1 引言

行为抑制是指个体在特定环境下抑制不符合当前目标的反应或行为的能力，是执行功能的重要组成部分，与个体生存适应密切相关（Albert, López, & Carretié, 2010）。从认知-决策的角度来看，行为抑制包括早期知觉加工、冲突觉察、晚期反应抑制等阶段（Yuan, He, Zhang, Chen, & Li, 2008）。近年来研究者们对行为抑制的神经机制进行了大量研究。采用停止信号任务并结合fMRI技术，Li，Huang，Constable和Sinha（2006）发现内侧额上回及中央前回额叶是行为控制过程的主要神经基础。此外，Bokura，Yamaguchi和Kobayashi（2001）也发现眶额叶与前扣带回在行为抑制活动中具有重要作用。在电生理研究方面，采用Go-NoGo及Oddball范式的ERP研究发现，行为抑制活动容易诱发两个脑电成分：一个是额－中央区N2成分，一个是中央－顶区P3成分。N2成分被认为是在执行过程中负责修订自动行为计划或更大范围的认知控制加工，它与有效注意、觉察反应冲突及活动监控等相联系，标志着对不同刺激的冲突觉察，属于行为抑制过程的子阶段（Bekker, Kenemans, & Verbaten, 2005; Falkenstein, Hoormann, & Hohnsbein, 1999; Nagy, Potts, & Loveland, 2003; van Veen & Carter, 2002）。而中央－顶区P3成分主要与抑制加工本身或评估抑制结果有关，直接反应了行为抑制过程中的反应抑制阶段（Hirokazu, Shuhei, & Shotai, 2001; Smith, Johnstone, & Barry, 2008; Yu, Yuan, & Luo, 2009）。

众多研究表明行为抑制与情绪存在密切关系，但是关于情绪对行为抑制的影响，至今还没有一致的结论。一些研究者认为情绪能促进个体的行为抑制，而另一些研究者则认为情绪妨碍了个体的行为抑制，并且这两种结论均得到了实验支持。例如Verbruggen和De Houwer（2007）以反应时为测量手段，采用停止信号范式考察了情绪对个体行为抑制的影响，结果发现，情绪图片出现后的无信号反应时以及停止反应时长于中性刺激，表明情绪妨碍了个体的行为抑制。此外，辛勇，李红和袁加锦（2010）使用ERP技术，以双选择情绪oddball范式考察了情绪对行为抑制的影响，研究发现负性条件下的反应时长于中性和正性条件，并且，被试的冲突检测（N2成分）以及之后的行为抑制脑活动（P3成分）增强，而加工过程明显变慢，该研究进一步从电生理角度表明负性情绪妨碍了个体的行为抑制能力。然而，相反的是，Kanske和Kotz（2010）采用听觉Simon任务，考察了具有情绪性的声音和非情绪性的声音对行为抑制的影响，结果发现被试在负性情绪下对不一致条件的反应时显著更快，并且N2波幅更大，该研究认为负性情绪促进了被试的行为抑制。同样，贾丽萍（2014）使用双选择Oddball任务也发现负性情绪促进了个体的行为抑制。以上相互矛盾的研究结果提示，情绪对行为抑制的影响可能受到其他因素的影响。

