愤怒的聚光灯效应对个体新闻阅读的归因影响，本文主要内容关键词为：聚光灯论文,效应论文,愤怒论文,个体论文,新闻论文，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。
中图分类号：B844.3 文献标识码：A 文章编号：1001-4918(2013)06-0578-0587
1 前言
愤怒作为一种普遍情绪，频繁发生在日常生活之中(Averill,1982)。早期研究集中于愤怒情绪的激发因素(Novaco,1978)。认知评价理论指出，个体在体验到情绪之前，一定存在一个评价刺激事件的过程，其目的在于分析该事件对个体有何意义(Ellsworth & Smith,1985; Frijda,1986; Lazarus & Smith,1988; Lazarus,1991; Roseman,1984)。据此，归因、评价等认知因素开始频繁出现于愤怒的研究当中(McGraw,1987; Weiner,1986; Weiner et al.,1982; Roseman,1991; Roseman et al.,1996; Smith,Haynes,Lazarus,& Pope,1993; Smith & Lazarus,1993; Léon & Hernández,1998)。然而认知和情绪并非是一种单向关系，情绪在被激发以后，同样也会影响后续无关的认知活动(Bodenhausen,1993; Loewenstein & Lerner,2003)。已有研究表明，事先激发的愤怒情绪(incidental anger)可以直接或间接的影响个体的归因活动(Quigley & Tedeschi,1996; Desteno,Petty,Rucker,Wegener,& Braverman,2004)，范围十分普遍，小到同事间的人际关系(Dunn & Schweitzer,2005)，大到公民的政策倾向等社会议题(Lerner,Gonzalez,Small,& Fischhoff,2003; Fischhoff,Gonzalez,Lerner,& Small,2005)。美中不足的是，现有研究局限于描述愤怒与后续认知活动的因果现象，缺乏对作用机制的深度解释。愤怒与高级认知活动之间是否存在中介过程？心理过程的黑箱还有待探讨。
Avramova(2010)的聚光灯理论首次对归因的“心理黑箱”进行了尝试。在整合相关研究的基础上(Derryberry,1993; Derryberry & Tucker,1994; Rowe,Hirsh,& Anderson,2007)，该理论将注意喻为聚光灯，指出消极情绪汇聚灯光，导致个体更加关注事件中的显著因素；积极情绪扩散灯光，让个体可以更多考虑非显著因素。基本归因偏差(the Fundamental Attribution Error,FAE)为该问题提供了一个研究的平台(Heider,1958)，该理论发现在归因行为中，人们倾向人为因素(Dispositional Factor，或称特质因素)，而非情境因素(Situational Faetor)，譬如“小明一口气吃了三个面包”，人们更多归因为小明饿了，而非面包好吃。格式塔理论对此的解释是：人为因素在人类的知觉中占据优势地位，比情境因素更容易获得了个体的注意，导致了归因偏差的产生(Gilbert & Malone,1995; Ross & Nisbett,1991; Sabini,Siepmann,& Stein,2001)。据此，Avramova等人设计了一系列实验，发现消极情绪会增加个体的人为归因，积极情绪会增加情境归因；而且当句中的情境因素被操控成为显著的一方时，上述结果反转。该理论将情绪、注意和归因三者放在同一个线性关系之中，通过操控信息的显著性，论证了注意范围是情绪与归因之间的一个中介过程，这是对“心理黑箱”的一个重要尝试。
