戴 冰 杜 金 张 惠 (成都医学院心理学系，四川 成都 610083)

在时距估计的实验范式中，根据被试在实验中知道需要进行时间估计任务的时间是在刺激时距呈现之前或者呈现之后，区分出了“预期式时距估计范式”和“回溯式时距估计范式”。换言之，回溯式时距估计是指在刺激时距呈现完毕前，不让被试知道有时距判断的任务，而当刺激时距呈现结束后，再让被试对刚才呈现的刺激时距进行判断〔1〕。作为其实质的情节记忆，是受年龄影响最显著的记忆系统〔2〕。另外，时距估计对注意和记忆等认知成分的行为和神经生理学上的变化也非常敏感〔3〕。因此，回溯式的时距估计这个变量在年龄差异方面的表现是比较灵敏的。时距估计的理论模型主要包括生物模型、认知模型和综合模型〔4〕。张志杰等〔5，6〕以短时距作为目标时距对回溯式时距估计的年龄差异进行了研究。本实验将目标时距设置为中长时距，改进实验材料和统计分析方法，对回溯式时距估计的年龄差异进行研究。

1 对象与方法

1.1 对象 共计32名被试，16男16女。其中年轻组为随机抽取的四川大学在校大学生16名，8男8女，视力(矫正视力)正常，年龄20.0～25.0岁，平均(22.2±1.3)岁。年老组为随机抽取的四川大学老年大学学员16名，8男8女，视力(矫正视力)正常，年龄61.0～67.0岁，平均年龄(63.2±1.7)岁。以前从未参加过类似实验。让被试用1～5分的方式(1分为最差，5分为最好)自评其情绪和身体状况。被试的受教育年限、自陈情绪和自陈身体状况见表1。

表1 两组被试的文化程度、自陈情绪和自陈身体状况( s，n=16)

表1 两组被试的文化程度、自陈情绪和自陈身体状况( s，n=16)

13.19±0.98 13.38±1.20自陈情绪 3.75±0.45 3.81±0.43自陈身体状况项目 年轻组 年老组文化程度4.00±0.73 3.81±0.40

1.2 方法 采用2×2×2的被试间设计，其中年龄(年老组和年轻组)、加工深度(结构加工和意义加工)和估计方式(口头估计和复制法)所有因素均为被试间因素。从《现代汉语常用字表》(国家语言文字工作委员会汉字处，1988)选取笔画数位在5～10的常见汉字200个，其中用于结构判断(浅加工)和语义判断(深加工)作业的汉字各100个。“结构加工汉字”中，50张左右结构，50张非左右结构;“意义加工汉字”中，50张与动作有关，50张与动作无关。分别将两个年龄组的被试随机分成4组，一共8组，分别接受各因素不同水平组合的处理。实验前主试向被试说明需要用到的按键，并在正式实验前进行一次练习操作，目的是熟悉键盘的作用。熟悉后，主试再次强调要点:请完全理解指导语后再开始实验;刺激呈现时间很短暂，请全神贯注于这一判断任务;既准确又快速地作出判断;判断依次进行，没有反馈为错误选择。当被试完全理解后进入正式实验。(1)首先计算机屏幕呈现指导语，当被试完全理解后，按空格键即开始文字判断任务，计算机屏幕显示“记忆测验”;(2)1 s后，屏幕中央呈现一个2 cm×1 cm的黑色长方形，呈现时间为1 s;(3)间隔500 ms后，根据该被试所接受的实验处理，随机呈现材料中与处理一致的加工深度的汉字，每个汉字呈现2 s，500 ms后呈现下一个汉字;(4)期间要求被试进行相应的判断:结构判断(浅加工):判断屏幕所呈现的汉字是否为左右结构，如果是则按“F”键，否则按“J”键，其他情况下的反应均为错误反应。意义判断 (深加工):判断屏幕上所呈现的汉字是否与动作有关。如果是则按“F”键，否则按“J”键，其他情况下的反应均为错误反应。如果被试在汉字呈现2 s内没有做出反应，则记为错误反应;(5)15 s后再次呈现2 cm×1 cm的黑色长方形;(6)刺激呈现完毕后，进行时距估计任务:要求被试对上一任务中，开始和结束时呈现的两个2 cm×1 cm的黑色长方形之间的时间间隔进行口头估计或两次按压“空格键”进行复制;(7)计算机记录被试的反应时和正确率。实验结束后，主试对被试进行一次简短访谈:(1)实验前你认为你能做好这些任务吗?(2)在完成文字判断任务时，是否知道要对时间进行估计?(3)请简单描述一下所估计的那段时距?(4)估计的依据是什么?(5)估计过程中在想什么等问题。