已有研究发现，人格特质，尤其是外倾性，是情绪反应差异的重要因素。外倾性是一种用来描述个体乐观、友好、乐群以及喜欢与人交往程度的人格特质（Eysenck, 1990）。在外倾性上得分较高的个体（外倾者）更加外向，乐群，积极，乐观；而在外倾性上得分较低的个体（内倾者）则安静，被动，不合群，细心。众多研究表明，相比内倾人群，外倾人群具有更高的主观幸福感和更多的积极情绪体验，原因可能与不同外倾水平个体在情绪调节中的注意分配策略不同有关（陈灿锐，高艳红，申荷永，2012; Costa & McCrae, 1980）。例如，早期的行为实验发现，相比其他情绪刺激，外倾被试更难转移对正性刺激的注意（Derryberry & Reed, 1994）。Amin，Constable和Canli（2004）的研究也显示，当线索刺激是负性与中性图片匹配，而目标刺激呈现在中性位置时，个体对目标的反应时间将随着外倾性得分增高而变短，表明外倾个体回避负性图片而注意中性图片。因此，外倾人群有可能比内倾个体更倾向于使用注意转移策略来调节负性情绪（Derryberry & Reed, 1994; Yang, Yuan, & Li, 2012）。此外，一系列关于情绪与外倾性关系的fMRI和ERP研究发现，外倾人群比内倾人群更倾向于深入的对正性情绪进行认知加工，来保持和加强其正性体验（Gross & John, 2003; Ng, 2009; Thake & Zelenski, 2013; 何媛媛，袁加锦，伍泽莲，李红，2008）。与之相反，内倾人群不善于应对压力（Tamir, 2009），对负性事件存在注意偏向（Derryberry & Reed, 1994），且对抑郁倾向存在预测作用（Janowsky, 2001）。近期有研究表明，情绪调节自我效能感在外倾性与正性情绪间具有显著的部分中介效应，说明内外倾人格部分地通过情绪调节自我效能感影响正性情绪（田学英，卢家楣，2012）。

以上研究表明，外倾性与情绪调节的注意分配策略密切相关。而行为抑制作为抑制控制的一个子过程，也是重要的情绪调节策略之一。对行为反应的抑制，即使该行为反应本身并非是情绪行为，也能有效调节个体对当前情绪刺激的生理心理反应（Tsai & Lau, 2013）。例如，在Go/Nogo任务中，相比对情绪刺激作按键反应，抑制对情绪刺激的按键反应将导致大脑情绪调节环路（如前扣带回与腹外侧前额叶）激活的上升和情绪反应环路（如基底节、丘脑与内侧颞叶）激活的下降（Goldstein et al., 2007）。既然如此，不同外倾水平的个体在情绪影响行为抑制的过程中是否也存在差异呢？目前这一问题尚不清楚。

为了阐明这个问题，本研究采用了改进的Oddball实验范式并结合了ERP测量。实验中，由于标准刺激的出现概率为70%，偏差刺激的出现概率为30%，被试对标准刺激的反应次数远远高于偏差刺激。因此，被试对标准刺激的反应成为优势反应，当偏差刺激出现时，被试需要抑制优势反应，对偏差刺激做出反应。实验将记录被试对两类刺激的反应时，偏差刺激与标准刺激的反应时之差为行为抑制的行为学指标。另外，可通过偏差刺激减去标准刺激的方法得到纯粹反映行为抑制活动的脑电活动。因此，通过改变偏差刺激的情绪效价并分别记录两类刺激诱发的脑活动，便可考察情绪效价对行为抑制过程的影响，以及外倾水平差异是否调节了这一影响。

综上所述，本研究考察了情绪对不同外倾水平个体行为抑制的影响。根据资源限制理论（Kahneman, 1973; Logie, 2011; Wolfe, Võ, Evans, & Greene, 2011），情绪会占用个体一定的认知资源，引起个体对与情绪相关但可能与任务无关内容的思考，从而导致个体投入到认知任务中的认知资源减少。然而，执行功能（行为抑制）需要被试投入认知资源到当前的任务中。因此，本研究假设，由于外倾个体对正性情绪存在注意偏向，投入了更多注意资源，当正性情绪作为偏差刺激需要进行抑制反应时，外倾个体没有足够的认知资源进行行为抑制，导致对正性刺激的行为抑制能力减弱。相反，由于内倾个体对负性情绪刺激存在注意偏向，投入了更多资源，当负性情绪作为偏差刺激需要进行抑制反应时，内倾个体没有足够的认知资源进行行为抑制，导致对负性刺激的行为抑制能力减弱。

