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对变化／分割模型的检验[Ⅰ]1)*，本文主要内容关键词为：模型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
摘 要 用两个实验对变化／分割模型进行了检验。实验1 控制目标时距和该时距内的填充数字系列，操纵数字系列的分割段数； 实验2控制目标时距内的填充数字系列的间距，操纵目标时距及其中填充数字系列的分割段数，要求被试用再现法和参数估计法分别复制目标时距，并进行立即估计和延迟估计。结果显示：与存储容量模型和加工时间模型相比较，变化／分割模型对时间估计的解释具有更高的预测效度。
关键词 时距认知，变化／分割模型，再现时距法，参数估计法。
1 前言
心理学家对人类如何估计时距提出了三个认知模型：存储容量模型、加工时间模型和变化／分割模型。我们在一篇综述[1] 中用已有的实验材料分析过它们的预测效度和尚需进一步探讨的问题。存储容量模型（storage size model，简称SS模型）认为，对于同样长的目标时距，被试所储存的信息越多，对时距的估计较长；反之则觉得时距较短。该模型认为时距估计与信息的数量或复杂度呈正相关。但也有研究发现时距估计长短与所获得的信息数量或复杂度呈负相关。 加工时间模型（processing-time model，简称PT 模型）认为：人类信息加工系统中存在着一个认知计时器，专门负责加工和编码时间信息，还存在着一个刺激加工器，专门负责对刺激进行加工和编码；注意分配于这两个加工器之间，如果对事件信息投入的注意资源较多，那么注意资源投入于认知计时器便减少，因而对时间的估计就较短，反之，时距估计便较长。而变化／分割模型（change/segmentation model，简称CS模型）认为， 对时间的认知是以心理变化为依据的，时间知觉就是知觉变化，时间估计就是把心理上所经历的变化分割为可记忆的片段，然后再根据所分割出的变化段数来判断时距的长短。因此，按照CS模型，如果操纵心理上经历的变化分割段数的多少，那么被试对目标时距的估计将取决于心理上被分割的记忆段数的多少，而不取决于目标时距内填充的事件的数量。目前尚未见对CS模型的系统检验。本研究设计了4 个实验拟对变化／分割模型进行系统的检验。本文是此项研究的第一部分。
2 实验1
2.1 目的
控制目标时距和该时距内的填充数字系列，操纵数字系列的分割段数，以检验变化／分割模型。
2.2 方法
2.2.1 被试 15位心理学系四年级本科生，平均年龄21岁， 其中男生7人，女生8人。
2.2.2 仪器 一台386微机（计时精确到10ms）和SSPS/PC+3.0 统计软件。
2.2.3 刺激材料 每次试验呈现的目标时距均为10秒， 由计算机屏幕正中央先后出现的两个红色方块（6×6cm[2]） 之间的时间间隔来表示。目标时距内依次出现12个阿拉伯数字，大小为5×2cm[2]， 这12个数字的呈现方式或四位数为单元组成电话号码，或以两位数为单元组成门牌号码。每字呈现0.3秒后消失，然后出现另一个数字。 两个数字的时间间隔为0.1秒。但四位数电话号码之间的间隔时间是2秒，而最后一个数字与表示目标时距结束的红色方块的间距为1.5秒； 两位数门牌号码之间的间隔时间是1 秒，它最后一个数字与表示目标时距结束的红色方块的时距为0.8秒。在整个实验里， 没有出现相同的电话号码或门牌号码。
2.2.4 实验任务
被试的第一个任务是注意和记住两个红色方块之间的目标时距，然后用再现法或参数估计法复制出与目标时距同样长短的时距。第二个任务是记住目标时距内的电话号码或门牌号码，然后要求被试报告数字系列中与末尾数字相同的那个数字（探测数字）后面的两个数字。例如，12个数字若是这样的：605781349628，那么需要依次报告1和3。探测数字在数字系列中处于第一、第二或第十个位置上，随机而定。
2.2.5 实验设计 采用2×2×2的被试内设计。因素1 为分割水平，即阿拉伯数字组成的四位数的电话号码或是两位数的门牌号码。因素2为延迟时间， 即试验在刺激呈现完毕后让被试立即进行任务操作或延迟一段时间（50秒）进行任务操作。因素3是任务顺序， 即先估计时距（后回答数字任务）或是先回答数字任务（后估计时距）。被试以再现法和参数估计法复制目标时距。用再现法复制时做2×2×2×2次试验，即每种处理均重复2次。用参数估计法复制做2×2×2×8次试验， 即每种处理均重复8次。总计每一种处理做10次。 使得探测数字能在数字系列的前10个位置上均能出现1次，整个实验有8种处理（分割水平×延迟时间×检测顺序），其顺序是随机的。
