情緒對高低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響

李雪寧 懷章翠 程 璐

（1 上海師范大學(xué)心理學(xué)系，上海 200234；2 上海師范大學(xué)教務(wù)處，上海 200234）

1 引言

體育運(yùn)動充滿對抗性， 體育生在日常活動或比賽中常常會遇到突發(fā)狀況， 這需要其既能運(yùn)用原有策略繼續(xù)完成比賽， 又能及時調(diào)整策略應(yīng)對各類情況（Rusciano et al.， 2017）。這一過程需要體育生建立完備的認(rèn)知控制能力。 認(rèn)知控制（cognitive control）是指個體為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，調(diào)節(jié)和控制自己的思想和行為，過濾與任務(wù)無關(guān)的信息，抑制習(xí)慣性反應(yīng)和沖動的心理過程（Savine ＆ Braver， 2010）。 Braver等人（2007）將認(rèn)知控制分為主動性（proactive control）和反應(yīng)性（reactive control）兩種控制模式。 主動性控制模式下，個體利用線索信息預(yù)防反應(yīng)沖突；而反應(yīng)性控制模式下，個體能及時靈活地利用信息解決沖突。不同情境下，個體需要靈活選擇對任務(wù)操作最有利的認(rèn)知控制方式來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)任務(wù)（徐雷等，2012）。

雙重認(rèn)知控制理論認(rèn)為人格和情緒因素在認(rèn)知控制權(quán)衡的過程中扮演重要角色， 為研究非認(rèn)知因素對認(rèn)知控制的影響提供了方向 （Braver et al.，2007）。以往研究已經(jīng)證實(shí)了人格特質(zhì)對認(rèn)知控制的影響（Braver et al.， 2007； Fales et al.， 2008），同時也有不少研究考察了積極情緒對認(rèn)知控制的影響（Chiew， 2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach， 2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆Kerns， 2011； van Wouwe et al.， 2011）。關(guān)于積極情緒，Gable 和Harmon－Jones （2010）的研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒的動機(jī)強(qiáng)度會調(diào)節(jié)其對認(rèn)知加工的影響。具體而言， 高趨近動機(jī)積極情緒使個體注意更加集中，降低認(rèn)知靈活性；而低趨近動機(jī)積極情緒則會擴(kuò)展注意范圍， 促進(jìn)個體對任務(wù)相關(guān)資源更廣泛的探索，從而提高認(rèn)知靈活性。 因此，從積極情緒下不同動機(jī)強(qiáng)度視角考察不同人格特質(zhì)個體的認(rèn)知控制模式，有助于揭示個體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施對不同個體進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)。 對體育生而言，則可以幫助他們靈活選擇認(rèn)知控制模式，進(jìn)而使其競技表現(xiàn)達(dá)到最佳狀態(tài)。

持續(xù)高強(qiáng)度的訓(xùn)練和競賽往往會導(dǎo)致體育生出現(xiàn)過度緊張、焦慮等負(fù)性情緒，以往研究也大多探討負(fù)性情緒對運(yùn)動者競技狀態(tài)的影響及其調(diào)節(jié)作用（Gorczynski et al.， 2017； Gouttebarge et al.，2019； Wolanin et al.， 2016； Nicholls et al.，2020； Ojio et al.， 2021）。 但體育運(yùn)動中個體也很容易進(jìn)入心流體驗(yàn)，該體驗(yàn)會讓個體完全投入其中，并能感受到強(qiáng)烈的積極情緒（Csikszentmihalyi，1975）。 體育運(yùn)動是心流體驗(yàn)產(chǎn)生的主要來源之一（Privette ＆ Bundrick， 1989）。 當(dāng)然，不同個體體驗(yàn)到的心流頻率和質(zhì)量是不同的。例如，有研究指出自帶目的性人格個體可以在日常生活中更頻繁地體驗(yàn)到心流 （Ullen et al.， 2012）。 這與Jackson 等人（1998）提出的特質(zhì)心流概念異曲同工。 特質(zhì)心流是將心流概念化為傾向性的人格特質(zhì)。 高特質(zhì)心流的個體更容易在不同的情境中體驗(yàn)到心流。