2 方法 2.1 被试

采用钱铭怡，武国城，朱荣春和张莘（2000）修订的艾森克人格问卷简式量表中国版（EPQ-RSC）对320名在校大学生进行筛选，以外倾性量表得分上下一个标准差为筛选标准，最终有40名被试参加实验，其中3名被试因过多眼动伪迹被剔除。最后获得外倾被试18名（7名男性），年龄范围18～22岁，平均年龄19.89岁。内倾被试19名（9名男性），年龄范围18～23岁，平均年龄20.0岁。外倾组分数范围为57.25～66.34分（M=60.95，SD=2.86），内倾组分数范围为27.34～41.74分（M=36.96，SD=3.64）。独立样本t检验表明，外倾组的得分显著高于内倾组（t=22.17, p<0.001）。所有被试身心健康，均为右利手，裸眼或矫正视力良好，无精神病史，实验后给予被试一定酬劳。

2.2 实验材料 2.2.1 艾森克人格问卷简式量表

艾森克人格问卷简式量表包含四个分量表，即外倾性量表（E）、神经质量表（N）、精神质量表（P）和效度量表（L），E、N、P三个量表分别测量人格的精神性、内外倾向和情绪稳定性，L量表测试受试者的掩饰、假托或自身隐蔽等情况。该量表具有良好的信效度（钱铭怡等，2000）。本研究中P、N、E、L量表的内部一致性α系数分别为0.65，0.80，0.70和0.61。

2.2.2 情绪图片

实验图片均来自于中国情绪图片库系统（白露，马慧，黄宇霞，罗跃嘉，2005）。刺激材料包括标准刺激和偏差刺激两类。其中，标准刺激为一张水壶的图片（呈现概率70%），偏差刺激为三种效价（正性、中性、负性）的情绪图片各10张（呈现概率均为10%）。各偏差刺激图片效价两两差异显著，负性M=6.86, 中性M=5.41, 正性 M=2.18，F（2, 27）=129.66, p<0.001（见图1）。唤醒度差异显著，负性M=6.28, 中性M=4.25, 正性M=5.76，F（2, 27）=20.40, p<0.001，正性和负性的唤醒度均显著大于中性，而前两者不存在显著差异（见图1）。图片分辨率均为 100 像素/英寸, 大小统一为346像素×343像素。被试双眼距离屏幕约100 cm, 水平与垂直视角均小于 6°。

2.3 实验程序

正式实验前，被试需要完成包含20个trial的练习实验，在正确率达到100%后，进入正式实验。正式实验包含6个组块（block），每个block包含100个试次（trials），其中70个标准刺激，30个偏差刺激（每种效价各10次），各种刺激随机呈现。每个试次开始时，在电脑屏幕中央呈现持续300 ms的注视点。然后，呈现时距在500-1000 ms之间的随机空屏，而后呈现实验刺激。当标准刺激出现，要求被试尽快按F键反应，当偏差刺激出现，要求被试尽快按J键反应，刺激呈现时间上限1000 ms，刺激呈现随被试按键终止。因此，当刺激呈现之后，被试需要在1000 ms之内尽可能快而准确的按键。按键之后是1000 ms的等待时间，然后出现注视点，以此循环。每个block结束后，均反馈给被试该block的正确率（实验程序见图2）。

2.4 ERP记录与分析

实验采用Brain Product脑电记录系统，32导电极帽记录脑电。在线记录时，以FCz点为参考电极，以FPz和Fz连线中点为接地点。分别在右眼的右侧和下侧安置电极记录水平和垂直眼电。在线记录时，滤波带通为0.01～100 Hz，采样频率为500 Hz/导，头皮电阻降至5kΩ以下。离线分析时，采用双侧乳突记录点的平均作为新的参考电极（耳后平均参考），分析时程（epoch）为1000 ms，含基线200 ms。自动矫正眨眼等伪迹，采用0.01～30 Hz带通进行滤波，波幅大于±80 μV者在叠加中被自动剔除。