1.3 统计学分析 采用SPSS17.0软件进行方差分析和相关分析。

2 结果

2.1 文字判断任务 两个年龄组在文字判断作业中的平均反应时和正确率见表2。

表2 两组在文字判断任务上的反应时和正确率(n=16)

年龄组主效应显著〔F(1，28)=12.191，P ＜0.01〕，加工水平主效应显著〔F(1，28)=22.889，P ＜0.001〕，年龄组和加工水平交互效应不显著〔F(1，28)=3.119，P ＞0.05〕。

对正确率进行年龄组和加工水平的双因素方差分析，结果表明年龄组主效应和加工水平主效应，以及二者交互效应均不显著〔F(1，28)=2.435，P ＞0.05;F(1，28)=2.435，P ＞0.05;F(1，28)=0.609，P ＞0.05〕。

2.2 时距估计任务

2.2.1 时距估计值 两个年龄组在时间估计任务中，在不同加工条件和不同估计方法的条件下的时距估计值见表3。

表3 两个年龄组时距估计值的平均数与标准差( s，s，n=16)

表3 两个年龄组时距估计值的平均数与标准差( s，s，n=16)

项目 年轻组口头估计 复制法结构加工复制法年老组口头估计8.25±2.22 8.64±1.29 11.75±2.63 9.95±0.51意义加工9.25±2.22 9.54±2.57 13.25±3.59 11.26±1.60

以年龄组、估计方法和加工水平为自变量，时间估计值为因变量，进行三因素方差分析，见表4。结果表明存在显著的年龄组主效应，而估计方法、加工水平的主效应不显著，年龄组和估计方法，年龄组和加工水平，估计方法和加工水平以及年龄组、估计方法和加工水平的交互效应均不显著。

年轻组的时距估计值〔(8.92±1.97)s〕明显低于年老组〔(11.55 ±2.45)s〕(t= －3.341，P=0.002)。

表4 时距估计值的三因素方差分析结果

2.2.2 时距估计比率分数 为了进一步更直观地比较时距估计值，把被试的时距估计的平均数转换成时距估计比率分数。时距估计比率分数=时距估计值/目标时距。结果大于1表示高估目标时距，反正则低估，越接近于1估计越准确。见表5。

表5 两组在不同条件下的时间估计比率分数(n=16)

2.2.3 时距估计差异系数 时距估计差异系数由时距估计的标准差除以时距估计的平均数而得，可以度量时距估计的变异性。年轻组差异系数为0.22，年老组差异系数为0.21。见表6。

表6 两组在不同条件下的时间估计差异分数(n=16)

3 讨论

本文说明两个加工水平的难度差异是显著的，因此加工水平的划分是成功的。另外结果还表明年轻组在文字判断作业中显著快于年老组，这可能主要因为年老组被试的认知加工速率更慢导致。研究发现知觉速度，即完成某种简单认知操作所需要的时间，与许多认知作业的年龄差异有关，并且对年龄差异的方差贡献很大〔7〕。

本实验结果表明，两个年龄组都在一定程度上低估了刺激时距。在时距估计中存在着高估短时距，低估长时距的现象〔5，8〕。在预期范式的实验中发现高估短时距，低估长时距的转换点是11.1 s〔9〕。故推测在回溯式时距估计中也有类似转换点的时点，而本实验的刺激时距15 s处于可能被低估的范围内。另外，任务简单时时距估计偏低〔10〕，也可能是低估时距的原因。