2.2.6 实验程序 首先被试端坐在微机前进行操作训练， 直至熟悉目标时距的起止时刻、再现时距和参数估计时距的操作方法、熟练地以四位数的方式记忆电话号码系列和以两位数的方式记忆门牌号码系列。
再现时距以被试对空格键按两次之间的时间间隔来表示，实验中要求被试既注意目标时距，又注意每次试验所呈现的是电话号码还是门牌号码。在延迟操作期间，被试做减3逆运算， 直到计算机发出声音提示后才再现时距。每一次试验都由被试按键之后才开始呈现刺激材料、当被试做完8种处理的试验后，再重复这8种处理的试验，再现时距实验后休息2分钟。
参数估计就是要求被试在给出的7秒、8秒、9秒、10秒、11 秒五种时距中选择出一种作为时距估计，这五个选择项的顺序在微机屏幕上随机出现。做16次试验为一组，每做完一组休息2分钟。 参数估计的其它程序同于再现时距实验。
每次试验的时距估计值和所报告的数字都做了记录。 整个实验约90分钟。
2.3 结果
2.3.1 再现时距的实验结果
将各种处理条件下被试再现时距的平均值和标准差列于表1。 把被试当作一个因子，进行15×2×2×2×2的方差分析，结果显示，被试间的个体差异极显著[F（14，177）＝30.183，MSe＝2.478，P〈0.01 ]，延迟时间效应显著[F（1，177）＝4.191，MSe＝2.478，P〈0.05 ]，其余的主效应均不显著。另外，延迟时间与分割水平的交互作用显著[F（1，177）＝4.994，MSe＝2.478，P〈0.05]。对8 种处理进行Duncan多重范围检验，结果显示， 延迟时间的效应只在四位数系列的时距估计中反映出来，而分割水平的效应也只在立即估计条件下反映出来。
2.3.2 参数估计的实验结果
将各种处理下参数估计的平均值和标准差列于表2。经方差分析，结果显示，被试的个体差异极显著[F（1，897）＝37.76，MSe＝0.9704，P〈0.01]，延迟时间效应极显著[F（1，897）＝34.01，MSe ＝0.9704，P〈0.01]，分割水平效应极显著[F（1，897）＝13.951， MSe＝0.9704，P〈0.01]；二阶交互作用中，被试与延迟时间的交互作用效应极显著[F（14，897）＝13.951，MSe＝0.9704，P〈0.01]，延迟时间与分割水平的效应极显著[F（1，897）＝12.988，MSe＝0.9704，PP〈0.01]。对每种处理条件下的平均值进行Duncan多重范围检验表明：对于分割水平而言，只有立即估计条件下两种数字系列的时距估计有差异；对延迟时间而言，只有四位数系列的时距估计有差异。
表1 实验1各种条件下再现时距平均值（秒）和标准差
延迟 分割水平
任务顺序
时间 四位数系列
两位数系列
先报告时距 <1>5.502(2.675) <5>6.574(3.162)
后报告时距 <2>5.587(2.409) <6>6.331(2.649)
先报告时距 <3>6.807(3.073) <7>6.273(2.641)
后报告时距 <4>6.023(2.099) <8>6.121(2.755)
注：<1><2><3><4><5><6><7><8>表示相应的8种联合处理。
（）内为标准差
表2 实验1各种条件下参数估计时距的平均值（秒）和标准差
延迟 分割水平
任务顺序
时间 四位数系列
两位数系列
先报告时距 <1>8.539(1.276) <5>8.942(1.273)
后报告时距 <2>8.358(1.269) <6>8.891(1.287)
先报告时距 <3>9.041(1.232) <7>9.133(1.222)
50
后报告时距 <4>9.058(1.176) <8>8.983(1.229)
注：<1><2><3><4><5><6><7><8>表示相应的8种联合处理。
（）内为标准差
2.3.3 对被试回忆数字的正确率及其任务操作方式的考察
将各种处理条件下被试回忆数字正确率的平均值列于表3。 经方差分析，结果显示，分割效应显著[F（1，112）＝5.0237，MSe＝0.03434，P〈0.05]。延迟时间效应极显著[F（1，112）＝6.9456，MSe＝0.03434，P〈0.01]，检测顺序效应不显著。但对每一格进行Duncan 检验表明，在每种处理条件下四位数系列的回忆正确率并不比相应的两位数系列的回忆正确率高。