对实验中标准刺激和三类偏差刺激诱发的EEG分别进行叠加平均之后，再分别计算三类偏差刺激与标准刺激的差异波。由图3及图4可知，标准刺激与三类偏差刺激诱发的波形从大约100 ms处开始分离，该分离大概延续到700 ms停止。这些差异在差异波（图5和图6）中体现为典型的早期抑制控制相关的N2（220～270 ms）成分及晚期反应抑制相关的P3（350～500 ms）成分。以往研究表明额－中央区N2成分与冲突觉察这一行为抑制子阶段相关，而中央－顶区P3成分则是代表行为抑制加工过程的直接指标（Bokura et al., 2001; Falkenstein et al., 1999）。因此，本研究着重分析Fz，F3，F4，Cz，C3，C4电极点（6个额－中央区电极点）的N2成分，以及Cz，C3，C4，Pz, P3, P4电极点（6个中央－顶区电极点）的P3成分。采用重复测量方差分析（Analysis of Variance, ANOVA）对N2和P3成分的峰波幅和峰潜伏期进行统计分析。被试间变量为外倾性（两个水平：外倾组和内倾组），被试内变量为情绪效价（三个水平：中性、正性、负性）和电极点（每种成分各6个点）。因为本研究关注于情绪对不同外倾水平个体行为抑制的影响，因此统计分析集中在情绪效价和人格类型的两因素交互作用。对所有不满足球形检验假设的利用Greenhouse-Geisser法对p值进行校正。

3 实验结果 3.1 行为结果

反应时和正确率的平均数和标准差见表1。被试对标准刺激和偏差刺激的反应正确率均在96%以上。对反应时的统计分析表明，无论外倾性及情绪效价，被试对偏差刺激（544 ms）的反应时显著长于对标准刺激（451 ms）的反应时，F（1, 35）=305.88, p<0.001, η²_p=0.90。由此可知，由于行为抑制的需要，被试在三种偏差条件下相比标准条件均出现显著的反应时延长，证明了行为抑制效应的存在。

以反映行为抑制的偏差刺激与标准刺激的反应时之差作为因变量，进行2（外倾性）×3（情绪）重复测量方差分析，结果发现，情绪主效应显著，F（2, 70）=3.12, p=0.05, η²_p=0.08，正性刺激下偏差与标准刺激的反应时之差（87 ms）显著小于中性（94 ms）及负性条件（95 ms），表明正性情绪促进了个体的行为抑制。另外，外倾性×情绪交互作用边缘显著，F（2, 70）=2.62, p=0.08, η²_p=0.07，简单效应分析发现，外倾组在三种情绪条件下不存在显著差异，F（2, 34）=2.20, p>0.14；而在内倾组，情绪效应显著，F（2, 36）=3.01, p=0.03, η²_p=0.14，负性刺激下的反应时差值（101 ms）显著长于正性刺激条件（88 ms）。

3.2 ERP结果 3.2.1 N2效应

对N2成分的潜伏期进行2（外倾性）×3（情绪）×6（电极点）重复测量方差分析，结果发现，电极点主效应显著，F（5, 175）=6.04, p<0.001, η²_p=0.15，事后比较显示，前额区的潜伏期显著长于中央区。其余主效应或交互作用均不显著。

对N2波幅进行2（外倾性）×3（情绪）×6（电极点）重复测量方差分析，结果发现，情绪主效应显著，F（2, 70）=3.63, p=0.032, η²_p=0.09，中性刺激比正性及负性刺激引发了更大的N2波幅，而正性刺激与负性刺激之间无显著差异。电极点主效应显著，F（5, 175）=15.40, p<0.001, η²_p=0.31，前额波幅显著大于中央区。电极点×情绪的交互作用显著，F（5, 350）=6.89, p<0.001, η²_p=0.17。更重要的是，情绪×外倾性交互作用显著，F（2, 70）=3.57, p=0.034, η²_p=0.09。简单效应分析发现，在内倾组，情绪效应显著，F（2, 36）=4.28, p=0.021, η²_p=0.19，正性刺激下N2波幅小于负性与中性刺激，而中性与负性刺激间无显著差异。相反，在外倾组，情绪效应不显著，F（2, 34）=2.37, p>0.10。此外，组间分析发现，在正性条件下，外倾组波幅显著大于内倾组，F（1, 35）=4.79, p=0.035, η²_p=0.12；而在中性及负性条件下，内倾组与外倾组N2波幅均无显著差异（ps>0.43）。该成分其余效应均不显著。