自帶目的性人格個體在日常生活中能更多地體驗(yàn)到積極情緒， 較少產(chǎn)生無聊和焦慮等消極情緒（Ishimura ＆ Kodama， 2009）。 此外，多數(shù)人在挑戰(zhàn)低而技能高的時候會感到無聊， 但高度自帶目的性人格的人可以通過對挑戰(zhàn)機(jī)會的敏感來轉(zhuǎn)變并享受無聊（Baumann， 2021）。 類似的，當(dāng)挑戰(zhàn)高而技能低時，多數(shù)人會感到焦慮，而高度自帶目的性人格的個體可以通過努力發(fā)展技能來轉(zhuǎn)變并享受挑戰(zhàn)， 從而減輕焦慮的情緒 （Tse et al.， 2020）。 不僅如此，Baumann 和Scheffer （2011）的研究還發(fā)現(xiàn)，與一般個體相比， 自帶目的性人格的個體在自我方面表現(xiàn)出了較高的抗干擾能力。而越來越多的證據(jù)表明，自我是情緒調(diào)節(jié)的強(qiáng)大來源 （Linville， 1987）。Miros?aw （2013）的研究也發(fā)現(xiàn)，具有自帶目的性人格的運(yùn)動員情緒更穩(wěn)定，看待事情的態(tài)度更積極，不會因障礙的干擾而變得生氣和緊張， 更容易投入到活動中。由此看來，個體在日常生活中體驗(yàn)到心流的頻率和質(zhì)量會影響個體在不同情緒下的認(rèn)知表現(xiàn)。高特質(zhì)心流個體更善于平衡情緒的影響。因此，本研究選取特質(zhì)心流這一人格特質(zhì)， 探究情緒對不同特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制模式的影響。 本研究提出假設(shè)， 情緒狀態(tài)對不同特質(zhì)心流體育生的影響可能會存在差異，進(jìn)而導(dǎo)致隨后認(rèn)知控制中的不同表現(xiàn)。進(jìn)一步講， 低特質(zhì)心流體育生可能更容易受到情緒的影響（實(shí)驗(yàn)1）。

在上述工作基礎(chǔ)上，研究（實(shí)驗(yàn)2）針對低特質(zhì)心流體育生進(jìn)一步考察不同情緒調(diào)節(jié)策略對認(rèn)知控制的調(diào)節(jié)作用。 Gross 等人（2002）根據(jù)情緒發(fā)展的不同階段提出了四種情緒調(diào)節(jié)策略， 以往研究多探究和驗(yàn)證了認(rèn)知重評和表達(dá)抑制策略對情緒的調(diào)節(jié)效果（郭小青， 汪玲， 2016； 齊冰等， 2019； 孫巖等， 2020）。 此外，有研究者發(fā)現(xiàn)通過情緒調(diào)節(jié)改變情緒的動機(jī)強(qiáng)度， 可以改變其對后續(xù)認(rèn)知加工的影響。Juergensen 和Demaree（2015）發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評策略可以改變個體對事物的渴望或回避強(qiáng)度， 進(jìn)而影響個體的認(rèn)知控制。王琬和姜媛（2018）發(fā)現(xiàn)，采用這兩種策略調(diào)節(jié)快樂情緒，可以降低個體的反應(yīng)性控制；而抑制憤怒情緒會降低個體的主動性控制。因此，本研究采用的也是這兩種情緒調(diào)節(jié)策略， 探究其對情緒動機(jī)維度的調(diào)節(jié)作用， 以及對后續(xù)認(rèn)知控制的影響。

2 預(yù)實(shí)驗(yàn)

2.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

選擇情緒誘發(fā)材料，對其進(jìn)行評定，以篩選出實(shí)驗(yàn)所用的材料；篩選和分配被試。

2.2 情緒誘發(fā)材料的選擇與評定

2.2.1 被試

招募被試53 人（其中男性26 人），年齡范圍為18～25 歲，右利手，視力或矯正視力正常，且參加實(shí)驗(yàn)前的一段時間內(nèi)， 沒有接觸過類似情緒圖片的評定。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)材料的選取參考了Gable 和Harmon-Jones（2011）研究中的做法，使用誘人的美食圖片和美麗的風(fēng)景圖片分別誘發(fā)被試高、 低強(qiáng)度的趨近動機(jī)積極情緒。 實(shí)驗(yàn)中選擇了25 張美麗風(fēng)景的圖片、25 張誘人美食的圖片，另外又選取4 張中性圖片（不涉及食物和風(fēng)景的一些物體圖片，例如，方塊或圓柱體的圖片）被用作練習(xí)實(shí)驗(yàn)的材料。這些情緒圖片選自國際情緒圖片庫 （international affective picture system， IAPS）和互聯(lián)網(wǎng)。 實(shí)驗(yàn)中的圖片規(guī)格均設(shè)置為432×324 像素大小。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