然而，聚光灯理论只是简单的用快乐与悲伤来代表情绪的正负效价，没有单独验证愤怒。鉴于情绪对个体认知的影响具有独特性，研究结论不能简单的以效价而论(Keltner,Ellsworth,& Edwards,1993; Lerner & Kelther,2000)。已有研究表明，愤怒的情绪效价尚无定论(Lerner & Tiedens,2006)，而且愤怒与悲伤的影响方式确实存在显著差异(Jackson,Lewandowski,Fleury,& Chin,2001)，因此愤怒的聚光灯效应需另作验证。通常愤怒被视为一种负性情绪，因为它和很多负性行为相关，譬如抱怨和攻击(Averill,1983; Dix,Reingold,& Zambarano,1990; Keltner et al.,1993)，并且是很多负面事件的触发情绪(Ellsworth & Smith,1988)。但愤怒亦存在积极的一面(Towl & Crighton,1996)，它可以提高个体在一些情境下的掌控感(Frijda et al.,1989)。在诸如正义等话题上，愤怒具有重要的动机和线索功能(Mikula,1986; Clayton,1992; Tagar,Federico,& Halperin,2011)。
社会事件是社会认知的三大研究对象(社会物、社会人和社会事件)之一，新闻报道是其信息的主要载体，通常包含人为和情境两类因素(周爱保，2002)，这为研究愤怒的聚光灯效应提供了一个平台，且生态效度明显。愤怒与其它负性情绪相比，最为特别的一点是它与个体的攻击行为和不合理信念紧密相连(Scherer & Wallbott,1994; Fives,Kong,Fuller,& DiGiuseppe,2011)，常常是语言暴力和肢体暴力的启动情绪(Sell,2011)。对于同一社会事件，愤怒的影响方式更具威胁，偏激的归因可能导致不良行为，影响社会稳定。因此，无论在理论还是实践层面，都有必要分析愤怒对新闻归因之间的影响。
基于上述内容，本研究提出假设一：愤怒的聚光灯效应与消极情绪一致，即愤怒会增加被试对显著因素的归因。先前Avramova等人在归因任务中采用的是“锚式计分”(对上述内容，是因为“小明饿了1 2 3 4 5 6 7 8 9面包美味”，分数越接近某一侧，表示越赞同该原因)。本研究认为这种计分方式存在“二选一”的迫选暗示，而且无法记录对非显著因素的归因。消极情绪对注意的聚焦效果不仅增加对显著因素的关注，同样也可能抑制非显著因素。对此，本研究补充假设二：与中立组相比，愤怒组会对非显著信息做出更少的归因。Morris和彭凯平(Morris & Peng,1994; Nisbett,Peng,Choi,& Norenzayan,2001; Nisbett,2004)在比较中美被试的FAE现象时发现：西方被试偏向做出人为归因，而中国被试却倾向情境归因，这表明对于中国被试，情境因素才是默认的显著因素。据此，本研究提出假设三：对于中立组，若新闻中人为因素显著，则不存在归因差异；若情境因素显著，组内则会出现情境归因高于人为归因。已有研究表明，愤怒体验没有性别差异(Kopper,1993; Bartz,Blume,& Rose,1996)，因此本研究提出假设四：性别差异不会影响本实验的归因分数。
综上，本研究中的四个假设的行为数据表现为：(1)与中立组相比，愤怒组对显著因素的归因分数更高，对非显著因素的归因分数更低；(2)在中立组中，当人为因素显著时，归因分数不存在组内差异，但若情境因素显著，则组内的情境归因将显著高于人为归因；(3)在本次实验中，性别变量主效应不显著，且与其它因素无交互作用。
2 研究方法
2.1 实验设计
本研究属于2(情绪：愤怒—中立)×2(因素显著性：人为—情境)×2(性别：男—女)的被试间实验设计。实验因变量包括两个行为指标：人为因素的归因分数；情境因素的归因分数。
2.2 被试选取
本次共有272名在校学生参加实验，要求具备正常的读写能力，无精神病史。在正式实验前后，被试都将完成一个简易的情绪状态5点自评。所测情绪包括愤怒、快乐、恐惧、紧张、兴奋、厌恶和痛苦。实验前，有一种或多种情绪超过2分的被试将被剔除；实验后，愤怒组中没有体验到愤怒，以及体验到无关情绪的所有被试，其数据亦被剔除。筛选后，共得到有效被试243名(M[,年龄]=21.72，SD=2.03)，其中男生99名。愤怒—人为显著组中有59名(25男；34女)，愤怒—情境显著组有61名(26男；35女)，中立—人为显著组有60名(25男；35女)，在中立—情境显著组有63名(23男；40女)，四组被试的年龄无显著差异。