3.2.2 P3效应

对P3成分的潜伏期进行重复测量方差分析，结果发现，电极点主效应显著，F（5, 175）=6.54, p<0.001，η²_p=0.16，事后比较显示，顶叶区潜伏期显著长于中央区。该成分其余效应均不显著。

对P3成分的波幅进行重复测量方差分析，结果发现，情绪主效应显著，F（2, 70）=7.44, p<0.01, η²_p=0.18，正性和负性刺激下波幅显著大于中性刺激。电极点主效应显著，F（5, 175）=24.93, p<0.001, η²_p=0.42，事后比较显示，顶叶区的波幅显著大于中央区。电极点×情绪的交互作用显著，F（10, 350）=7.41, p<0.001, η²_p=0.18。更重要的是，情绪×外倾性的交互作用显著，F（2, 70）=7.94, p=0.002, η²_p=0.19。简单效应分析发现，在内倾组，情绪效应显著，F（2, 36）=6.33, p=0.011, η²_p=0.26，正性刺激显著大于中性刺激和负性刺激；在外倾组，情绪效应显著，F（2, 34）=9.96, p=0.001, η²_p=0.37，负性刺激诱发的波幅显著大于正性刺激，正性刺激的波幅显著大于中性刺激。此外，组间分析发现，在正性条件下，内倾组波幅显著大于外倾组，F（1, 35）=4.88, p=0.034, η²_p=0.12，而在负性与中性条件下，内倾组与外倾组均无显著差异（ps>0.12）。该成分其余效应均不显著。

4 讨论

本研究采用三种效价（正性、中性、负性）的情绪图片引发被试情绪，采用双选择的oddball实验范式，要求被试对标准刺激按F键，对偏差刺激按J键。因为标准刺激的出现概率为70%，偏差刺激的出现概率为30%, 当被试对偏差刺激做反应时，需要抑制对标准刺激的优势反应，从而导致反应冲突的发生。行为结果支持了该假设，表现为不论外倾性及效价，被试对偏差刺激的反应时显著长于标准刺激，表明本实验有效的诱发了被试的行为抑制。此外，行为结果也表明外倾性水平调节了不同情绪条件下个体的行为抑制，具体表现为内倾组被试在负性情绪下比中性及正性情绪下表现出更差的行为抑制。外倾性对不同情绪下行为抑制的调节作用也得到了脑电数据的进一步支持。

在本实验中，被试对标准刺激存在知觉加工、辨别刺激、反应决策与执行等过程，而对偏差刺激的反应不仅包括上述过程，还包括对优势反应的行为抑制过程（辛勇等，2010）。因此，本实验中采用相减技术，计算偏差刺激与标准刺激的差异波，此差异波代表了纯粹由行为抑制诱发的脑电反应。与前人结果一致（Bekker et al., 2005; Nagy et al., 2003），本研究在220～270 ms窗口观测到显著的额－中央区N2成分，在350～500 ms窗口观测到显著的中央－顶区P3成分。更重要的是，无论是N2波幅，还是P3波幅，情绪×外倾性均存在显著的交互作用，表明情绪对行为抑制的影响确实受到了外倾性水平的调节。