將被試隨機(jī)分為兩組， 分別評定不同的情緒圖片。28 名（其中男性13 人）被試參與評定美食圖片，25 名（其中男性13 人）被試參與評定風(fēng)景圖片。

采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)， 比較兩組圖片在情緒的三個維度上得分的差異。 被試通過問卷評定情緒圖片，采用Likert 9 點(diǎn)評分法。圖片三個維度上的得分越高分別表示越愉悅、 越激動和越渴望 （Briggs ＆Martin， 2009）。

2.2.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

以三個維度上的評定分?jǐn)?shù)為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)（見表1）：兩組情緒圖片在愉悅度（t（51）＝1.26， p＝0.214）上差異不顯著；在喚醒度（t（51）＝2.27，p＝0.029）上差異顯著，高趨組的喚醒度顯著高于低趨組；在情緒的趨近動機(jī)強(qiáng)度（t（51）＝2.90，p＝0.006）上差異顯著，高趨組的動機(jī)強(qiáng)度顯著高于低趨組。

表1 兩種情緒圖片在三種維度得分的差異比較

根據(jù)Bradley 等人（2001）的情緒理論，動機(jī)強(qiáng)度與喚醒水平正相關(guān)， 高動機(jī)強(qiáng)度的刺激會誘發(fā)高喚醒水平， 喚醒度的評定也反映了動機(jī)系統(tǒng)的激活程度。 因此該研究采用的情緒圖片材料可以用于后續(xù)研究。

2.3 實(shí)驗(yàn)被試的篩選

2.3.1 被試

本研究選取廣州市某體育職業(yè)院校的體育生作為被試，通過問卷星發(fā)放簡化特質(zhì)流暢問卷，保留有效問卷391 份（有效率為96%），包括男生338 人，女生53 人。 被試初選采用極端分組法，選取位于樣本兩端各27%的被試，劃分出人數(shù)相等的高特質(zhì)心流組（107 人）和低特質(zhì)心流組（107 人）。從兩組數(shù)據(jù)中隨機(jī)選取高心流組被試30 人， 低心流組被試30人參與實(shí)驗(yàn)一；再從低特質(zhì)心流組隨機(jī)選取兩組，每組各30 人，參與實(shí)驗(yàn)二。

2.3.2 心流量表

研究使用經(jīng)過劉微娜（2010）修訂的簡化特質(zhì)流暢量表，該量表共9個題目，采用5 點(diǎn)評分。

對簡化特質(zhì)流暢量表的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，CFI 的值為0.91，RMSEA 的值為0.11＞0.10， 擬合度稍差；SRMR 的值低于0.08。 Cronbach’s α 系數(shù)為0.86，達(dá)到可接受的程度。

2.3.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

表2 和表3 的結(jié)果表明，高、低特質(zhì)心流的體育生在心流得分上有顯著差異（p＜0.0001），低心流組（90 人） 三組之間心流得分差異不顯著 （p＝0.976，η2p＝0.001）。因此，選擇的高、低特質(zhì)心流的體育生可參加后續(xù)研究。

表2 高、低特質(zhì)心流體育生心流測驗(yàn)得分的獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果

表3 低特質(zhì)心流三組體育生心流得分的單因素方差分析結(jié)果

3 實(shí)驗(yàn)一 不同趨近動機(jī)強(qiáng)度積極情緒對高低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響

3.1 被試

60 名被試參與實(shí)驗(yàn)一，高低心流組各30 人。 剔除因樣本缺失值較多的無效數(shù)據(jù)后，有效被試為48人（其中男性34 人），年齡范圍為18～25 歲。 其中高心流組有27 人，低心流組有21 人。 均為右利手，視力或矯正視力正常，且對此類實(shí)驗(yàn)尚無接觸。