2.3 实验材料
2.3.1 情绪激发材料的选择
本研究首先对多个刺激材料进行了初步筛选。尽管不同的情绪激发方式的结果并无本质差异(Fischhoff et al.,2005; Lerner et al.,2003; Lerner & Keltner,2000,2001)，但电影片段更有代入感，且不具有欺骗性(Rottenberg,2007)。先前相关研究中出现的电影材料有《黑太阳731》(李静，卢家楣，2007；卢家楣，孙俊才，刘伟，2008)、《东京审判》(李晓东，韩雪强，陈朝珍，吕绍爱，李响，2011；詹向红，乔明琦，张惠云，潘芳，李伟，徐玮玮，杨雪，2008)、《南京梦魇》(严霞，兰雅文，2009)和《黄石的孩子》(靳霄，邓光辉，经旻，林国志，2009)。对于每段视频，本研究各安排了15个学生自评观看前后的情绪状态，方式同上。最终，本研究将《东京审判》确定为正式试验的愤怒激发材料(剧情片段：一个小偷出席远东军事法庭，作证日军暴行)，其对愤怒的激发水平较高，t(15)=-51.32，p＜0.01，且其它无关情绪。
2.3.2 归因材料的设计
FAE的研究表明，事件中的人为因素比情境因素更加显著，因此获得更多归因，譬如“旁边一个同学在自习室中已经睡着了”，人们更多归因为“同学太困了”，而非“自习室温暖安静”。但若加入一个“个体卷入”的短句，暗示被试与句中的人物处境相似，被试的知觉偏向就会转移到情境因素(Lee & Hallahan,2001)，譬如“你觉得睡意绵绵，旁边一个同学在自习室中已经睡着了”中，被试会转而倾向“自习室的温暖安静”的解释，而非“同学太困了”。据此，Avramova通过有无“个体卷入”的短句，成功操控了句子中人为和情境因素的显著性。然而中国被试默认倾向于情境归因(Morris & Peng,1994; Nisbett,Peng,Choi,& Norenzayan,2001; Norenzayan,& Nisbett,2000; Nisbett,2004)，“个体卷入”短句并不适合，因此本实验并未沿用原有范式。
注视点和注视时间与注意资源的分配直接对应(Just & Carpenter,1980; Rayner,1998)。作为一种替代方式，本研究将“显著性”界定为占用的篇幅。篇幅越多，占用的注意资源越多，自然就越显著。因此显著因素将占有更多的文字，而非显著因素则明显偏少。所有句子均为□□□□□(显著因素)，□□(非显著因素)，□□□(事件结果)的版式，譬如“近期南非出现一种新型呼吸道传染病且传播速度很快，大量市民涌入超市疯狂抢购药品，导致当地的日常治安陷入瘫痪”。在操纵人为显著或情境显著的过程中，只改变信息的文字数量(描述的详细程度)和位置，而非内容本身(雨天不会变成雪天)，时间、空间、因果、意向和主人公没有变化，不会影响新闻的语义表征(Zwaan,1998)。需要说明的是，本研究之所以保留人为显著和情境显著两种设计，是为了让结果可与先前研究相比较，并再次验证归因偏差是由信息的显著性直接造成，而非内容本身。实验中给出的人为理由(当地市民缺乏理性思考)和情境理由(新型传染病的不良影响)均可合理解释事件，被试只需根据偏好打分，不用就因果关系进行推理。
此外，本研究对新闻内容亦进行了控制，不涉及被试的自身利益，避免归因中常见的自我服务偏向(Miller & Ross,1975; Roese & Olson,2007; Malle,2006；郭婧，吕厚超，黄希庭，陈小静，2011)和成就动机的偏向(Weiner,2000)。实验中新闻均被简化成一个句子，行文语言客观，无前后文铺垫或情感氛围等无关因素。三则新闻都是普通的社会报道(车祸，坍塌和疯狂抢购)，不存在理解困难，诸如科技、体育等对经验敏感的新闻话题，本研究并未启用。三则新闻内容差异明显，中和了刻板印象或思维定式可能的无关影响。
本研究旨在分析愤怒对后续无关事件归因的影响，三则新闻本身不可影响情绪。本研究曾安排31名学生阅读可能用于正式试验中的新闻短句，比较阅读前后的情绪变化，测量方式同上。结果显示3个用于归因的新闻均未激发愤怒或其它六种情绪。本研究仅用了3个句子，而非Avramova实验中的6个或一般行为实验要求的30个，是考虑到实验激发的情绪(尤其是愤怒)会随着时间迅速减弱(郑希付，2007)，所以尽量减少新闻的个数和篇幅，保证被试可以在3分钟内作答完毕。但为减少随机误差的干扰，本实验让每个实验分组至少有60名被试。