在实验中要求被试以四位数方式记忆电话号码。我们对被试的实际任务操作方式进行了t检验。 检验的方式是按所回答的数字是否与探测数字位于同一电话号码为根据。结果列于表4。表4资料表明，在立即操作时，与探测数字位于同一电话号码内的数字回忆正确率显著高于位于不同电话号码的数字回忆正确率，而延迟操作时这种差异消失。
在实验中要求被试以两位数方式记忆门牌号码，而且在呈现数字时也让同一门牌号码内的数字间隔时间短于不同门牌号码的数字间距，对被试的实际任务操作方式进行了两种t检验。 第一种是考察被试所回答的两个被检数字的正确率之差：即当它们位于同一门牌号码时的正确率之差是否显著低于它们位于不同门牌号码时的正确率之差。结果显示，仅在立即报告条件下所回答数字时有差异（t＝2.485〉t[,0.05]＝2.048，f＝28），延迟报告时均不显著。第二种方式是考察第二个被检数字的回忆正确率之差：即当它与前面一个被检数字位于同一门牌号码时的回忆正确率是否显著高于当它前面一个被检数字位于不同门牌号码时的回忆正确率。结果显示， 仅在立即报告条件下先回答数字时有显著差异（t＝2.2703〉[,0.05]＝2.048，f＝28），延迟报告时均不显著。
表3 实验1各种条件下回忆数字正确率的平均值
延迟 分割水平
任务顺序
时间 四位数系列 两位数系列
先报告数字 <1>0.4867
<5>0.4067
0 秒
后报告数字 <2>0.5633
<6>0.4933
先报告数字 <3>0.3933
<7>0.3700
后报告数字 <4>0.4800
<8>0.3500
注：<1><2><3><4><5><6><7><8>表示相应的8种联合处理。
表4 实验1电话号码内与电话号码外的数字任务正确率
延迟 号码内的号码外的
两者
任务顺序
时间正确率 正确率之差
先报告数字0.5476 0.3444
0.2032*
后报告数字0.6191 0.4333
0.1851*
先报告数字0.4000 0.3778
0.0222
后报告数字0.5800 0.4333
0.0667
注：*表示t检验显著
2.4 讨论
对时间的知觉，注意是一个必要的条件[2]。根据PT模型， 被试的注意在认知计时器和刺激加工器两者之间分配和转换。当目标时距开始，认知计时器启动，记录时间信息，它类似于工作记忆的特征[3]。 此时，如果需要进行非时间信息加工，则出现注意转换，将中断这个计时器的记录，因而损害时距估计[4]。据此， 在四位数系列的时距知觉中，被试的注意将从计时器上转换到数字码上三次，而在两位数系列的时距知觉中，被试的注意将从计时器上转换到数字码上六次，这样，前一种时距将比后一种时距高估，因为根据PT模型，在被试报告两种系列的数字任务正确率无显著差异的情况下，对后者的数字任务所投入的注意资源较多。但是，立即估计条件下实验结果正好相反，而延迟估计条件下两者的时距估计又相等，因而不符合PT模型的预测。
根据SS模型，目标时距内填充数字量相同，即都是12个数字，按理在四位数系列和两位数系列条件下时距估计应无显著差异，但结果与此预测不符。此外，根据组块原理，在短时记忆条件下记忆四位数系列比两位系列的存储容量大；依据SS模型，被试在立即估计条件下四位数系列的时距估计值应大于两位数系列的时距估计值，但实验结果否定了此种预期。
根据CS模型，时间知觉就是知觉变化，时距估计不是由记忆中检索到的信息量所决定， 而是由记忆中表征出的事件被分割的情况来决定[5]。从前面的分析可以看到，被试在立即报告条件下对四位数系列的记忆经验是以四位数为单位进行分割的，因而被分割成3块， 两位数系列的记忆经验是以两位数为组块进行分割的，因而被分割成6块。 而在延迟报告条件下，不论是四位数系列，还是两位数系列，原来记忆经验中的电话或门牌号码的组块可能消失，而成为单个数字，即都被分割成12块。这样就能解释本实验结果在立即和延迟条件下的时距估计现象，也能解释本实验结果中两种数字系列的延迟时间效应。因此本实验结果符合变化／分割模型的预测。
3 实验2
3.1 目的
控制目标时距内的填充数字系列的间距，操纵目标时距及其中填充数字系列的分割段数，以检验变化／分割模型。
3.2 方法
3.2.1 被试 14位心理系一年级本科生，男女各半， 平均年龄18岁。
3.2.2 刺激材料 目标时距为10秒和8秒。每种时距内的填充数字持续时间均为0.3秒。10秒内的每个数字间隔时间为0.5秒，8 秒内的每个数字间隔时间为0.3秒。刺激呈现方式同于实验1。
