。Kring等人的研究也證明,在觀看快樂、悲傷和恐懼的電影片段時,雖然男女在主觀情緒體驗的報告中沒有顯著的差別,但是在面部表情編碼中,發現女性相較于男性有更多的情緒表達。該研究指出面部情緒表達的這種性別差異與性別角色具有密切聯系(Kring &Gordon,1998)。與情緒相關的性別角色期望中,女性角色被認為對自身或其他人的情感狀態有更多的情緒性表達,且情緒是不穩定的。而男性角色與此相反,被認為是情緒穩定、堅韌、不易興奮激動的(Broverman,Vogel,Broverman,Clarkson,&Rosenkrantz,1972;Roseman,1984)。另外,家庭環境往往對男性具有不同于女性的性別角色期望,要求男性有擔當、有責任心、勇敢,更傾向于不表露內心感受(Eccles,Jacobs,&Harold,1990),所以男性在成長生活中可能不自主地按照社會所期望的男性角色要求,收斂并抑制自己的情緒。因而在調節負性情緒時,男性對生理性情緒表達的抑制效果就更具優勢。這也驗證了本研究的假設。本研究雖然沒有對被試的性別角色和家庭性別角色期望進行直接測量,但由于隨機招募被試以及正太分布的原因,有理由相信大部分的男生是符合男性角色期望的,而女生是符合女性角色期望的。然而,未來研究需進一步直接測量性別角色與家庭性別角色期望,以期進一步闡釋表達抑制男性優勢的原因。

本研究未發現表達抑制對主觀情緒體驗具有顯著調節效果,且主觀情緒體驗無顯著男女差異的存在。這與Gross及Goldin等人的研究結果相一致(Gross &Levenson,1997;Goldin et al.,2008)。表達抑制的腦電指標是實時記錄的,而主觀報告的情緒體驗相對滯后。被試采用表達抑制策略觀看 40張負性圖片結束后,才對自身的情緒強度體驗評分。因此,這相比即時情緒調節時的當下情緒體驗出現了滯后。有研究發現,讓被試在應激情境中采用表達抑制策略能導致負性情緒體驗的暫時性下降(Liverant,Brown,Barlow,&Roemer,2008)。然而,在實驗后的情緒平復階段,表達抑制條件下的主觀負性情緒水平卻并非隨平復時間的增加而越來越弱,相反可能隨著時間增加而逐漸增強(Feldner,Zvolensky,Stickle,Bonn-Miller,&Leen-Feldner,2006)。這表明表達抑制雖能在短時間內有效抑制負性情緒,但隨著時間延長卻可能會增加負性情緒。這一觀點得到了新近研究證據的支持。近期研究顯示,表達抑制策略能在短時間內對個體的負面情緒達到快速調控的效果(袁加錦等,2014);但長時間情緒表達抑制卻易導致抑郁和焦慮癥狀的產生(Ehring,Tuschen-Caffier,Schnulle,Fischer,&Gross,2010;John &Gross,2004;Liverant et al.,2008)。上述證據表明,當采用表達抑制調節負性情緒時,即時記錄的電生理數據可能相比滯后的主觀情緒測量能更加有效的反映表達抑制過程中的情緒體驗。這可能解釋了為什么本研究在即時的電生理指標上觀察到表達抑制調節負性情緒的性別差異,卻未能在主觀情緒測量上觀測到這一性別差異。表達抑制的調節效果隨時間變化這一特征,很可能是導致使用該策略時主觀體驗與電生理結果出現分離的重要原因。

需要注意的是,本研究的假設是基于日常生活中表達抑制使用頻率的男女差異而提出的,而實驗中卻控制男女被試在表達抑制習慣上的差異,這可能會讓讀者覺得與研究目的相違背。本實驗控制了兩性被試的表達抑制習慣,主要是因為被試自我報告的表達抑制習慣與現實生活中實際表達抑制的頻率可能并不相同。其原因是,以往大量研究指出情緒調節策略的訓練,能幫助個體自動化的使用該策略進行情緒調控(Heeren,Reese,McNally,&Philippot,2012;Tran,Siemer,&Joormann,2011;Wilson,MacLeod,Mathews,&Rutherford,2006)。例如,Heeren等人發現對被試進行注意積極刺激的訓練之后,在面對威脅信息時被試可以習得自動化的注意轉移,從而有效減弱其焦慮水平(Heeren et al.,2012),并且這一自動化調節效果不僅適用于成人也適用于兒童(MacLeod &Holmes,2012)。類似的,對被試進行積極認知重評的訓練,能幫助被試對壓力情境進行非指導性的、自動化的積極解釋(Tran et al.,2011;Wilson et al.,2006)。因此可以推測,由于社會文化對男性具有較少情緒表達的期望,成年男性在經過長期的生活及文化訓練后,其使用情緒的表達抑制可能已趨于自動化。這可能導致即便其主觀上并沒有意識到進行了更多的表達抑制,他們也能更有效的采用表達抑制進行情緒調控。另一方面,如果控制了自我報告的情緒調節習慣的差異,我們仍然能觀測到采用表達抑制進行情緒調節效果的性別差異,那么有關性別差異的結論將比未控制情緒調節習慣更加可靠。因此,即便自我報告的表達抑制習慣與現實生活中的表達抑制頻率可能存在某種相關,本研究依然選擇了控制了表達抑制習慣以期得到有關性別差異更為可靠的結論。