2.4 实验过程
实验前，所有被试先完成一个简易的情绪自评。之后在情绪激发阶段，愤怒组会先观看一段《东京审判》的视频(使用会议室投影仪，集体播放，以求更加强烈的视听刺激)，时长5分04秒。之后被试进入归因任务，阅读3个简化后的新闻报道，并对人为和情境两个因素分别打分，问题的呈现顺序已被平衡(counterbalance)。阅读材料全在一张A4纸上，由主试按照实验进程逐次发放。中立组的被试跳过影片，直接进入归因任务。归因采用5点计分，分数越高，表明该因素归因倾向越强烈。完成三个句子的归因任务之后，实验结束，被试完成简易情绪自评后解散。
3 数据分析与结果
本研究将人为归因分数减去情境归因分数的差作为多因素方差分析的因变量，定义为偏差值，其绝对值被称为偏差幅度(见后面)。若被试偏向人为归因，其偏差值越高，且为正；若被试偏向情境归因，其偏差值越低，且为负数。全部分组的归因分数见表1。
对归因偏差值进行2(情绪：愤怒；中立)×2(因素显著性：人为；情境)×2(性别：男；女)的ANOVA分析显示，情绪、因素显著性和性别三者的交互作用不显著。情绪和因素显著性的交互作用显著F(3，239)=138.72，p＜0.01(见图1)；情绪和性别、因素显著性和性别的交互作用不显著。情绪主效应显著，F(1，241)=9.32，p＜0.05，因素显著性的主效应也显著F(1，241)=354.92，p＜0.01，但性别因素主效应不显著。
图1 愤怒组和中立组归因的偏差值
当人为因素显著时，愤怒组的人为归因分数(M=3.94，SD=0.43)显著高于中立组(M=3.29，SD=0.43)，t=8.23，p＜0.01，同时愤怒组的情境归因分数(M=2.45，SD=0.71)显著低于中立组(M=2.99，SD=0.38)，t=-5.18，p＜0.01(见图2，左)；当情境因素显著时，愤怒组的人为归因分数(M=2.73，SD=0.58)显著低于中立组(M=2.94，SD=0.40)，t=-2.21，p＜0.05，同时愤怒组的情境归因分数(M=3.77，SD=0.61)显著高于中立组(M=3.23，SD=0.48)，t=5.58，p＜0.01(见图2，右)。
在愤怒组中，当人为因素显著时，其人为归因分数显著高于情境归因分数，t(58)=14.90，p＜0.01(见图2，左)；当情境因素显著时，其人为归因分数显著低于情境归因分数，t(60)=-11.07，p＜0.01(见图2，右)。在中立组中，当人为因素显著时，其人为归因分数同样显著高于情境归因分数，t(59)=6.47，p＜0.01(见图2，左)；而在情境显著时，人为归因分数显著低于情境归因分数，t(62)=-4.45，p＜0.01(见图2，右)。
图2 愤怒组和中立组的归因分数(左：新闻的人为因素显著；右：新闻的情境因素显著)
在上述方差分析中，信息显著性对偏差值的影响F(1，241)=354.92远远高于情绪F(1，241)=9.32。但从理论假设来看，信息的显著性仅仅决定归因的取向(偏差值的正负)，而愤怒则是扩大归因的“偏执程度”(偏差幅度)。为了更好的验证这一点，本研究对偏差值取绝对值(偏差值全部转为正数)，进行方差分析。如果信息显著性影响的只是被试的归因“取向”，理论上它对方差的影响将被抹除(绝对值消除了正负，无法再体现归因取向)。如果愤怒决定的确实是“偏执程度”，它应成为最大且唯一的主效应。结果显示，愤怒确实成为最大的主效应F(1，241)=173.75，p＜0.01，而信息显著性的主效应大幅降低，仅呈现边缘显著F(1，241)=3.31，p=0.07，但因素显著性和情绪仍有显著的交互作用F(3，239)=16.51，p＜0.001。
另外，在确认性别的主效应和交互效应均不显著之后，本研究亦对其进行了事后检验，结果表明无论在愤怒组，还是中立组，被试的归因分数均无性别差异，且男女被试在实验后的情绪自评亦无差异。
4 讨论