3.2.3 实验设计 2×2×2×2的被试内设计。 本实验增加的一个因子为目标时距（10秒和8秒），其余三个因子均同于实验1。对于四个因子的16种联合处理，每个被试均重复5次（即再现法重复1次，参数估计方法重复4次）。 因此在进行数字任务的检测时将两个被试当作一个区组， 让一个区组内每种处理的探测数字都可以出现在数字系列的前10个位置上。如果一个被试在10秒时间系列的探测数字位于数字系列的奇数位置（共5个），则在8秒时间系列的探测数字位于数字系列的偶数位置（共5个），反之交换位置。
3.2.4 实验任务 同于实验1。
3.2.5 实验程序 同于实验1。实验后对被试进行问卷调查。
3.3 结果
将再现时距试验的数据进行14（被试）×2（目标时距）×2（分割水平）×2（延迟时间）×2（任务顺序）的方差分析，结果显示，被试因子的效应极显著[F（13，148）＝15.890，MSe＝6.690，P〈0.01 ]，除延迟时间与分割水平的交互作用效应显著[F（1，148）＝15.890，MSe＝6.690，P〈0.01]之外， 其余主效应和二阶交互作用均不显著。将延迟时间与分割水平的联合处理条件下重复56次的再现时距平均值列于表5。经Duncan多重范围检验， 结果显示立即操作条件下以四位数系列为参照的时距估计极显著地短于两位数系列为参照的时距估计，而在延迟操作条件下的四位数系列时距估计极显著地长于两位数系列的时距估计。对于分割水平而言，以四位数系列为参照的立即时距估计极显著地短于延迟时距估计，以两位数系列为参照的立即时距估计又极显著地长于延迟操作的时距估计。
将参数估计的数据进行方差分析，结果显示被试的个体差异极显著[F（13，820）＝44.697，MSe＝0.9651，P〈0.01]，将被试的方差排除后进行检验，结果表明，除延迟时间的效应极显著[F（1，820）＝6.857，MSe＝0.9651，P〈0.01]，其余主效应和二阶交互作用均不显著。立即时距估计的平均值小于延迟时距估计的平均值。
将各种处理条件下的数字任务的正确率进行2（奇、偶位置）×2（目标时距）×2（操作的延迟时间）×2（分割水平）×2 （任务顺序）的主效应方差分析，结果显示探测数字的奇偶位置效应显著[F（1，218）＝4.547，MSe＝0.0592，P〈0.05]，其中，偶数位置后面的数字任务正确率高于奇数位置后面的数字任务正确率；10秒或8 秒的数字任务正确率差异不显著；操作的延迟时间效应极显著[F（1，218 ）＝12.387，MSe＝0.0592，P〈0.01]；分割水平效应极显著[F（1，218 ）＝11.325，MSe＝0.0592，P〈0.01]；任务顺序效应显著[F（1， 218）＝4.119，MSe＝0.0592，P〈0.05]。分割水平效应显著， 即把数字系列当作四位数操作的回忆正确率（M＝0.5571） 显著地大于把数字系列当作两位数操作的回忆正确率（M＝0.4547）。
表5 延迟时间与分割水平联合处理下再现时距的平均值（秒）
分割水平
四位数系列 两位数系列
08.7199.640
50
9.8109.197
3.4 讨论
如前所述，根据PT模型，较之于两位数字系列，被试记忆四位数字系列数较多，对刺激加工器所投入的注意量减少，对认知计时器所投入的注意量增多。因此对四位数系列的时距估计理应比两位数系列的时距估计较长些。但是再现时距的实验结果（表5）否定了这一点。此外表5的结果也否定了认知计时器所记录的信息一定会消弱的说法。同时参数估计试验的结果也否定了PT模型的合理性。
由于被试报告四位数系列的数字任务正确率高于两位数系列，在记忆中前者的存储容量高于后者。据SS模型，被试对四位数系列的时距估计理应比两位数系列的时距高估。实验结果也否定了此种预期。另外，由于延迟条件下的回忆数字任务正确率低于立即条件下的回忆数字任务正确率，依据SS模型的说法，前一条件下时距估计应低于后者，但是实验结果也否定了此种预期。