Block等〔11〕认为年老被试对时间信息较慢的加工速度，导致他们更可能从消退的记忆痕迹中进行推论，由于较快的遗忘率，尤其对一个时距的开始部分遗忘较快，从而有相对较长的时距估计。本实验中每个被试判断的文字材料的数量固定为6个，属于其工作记忆储存和加工的范围。由于控制了两个年龄组因反应速度而导致的刺激呈现数量上的差异，因此导致两个年龄组时距估计差异的原因之一也可能是年老被试较慢的工作记忆加工率。另外，有关记忆年老化的研究〔2〕表明年老被试在信息加工时，不能有效地抑制无关信息的干扰或难以将背景信息和将要记忆的进信息进行整合。这也可能使年老被试比年轻被试编码更多的背景信息，因此产生年龄差异。还有的研究发现，随着年龄的增加，内部时钟频率减慢也可能导致年老被试比年轻被试高估时距〔12〕。

本研究中发现一个有悖于认知老化的结果:虽然年老组的时距估计显著长于年轻组，但从时距估计比率分数以及差异系数看来，年老组比年轻组更准确，而且离散程度更小。根据黄希庭等〔13〕提出的分段综合模型，首先，时距估计的策略不同可能是老年人估计更准确的最重要因素。年轻组采用的策略更多的是通过回忆干扰作业来估计时距，而由于老年人的多项神经生理功能往往介于非老化群体与脑损伤患者之间，他们更快的遗忘率和对无关刺激的抑制功能受损，使他们更多地通过其他背景变化来估计时距;其次，情绪也可能是使年老组时距估计更准确的原因。有研究表明，老年人的情绪工作记忆表现出积极效应〔14〕;另外，老年人的自我效能感可能会有影响;最后，自我卷入程度以记忆强度为中介变量对时间估计产生显著的间接效应〔15〕，在本实验中，两个年龄组被试可能有不同的自我卷入程度，导致不同的估计准确性。

1 徐 暾.时距估计范式研究概述〔J〕.长春理工大学学报(高教版)，2010;5(4):42-3.

2 张志杰，黄希庭.时距认知的年龄差异〔J〕.西南师范大学学报(人文社会科学版)，2005;3(6):1-5.

3 张志杰，黄希庭.预期式时距估计年龄差异的初步研究〔J〕.心理科学，2004;27(2):315-7.

4 凤四海，黄希庭.时间知觉理论和实验范型〔J〕.心理科学，2004;27(5):1157-60.

5 张志杰.回溯式时距估计年龄差异的实验研究〔J〕.心理科学，2003;26(4):587-9.

6 张志杰，黄希庭.回溯式时距估计的年龄差异〔J〕.心理科学，2005;28(5):1039-42.

7 李川云，吴振云.认知老化机制的研究〔J〕.心理学探新，2000;20(2):45-8.

8 杨 珍.时间估计范式与方法效应的实验研究〔D〕.西南大学，2006.

9 刘瑞光，黄希庭.短时距估计中的标量特性〔J〕.心理学报，2006;38(5):724-33.

10 王 颖，张 侃.时距估计在人机交互设计中的应用〔J〕.人类工效学，2009;15(3):58-60.

11 Block RA，Zakay D，Hancock PA.Human aging and duration judgments:A meta-analytic review〔J〕.Psychol Aging，1998;13:584-96.

12 张志杰，黄希庭.时距估计年龄差异的认知机制〔J〕.心理科学，2007;30(3):524-8.

13 黄希庭，李伯约，张志杰.时间认知分段综合模型的探讨〔J〕.西南师范大学学报(人文社会科学版)，2003;29(2):5-9.

14 伍 麟，邢小莉.注意与记忆中的“积极效应”-“老化悖论”与社会情绪选择理论的视角〔J〕.心理科学进展，2009;17(2):362-9.

15 尧国靖.过去事件及相关因素对时间估计影响的初步研究〔D〕.西南大学，2006.