3.2 實(shí)驗(yàn)材料與任務(wù)

該研究采用情緒版AX－CPT （the continuous performance test） 范式， 即在經(jīng)典AX－CPT 范式（Braver， 2012）的基礎(chǔ)上，在實(shí)驗(yàn)的每個trial 之前添加一張情緒圖片誘發(fā)被試不同動機(jī)強(qiáng)度的積極情緒。 實(shí)驗(yàn)中所用均為預(yù)實(shí)驗(yàn)篩選出的情緒圖片。

AX－CPT 范式包含線索刺激（A 或B）呈現(xiàn)、延遲階段（注視點(diǎn)空屏）和探測刺激（X 或Y）呈現(xiàn)三部分。 將大寫字母A，B，X，Y（55 號Times New Roman字體） 作為實(shí)驗(yàn)材料。 被試需要立即對緊跟線索A呈現(xiàn)的探測刺激X 做靶反應(yīng)（即AX 序列），其余情況都做非靶反應(yīng)。 其中AX 序列在每個Block 中隨機(jī)呈現(xiàn)35 次，BX，AY，BY 序列在每個Block 中各隨機(jī)呈現(xiàn)5 次，以使被試對靶刺激“A”和“X”產(chǎn)生較強(qiáng)的目標(biāo)反應(yīng)傾向， 而在對AY，BX 序列做出非目標(biāo)反應(yīng)時會產(chǎn)生認(rèn)知沖突。為解決這種沖突，被試需要加強(qiáng)認(rèn)知控制。 BX 序列的反應(yīng)時或錯誤率降低對應(yīng)主動性控制，AY 序列的反應(yīng)時和錯誤率降低對應(yīng)反應(yīng)性控制模式（Braver et al.， 2007； 徐雷 等，2012）。

3.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（特質(zhì)心流：高心流組、低心流組）×2（積極情緒趨近動機(jī)強(qiáng)度：高趨組、低趨組）的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。心流組別是被試間變量，積極情緒趨近動機(jī)強(qiáng)度是被試內(nèi)變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應(yīng)時和正確率。

3.4 實(shí)驗(yàn)程序

分為練習(xí)和正式實(shí)驗(yàn)兩部分。 練習(xí)部分共有10個trial， 被試正確率達(dá)到80%及以上后進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。 正式實(shí)驗(yàn)的每個Block 包括50個trial，共4個Block。其中前兩個Block 為一組，后兩個Block 為一組，分別誘發(fā)某一種情緒。 為了防止兩種積極情緒之間相互干擾， 兩者之間會設(shè)置一分鐘的計(jì)算項(xiàng)目，同時設(shè)置一半被試按照趨近動機(jī)強(qiáng)度由高到低的順序進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，另一半被試按由低到高的順序進(jìn)行。

實(shí)驗(yàn)流程如圖1 所示：首先呈現(xiàn)一張情緒圖片，線索刺激和探測刺激的呈現(xiàn)時間都為300ms， 二者之間插入一個1000ms 的反應(yīng)黑屏。 被試需要按“F”鍵做靶反應(yīng)，按“J”鍵做非靶反應(yīng)。 留給被試反應(yīng)的時間設(shè)置為1300ms，兩個Block 之間有休息，整個實(shí)驗(yàn)大概需要30 分鐘。

實(shí)驗(yàn)均在離被試最近一次進(jìn)食2～4 小時開始，確保美食圖片能有效地誘發(fā)其高趨近動機(jī)積極情緒。

3.5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

對AY 序列上的反應(yīng)時進(jìn)行方差分析：情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.54，p＝0.466，η2p＝0.01；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.29，p＝0.593，η2p＝0.04；情緒與心流的交互作用顯著，F(xiàn) （1，46）＝6.72，p＝0.013，η2p＝0.13。簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，高心流組被試在不同趨近動機(jī)強(qiáng)度積極情緒下的反應(yīng)時差異不顯著（p＝0.167），而低心流組被試的反應(yīng)時差異顯著（p＜0.050）， 高趨組AY 的反應(yīng)時顯著高于低趨組（見圖2）。

圖2 AY 序列反應(yīng)時上的交互作用圖

對AY 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.01，p＝0.924，η2p＝0.001；心流的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1，46）＝6.11，p＝0.017，η2p＝0.12，高心流組在AY 序列上的正確率顯著高于低心流組；情緒與心流的交互作用不顯著F（1，46）＝0.35，p＝0.559，η2p＝0.01。