本研究沒有發現在重評負性條件下 LPP波幅的下降及其性別差異,這與我們的研究假設一致。袁加錦等人(2014)在中國文化背景下,對比了認知重評和表達抑制調節負性情緒的效率。結果發現雖然認知重評節省了更多的認知資源,但是在調節負性情緒水平的時間上要慢于表達抑制。在本研究中,圖片刺激的呈現時間和最大分析時長均為 4000 ms。為了充分揭示認知重評策略調節負面情緒的電生理效應,部分新近研究推薦將刺激呈現時間延長至5秒(Paul,Simon,Kniesche,Kathmann,&Endrass,2013)。鑒于認知重評策略相對較慢的調控速度,有可能該策略對電生理反應的調節效應發生在更晚的時間點上。因此,未來研究應當在更長的時間范圍內對認知重評調節的電生理效應進行分析。

然而,本研究是基于群體水平得出的結論,可能并不能將結論推廣到每個男女性個體。盡管男女性從群體而言具有表達抑制的男性優勢,但并非所有男性在日常生活中都具有更高的情緒表達抑制的水平,比如也有男性通過哭泣來發泄情緒。文獻證明外傾性是與情緒表達能力密切相關的人格特質(Riggio &Riggio,2002;???&OhSoosung,2009)。大量研究表明高外傾伴隨著更多的情緒表達和較少情緒表達抑制(Carver,Sutton,&Scheier,2000;Gross&John,2003;Chen et al.,2005)。例如,Gross等人發現外傾性與個體的表達抑制行為成負相關。Chen等人進一步指出相比于低外傾人群,高外傾人群的內在表達意愿和外顯表達行為之間的一致性程度更高。當需要外傾人群抑制自己的負性情緒表達時,這與其較高的情緒表達傾向相違背,所以有可能導致外傾人群的調節效果不佳。研究也發現,外傾性得分高的人,在采用表達抑制調節負性情緒時出現了困難(Gross &John,2003;Pe?a-Gómez,Vidal-Pi?eiro,Clemente,Pascual-Leone &Bartrés-Faz,2011),從而很有可能目前得到的性別差異并不適合于高外傾人群。這一可能性將在未來研究中予以探討。

另一方面,表達抑制調節負性情緒存在男性優勢的神經機制需要未來研究的進一步探討。已有研究表明前額葉皮層是情緒調節的關鍵腦區,主要包括背外側前額皮層(dlPFC)和腹外側前額皮層(vlPFC)等控制區域(Otto,Misra,Prasad,&McRae,2014;Townsend et al,2013)。在個體進行有意識情緒調節時,前額葉控制區域通過對情緒喚起相關腦區如杏仁核的抑制,導致其激活水平降低,從而達到對情緒的調節(Banks,Eddy,Angstadt,Nathan,&Phan,2007;Goldin et al.,2008;Townsend et al.,2013)。男性日常生活中的表達抑制行為更多,可能出現在表達抑制條件下,男性人群的前額皮層對杏仁核等情緒神經環路激活的抑制,即前額葉-杏仁核的功能鏈接強度要強于女性人群。另一方面如果要實現對情緒神經環路相似的控制水平,女性也可能相比男性需要卷入更多的前額葉控制區域的激活才能實現。這些假設均需未來研究采用功能性磁共振技術予以驗證。

5 結論

本研究采用組塊設計,探討認知重評和表達抑制調控效果的性別差異。雖然在主觀報告無顯著的調節效果,但在腦電生理指標的晚期正成分上發現采用表達抑制策略進行負性情緒調節的效果男性優于女性,這提示男性比女性更適合采用抑制情緒表達的方式進行日常情緒管理,這種差異可能與社會對男女性性別角色的不同期望有關。下一步的研究可以測量性別角色期望,從而深入探討表達抑制男性優勢的原因。另外,表達抑制調控效果的性別差異可能會受相關人格因素,如外傾性的影響。是否表達抑制策略不適用于高外傾性的男女群體,未來研究將進一步跟進。

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