实验1的结果显示， 在立即估计条件下被试以组块的方式分割时距，在延迟估计条件下以单个数字的方式分割时距。本实验由于操纵了变化分割，即让被试主观上把数字系列当作四位数的电话号码或两位数的门牌号码。并且被试对数字任务的回忆率也确实有差异，因此可以认为，虽然实验2所呈现的数字系列客观上没有变化， 但被试在立即估计时距的条件下主观上确实将数字系列看成是电话号码或门牌号码，也就是说前者被分割为三个变化事件。后者被分割为六个变化事件。所以，在立即估计时距的情况下，被试将高估两位数系列的时距。但是，在延迟估计条件下，以单个数字来分割，亦即哪一数字系列回忆的正确率较高则该数字系列被分割的事件就较多，对该种系列的时距估计就较长。这样，延迟估计的四位数系列的时距，应长于相应的两位数系列的时距估计。如此就能解释表5的实验结果。此外，对10秒和8秒的时距估计无显著差异，是由于被试在这两种条件下的主观分割段数相等之故。本实验的参数估计实验结果未能显示出主观分割的作用，甚至时距为10 秒和8秒的差异也未显示出来。这很可能是因为参数估计是一种比较法，被试在掌握复制标准上不稳定所致[6]。 这在实验后对被试的问卷调查得到了证实。大多数被试反映用再现法复制目标时距比参数估计更直接、更有把握。
4 总的讨论
本研究两个实验都显示出一个共同特点：在立即操作条件下数字回忆任务的正确率与时距估计的长短不呈正相关，而在延迟操作条件下两者却呈正相关；然而在立即操作条件下，被试分割出的变化事件数则与时距估计的长短呈正相关。如上所述，此种结果最能被变化／分割模型解释。这是因为变化／分割模型并不强调单一的计时机制或时距估计方法：该模型既强调记忆的数量、组织可以决定时距知觉，也认为对事件的加工方式及注意的转移可以影响时距知觉[7]。 也就是说它吸收了SS模型和PT模型的优点，因而具有较高的预测效度。
按照Macar等人[4]的看法，注意模型（PT模型）和记忆模型（CS模型、SS模型）的根本分歧在于是否承认有内部计时器的存在。他们认为，前者通过“注意”启动的认知计时器才能对时间信息进行加工，因此，任何对注意的干挠都将缩短时距的估计值。后者则根本否认计时器的观念，甚至连“时间信息”的观念也不承认，认为时距估计只是一般信息加工的副产物。事实上无论是主观世界或是客观世界，时距判断都必须依据一个固定的可见的变化，即非时间维度才能作用， 正如Ponyter所说，事件是可见的，时间是不可见的、抽象的，只能用事件的变化来测量时间， 而用“时间”来测量事件的变化便超出了人类能力的范围[7]。Fraisse[8]也认为，个人只有想象自己思想里的变化，才能形成个人的时间观念，即使承认认知计时器的存在，对于“注意时间”或“注意时间信息”也需要做更具体的说明[9]。正因此如此， 心理学家对人脑中的时间表征研究便成了当代时间心理学的一个热点。
变化／分割模型所使用的分割概念被认为具有较好的操作性[10]。而存储容量这个概念则较模糊，要想对它下一个准确的操作定义以获得一个有效的测量都不可能[9]。 在实施过程中往往用所回忆信息的数量来表示“存储容量”。尽管回忆的信息数量与存储容量呈正相关但却不能精确地反映存储容量，因为回忆肯定要受到背景、动机、认知等因素的影响。以实验1、实验2的延迟操作条件下的数字任务正确率来说，它并未达到，也肯定未能完全算出被试记忆中储存的信息。但是若用单个水平上识别出的变化事件来表达，则可以说被分割出的变化事件具体是多少。因此，我们也认为，根据可见的变化来把握时间的流逝，是对时距估计认知加工较佳的操作性描述。关于这个问题，我们将在下一项研究中进一步探讨。
1)本文初稿于1996年4月11日收到，修改稿于1996年10月16 日收到。
* 国家自然科学基金资助项目（编号：39470247）。
TEST THE CHANGE/SEGMENTATION MODEL(I)
Huang XitingXu Guangguo
(institute & Department of Psychology, Southwest ChinaNormal University,Chongqing,China,630715)
Abstract
The purpose of the present two experiments was to studythe predictive validity of three cognitive models in timeestimation:the storage—size model (SS),the processing timemodel(PT) , the change / segmentation model(CS) ,but theexperiments were primarily designed to test CS model. Withthe methods of both reproduction and parameter estimation oftime,subjects were asked to prospectively ( immediately ordelaying) estimate the