對BX 序列上的反應(yīng)時進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.03，p＝0.875，η2p＝0.001；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝1.35，p＝0.252，η2p＝0.03； 情緒與心流的交互作用不顯著，F(xiàn) （1，46）＝0.43，p＝0.515，η2p＝0.01。

對BX 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝1.00，p＝0.323，η2p＝0.02；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝2.45，p＝0.125，η2p＝0.05； 情緒與心流的交互作用也不顯著，F(xiàn) （1，46）＝0.20，p＝0.657，η2p＝0.001。

3.6 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果表明， 兩類體育生的主動性控制能力無顯著差異， 但高特質(zhì)心流體育生的反應(yīng)性控制能力顯著優(yōu)于低特質(zhì)心流體育生。而且相比之下，低特質(zhì)心流的體育生更容易受到情緒的影響， 表現(xiàn)為在高趨近動機(jī)積極情緒下采用反應(yīng)性控制模式的傾向受到抑制。 因此，在此基礎(chǔ)上，實(shí)驗(yàn)二針對低特質(zhì)心流被試進(jìn)一步考察不同情緒調(diào)節(jié)策略的影響。

4 實(shí)驗(yàn)二 情緒調(diào)節(jié)策略的使用對低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響

4.1 被試

60 名低特質(zhì)心流體育生參與實(shí)驗(yàn)二，剔除因樣本缺失值較多的無效數(shù)據(jù)后，剩余44 人（其中男性38 人），年齡范圍為18～25 歲，均為右利手，近期對此類實(shí)驗(yàn)無接觸。被試分為兩組，一組24 人（其中男性19 人），另一組20 人（其中男性19 人），兩組被試的特質(zhì)心流得分無顯著差異（p＝0.976）。兩組被試隨機(jī)分配，接受一種情緒調(diào)節(jié)策略。

4.2 實(shí)驗(yàn)材料與任務(wù)

范式同實(shí)驗(yàn)一。

4.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（情緒調(diào)節(jié)策略：基線組（實(shí)驗(yàn)一低心流組）、認(rèn)知重評組、表達(dá)抑制組）×2（積極情緒趨近動機(jī)強(qiáng)度：高趨組、低趨組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。 積極情緒趨近動機(jī)強(qiáng)度是被試內(nèi)變量， 情緒調(diào)節(jié)策略為被試間變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應(yīng)時和正確率。

4.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)程序同實(shí)驗(yàn)一， 但實(shí)驗(yàn)二的指導(dǎo)語另添加了兩種情緒調(diào)節(jié)的指導(dǎo)語。

表達(dá)抑制策略指導(dǎo)語： 里面的圖片內(nèi)容可能會引起您產(chǎn)生某種情緒，請盡量掩飾您的表情，不要讓別人看出您的真實(shí)感受。例如：出現(xiàn)了您喜歡的一款美食，即使很想吃，也不要讓別人看出來。

認(rèn)知重評策略指導(dǎo)語： 里面的圖片內(nèi)容可能會引起您產(chǎn)生某種情緒， 請您盡量保持客觀理智的態(tài)度，思考它們的不同方面。 例如：出現(xiàn)了一幅美食圖片，您很想吃，就告訴自己“吃美食會長胖”“不干凈”等來降低自己的渴望。

研究證明，該指導(dǎo)語的信效度良好（鐘建安等，2011），能夠有效地引導(dǎo)被試采用認(rèn)知重評和表達(dá)抑制策略。

4.5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

對AY 序列上的反應(yīng)時進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，62）＝1.51，p＝0.224，η2p＝0.02；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.28，p＝0.754，η2p＝0.01； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.97，p＝0.385，η2p＝0.03。

對AY 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，62）＝0.04，p＝0.853，η2p＝0.001；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.58，p＝0.563，η2p＝0.02； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.89，p＝0.417，η2p＝0.03。

對BX 序列上的反應(yīng)時進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，62）＝2.93，p＝0.092，η2p＝0.05； 策略的主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn) （2，62）＝2.60，p＝0.082，η2p＝0.08；表達(dá)抑制組BX 序列反應(yīng)時顯著高于基線組，而認(rèn)知重評組與表達(dá)抑制和認(rèn)知重評組與基線組差異均不顯著； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn)（2，62）＝1.42，p＝0.250，η2p＝0.25。