进一步分析N2波幅上的交互作用发现，在内倾组，正性刺激下N2波幅小于负性刺激与中性刺激，而中性刺激与负性刺激无显著差异。此外，在正性条件下，外倾组波幅显著大于内倾组。以往研究发现N2是冲突监控中注意分配的直接指标（Nagy et al., 2003; Yuan et al., 2008），N2波幅越大，检测到的冲突越大（Bekker et al., 2005; van Veen & Carter, 2002）。过去一系列关于情绪与外倾性关系的fMRI和ERP研究发现，外倾个体更倾向深入加工正性情绪，来保持和加强其正性体验，这些研究证明了外倾个体对正性刺激存在注意偏向（Gross & John, 2003; Ng, 2009; Thake & Zelenski, 2013），这种注意偏向使外倾被试对正性刺激投入更多的资源。该偏向很可能导致任务相关维度加工的不足（Yu et al., 2009）。因此，正性条件下，外倾个体需要克服对情绪维度的加工偏向，以有效监控反应冲突并完成行为抑制控制，这种双加工过程的存在导致正性条件下外倾被试的N2波幅大于内倾被试。相反，内倾个体对负性情绪存在加工偏向（Derryberry & Reed, 1994），这种偏向使得内倾个体需要克服负性情绪维度的加工偏向以有效监控反应冲突，从而导致内倾组负性条件下的N2波幅大于正性条件。但本研究同时发现内倾组被试在负性和中性条件下的N2波幅无显著差异，且均大于正性条件，这可能提示内倾个体对一切非正性情绪存在加工偏向。

以往行为抑制控制的研究表明，中央－顶区P3成分与抑制加工本身或评估抑制结果有关，直接反应了行为抑制过程中的反应抑制阶段（Smith et al., 2008），行为抑制条件诱发的波幅显著大于无控制条件（Yu et al., 2009）。例如，Go/Nogo任务中P3峰值的出现往往代表着行为抑制加工的完成，Nogo刺激诱发的P3波幅显著大于Go刺激诱发的波幅（Bekker et al., 2005; Hirokazu et al., 2001）。分析P3波幅上的交互作用，发现在内倾组，正性刺激的波幅显著大于中性刺激和负性刺激；而在外倾组，负性刺激诱发的波幅显著大于正性刺激，正性刺激的波幅显著大于中性刺激。同时组间分析也表明在正性条件下，内倾组波幅显著大于外倾组。这些结果说明内倾个体对正性刺激的行为抑制能力更强，而对负性刺激的行为抑制能力减弱。与之相反，外倾个体对负性刺激的行为抑制能力更强，而对正性刺激的行为抑制能力减弱。如前所述，外倾个体对正性情绪存在加工偏向，而内倾个体对负性情绪存在加工偏向。根据资源限制理论（Kahneman, 1973; Logie, 2011; Wolfe et al., 2011），情绪会占用个体一定的认知资源，引起个体对与情绪相关但可能与任务无关内容的思考，从而导致个体投入到认知任务中的认知资源减少。然而，执行功能（行为抑制）需要被试投入认知资源到当前的任务中。因此，由于外倾个体对正性情绪存在加工偏向，投入了更多注意资源，当正性情绪作为偏差刺激需要进行抑制反应时，外倾个体没有足够的认知资源进行行为抑制，导致对正性刺激的行为抑制能力减弱。相反，由于内倾个体对负性情绪刺激存在加工偏向，投入了更多注意资源，当负性情绪作为偏差刺激需要进行抑制反应时，内倾个体没有足够的认知资源进行行为抑制，导致对负性刺激的行为抑制能力减弱。

本研究存在一定的局限。首先，本研究只包含不同效价的情绪刺激，没有考虑到刺激唤醒度的影响，未来研究应该将本研究结果扩展到不同唤醒度的情绪刺激。其次，本研究的被试为大学生，将来的研究应该包含更大范围的被试，以提高研究结果的推广性。最后，情绪不仅存在效价之别，还存在强度之异。例如，先前有研究表明外倾性对正性或负性刺激的强度变化非常敏感（Lou et al., 2016; Yuan, He, Lei, Yang, & Li, 2009）。因此，将来研究应该进一步包含不同效价强度的情绪刺激。

5 结论

本研究条件得出如下结论：（1）内倾个体对正性刺激的行为抑制能力更强，而对负性刺激的行为抑制能力减弱。（2）外倾个体对负性刺激的行为抑制能力更强，而对正性刺激的行为抑制能力减弱。