duration between two red- coloredsquares,which were also filled with 12 digits appearingalternatively.At the same time,subjects were asked to report2 digits after a probing digit, which enabled subjects toperceive (or remember) the flow of digits in the predesignedchunking mode. The segmentation levels were anticipatedlyproduced by diffirent chunking size ( 2 or 4 digits) . Inexperiment 1, external change was manipulated: diffirentduration lasting within two types of chunks, differentintervals intervening two digits of the two types of chunks.In Experiment 2, internal change was manipulated, whileexternal change was controlled: same intervals interveningtwo digits ,same duration within any digit,but subjects wereasked to perceive these digits in diffirent chunking modes.The results showed that the higher the segmentation level inimmediate response setting the longer the subjective durationestimation,but the subjective duration was not influenced bythe predetermined segmentation level in delayable responsesetting .Examining the way the subjective experience wasprocessed indicated that in immediate response setting, thepredesigned chunking of the list of digits was preserved, butin delayable response setting, such chunking diminished.These findings were discussed in terms of three models. Theconclusion was that time estimation was best explained by theCS model: although the subjective duration in delayableprospective estimation was not influenced by the predesignedsegmentation level,it was also influenced by the degreeto which memorial representations of processed events segmentexperience.That is,in immediate estimation,the segmentationlevels were determined by the predesigned chunked digits,while in remote estimation, the segmentation levels weredetermined by the discrete digits.Key words
time estimation, change/segmentation model,reproduction time method,parameter estimation method.