對BX 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，62）＝0.001，p＝0.951，η2p＝0.001；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝1.44，p＝0.245，η2p＝0.04； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝1.32，p＝0.273，η2p＝0.04。

5 討論

本研究發(fā)現(xiàn)， 情緒對不同特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制能力的影響不同， 低特質(zhì)心流個體更容易受到情緒影響， 而使用情緒調(diào)節(jié)策略可以有效調(diào)節(jié)情緒對此類體育生認(rèn)知控制的影響。

實(shí)驗(yàn)一首先發(fā)現(xiàn)， 高低特質(zhì)心流體育生的主動性控制能力無顯著差異， 但高特質(zhì)心流體育生的反應(yīng)性控制能力優(yōu)于低特質(zhì)心流體育生。 主動性控制模式下，個體會主動地保持與目標(biāo)相關(guān)的信息，運(yùn)用線索信息做出反應(yīng)準(zhǔn)備。 面對充滿對抗和挑戰(zhàn)的運(yùn)動， 采用主動性控制模式可以幫助個體保證體育項(xiàng)目的順利完成。有研究表明，高心肺適應(yīng)性個體更能保證有足夠的資源分配給主動性控制的資源， 因而也會更傾向于采用主動性策略 （Pontifex et al.，2011）。此外，高特質(zhì)心流個體更容易進(jìn)入心流狀態(tài)，日常體驗(yàn)到心流的頻率和質(zhì)量也更高， 進(jìn)而增強(qiáng)個體對任務(wù)的集中注意力和抵抗無關(guān)信息干擾的能力（Csikszentmihalyi， 1990）。 而反應(yīng)性控制則是發(fā)生在干擾發(fā)生后的檢索與修正階段。 高特質(zhì)心流體育生能夠以一種更優(yōu)的方式分配認(rèn)知資源， 可以靈活采用消耗較少認(rèn)知資源的反應(yīng)性控制模式， 也具有更高的認(rèn)知靈活性。

實(shí)驗(yàn)一還發(fā)現(xiàn)， 低特質(zhì)心流體育生更容易受到情緒的影響。 Baumann （2021）提出，高度自帶目的性的個體比他們的同伴更能忍受挑戰(zhàn)和技能的不平衡，而且可以通過轉(zhuǎn)變享受高度無聊和焦慮的環(huán)境。因此高特質(zhì)心流體育運(yùn)動員能積極地調(diào)整情緒，進(jìn)而削弱情緒對自己的影響， 而低特質(zhì)心流體育生則容易受到情緒的影響。以往的研究也發(fā)現(xiàn)，積極情緒也會影響個體對認(rèn)知控制策略的權(quán)衡（Chiew，2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach，2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆ Kerns，2011； van Wouwe et al.， 2011）， 但探究積極情緒的動機(jī)維度對認(rèn)知控制影響的研究較少。 本研究關(guān)注到這一具體維度的作用， 發(fā)現(xiàn)不同趨近動機(jī)強(qiáng)度的積極情緒會影響低特質(zhì)心流體育生對認(rèn)知控制模式的權(quán)衡。 具體表現(xiàn)為，高趨近動機(jī)積極情緒下，低心流體育生采用反應(yīng)性控制策略的反應(yīng)時顯著長于高心流組，表明他們采用該策略的傾向受到了抑制。這意味著當(dāng)刺激或環(huán)境變化時， 低特質(zhì)心流個體更難克服反應(yīng)定勢， 面對沖突時無法靈活地運(yùn)用即時出現(xiàn)的任務(wù)相關(guān)信息去解決。

實(shí)驗(yàn)二首先發(fā)現(xiàn)，使用情緒調(diào)節(jié)策略后，低特質(zhì)心流體育生在不同趨近動機(jī)積極情緒下采用反應(yīng)性控制策略的傾向不再存在顯著差異， 表明情緒調(diào)節(jié)策略的使用提高了個體的反應(yīng)靈活性。 以往研究發(fā)現(xiàn)， 情緒調(diào)節(jié)策略可以通過調(diào)節(jié)情緒的動機(jī)強(qiáng)度進(jìn)而影響認(rèn)知加工。 例如，Juergensen 和Demaree（2015）也發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評可以改變個體對食物渴望或回避的強(qiáng)度，進(jìn)而影響個體的認(rèn)知控制。 本研究中，情緒調(diào)節(jié)策略的使用減少了高趨近動機(jī)積極情緒對低心流體育生的影響， 促進(jìn)了此類個體采用反應(yīng)性控制策略的傾向。

實(shí)驗(yàn)二同時還發(fā)現(xiàn)， 表達(dá)抑制策略的使用會降低低特質(zhì)心流體育生采用主動性控制的傾向， 更偏向于使用反應(yīng)性控制策略，消耗更少的認(rèn)知資源，遭遇沖突時能夠靈活應(yīng)對， 促進(jìn)動作向自動化的方向發(fā)展。 此結(jié)果與王琬和姜媛（2018）的研究結(jié)果較為一致。同時他們指出，表達(dá)抑制策略通過抑制某種情緒，減少對情緒事件細(xì)節(jié)的關(guān)注，降低個體的情緒體驗(yàn)，此過程會消耗大量的認(rèn)知資源，而個體在使用主動性控制策略時同樣需要消耗較多的認(rèn)知資源。 而個體的認(rèn)知資源是有限的 （Sweller et al.， 2019），因此體育運(yùn)動員在使用表達(dá)抑制策略后， 隨著認(rèn)知資源的減少和消耗， 他們的主動性控制能力也相應(yīng)地削弱，表現(xiàn)出對反應(yīng)性控制策略的使用偏向。

綜上， 本研究具有一定的理論和實(shí)踐意義。 首先， 以往研究很少將人格特質(zhì)和情緒結(jié)合來考察它們對個體認(rèn)知控制模式的影響。 本研究從積極情緒下不同動機(jī)強(qiáng)度視角考察不同特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制模式，有助于揭示個體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施針對不同體育生進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)，幫助他們靈活選擇認(rèn)知控制模式，進(jìn)而使其競技表現(xiàn)達(dá)到最佳狀態(tài)。因此，在日常訓(xùn)練中應(yīng)多關(guān)注此類體育生的情緒狀態(tài)， 采取有針對性的情緒調(diào)節(jié)策略幫助低特質(zhì)心流體育生調(diào)節(jié)其情緒狀態(tài)， 進(jìn)而靈活運(yùn)用認(rèn)知控制模式，以促進(jìn)其運(yùn)動表現(xiàn)。 例如，對于容易受到情緒影響的低特質(zhì)心流體育生， 面臨的任務(wù)要求需要較高的認(rèn)知靈活性時（例如，乒乓球運(yùn)動），教練可以采用舒緩放松的音樂等外部措施誘發(fā)學(xué)生低動機(jī)情緒， 從而使學(xué)生在平靜的情緒下保持靈活的反應(yīng)以完成當(dāng)前任務(wù)。

本研究也存在一些不足。首先，實(shí)驗(yàn)選用的情緒材料在喚醒度和趨近動機(jī)強(qiáng)度上都存在顯著差異，仍可能產(chǎn)生混淆， 因此之后的研究中應(yīng)嚴(yán)格控制情緒不同維度之間的相互影響。其次，本研究選取的被試是體育生，男女被試樣本量差異過大，可能會在一定程度上影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。 而且日常生活中男女生使用情緒調(diào)節(jié)策略的偏好和習(xí)慣可能也存在差異，日后研究應(yīng)該將性別和其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為額外變量加以適當(dāng)?shù)目刂?。最后，由于該校體育生未接觸過類似的行為實(shí)驗(yàn)，收取的無效數(shù)據(jù)較多，導(dǎo)致樣本量缺失。之后實(shí)驗(yàn)可以進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量進(jìn)行研究，或者將研究對象擴(kuò)展到其他被試群體。

6 結(jié)論

（1） 情緒對不同特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制權(quán)衡的影響存在差異。 具體表現(xiàn)為高動機(jī)趨近積極情緒會抑制低心流個體采用反應(yīng)性控制策略的傾向，而對高特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制的影響較小。

（2） 情緒調(diào)節(jié)策略可以有效調(diào)節(jié)情緒對低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響。