愤怒组与中立组的组间差异验证了假设一，即愤怒会加剧被试对新闻中显著因素的归因，这与负性情绪的聚光灯效应相一致(Avramova et al.,2010)。此外，愤怒组对非显著信息的归因显著低于中立组，说明愤怒也会抑制个体对非显著因素的归因，由此验证假设二。结合该两点，本研究认为：愤怒的聚光灯效应对归因的影响存在双向性，既有增进，也有抑制。该结论与负性情绪对工作记忆的影响方式(Baddeley,2007; Levenson & Phelps,2008)相一致，即负性情绪既增加被试对显著刺激的关注，也削弱对于非显著刺激的关注。生活常识认为人在愤怒时看待事情会比较极端，从本研究来看，这种“极端”一方面是因为愤怒加剧了人们对事件中显著因素的关注，一方面是因为它让人们忽视了非显著因素。
方差分析的结果表明，愤怒对于新闻归因的影响是一种“推波助澜”。尽管愤怒对偏差值的主效应达到显著水平，但远远小于因素显著性的主效应。然而在将偏差值绝对化以后，上述结果前后逆转，信息显著性的主效应仅边缘显著。该结果表明凸显人为或情境因素，决定的是归因取向，即偏差值的正负，愤怒只是让归因更加两极化。从现象来看，愤怒像是降低了思考水平，使被试在面对两个同样可以解释新闻事件的原因时，顺从了实验对新闻的刻意控制。从社会层面来看，该现象暗示愤怒人群可能容易被新闻报道的文字操控“思考”，产生盲从。该现象与Bodenhausen(1994)和Tiedens(2001)对愤怒的描述相一致，即愤怒会激发个体的启发式思考’(Heuristic Processing)，譬如对事情的刻板判断(Stereotypic Judgments)、争论质量的降低、易接受信息中的浅显线索(Superficial Cues)等。认知双加工模型(Chaiken & Trope,1999; Eagly & Chaiken,1993; Petty & Cacioppo,1986)也认为愤怒会在某种程度降低个体的“思考质量”，产生更多的简单“判断”，变得“粗心”(Lerner,Goldberg,& Tetloc,1998; Small & Lerner,2008)，忽视非显著信息。一些有关愤怒的脑机制研究也为这种“盲从”提供了解释的角度。愤怒一般与个体大脑的左侧前额皮层正相关(Harmon-Jones,Sigelman,Bohlig,& Harmon-Jones,2003)，而这一区域正是趋近动机所在(Coan & Allen,2004; Davidson,1995; Davidson,Jackson,& Kalin,2000; Fox,1991; Silberman & Weingartner,1986)，因此愤怒的个体更加急于做出行动(Mackie,Devos,& Smith,2000)，而非认真思考。这为愤怒的聚光灯效应提供了一种更加细致的解释：愤怒剥夺的是注意的时间资源，尤其是注意非显著因素的时间，从而导致归因偏差，但由于本研究没有记录被试的反应时，对此不做定论。
尽管结果支持愤怒与负性情绪的聚光灯效应相一致，但愤怒与传统的负性情绪——悲伤在脑机制上存在本质差异。愤怒激活的是左侧前额皮层，而悲伤却在右侧。虽然已有研究解释了前额皮层的左右两侧与情绪效价并不一一对应(Harmon-Jones,2004；刘惠军，高磊，2012)，但只有右侧脑区对应的系统式信息加工与负性情绪的聚光灯的相关论述一致，譬如辩证思考(critical thinking)及局部注意(local attention)，而左侧前额的脑区功能是整体思考(general thinking)和全局注意(global attention)，与积极情绪的聚光灯效应(Avramova et al.,2010)相一致。对此，一种可能的解释是愤怒激活了左侧前额皮层的中的趋近动机，导致个体急于判断，所以脑部活动与积极情绪相似，但行为结果却与负性情绪一致，即注意范围缩小(Gable & Harmon-Jones,2008)。早期Keltner等人(1993)的一项研究发现：在面对责任归咎模糊的社会事件时，愤怒会让个体倾向人为归因，悲伤会增加情境归因。这种“内容影响归因”的现象，没有出现在本研究和Avramova的研究之中。对此有两点解释：(1)本研究的归因材料是简化后的新闻短句，与以往材料的内容(责任归咎、成败归因等)和情境(法庭、公司等)明显不同；(2)本研究中因素的显著性受到操控，情绪没有“自由”去让某个因素“看起来显著”。随着研究的日益精细，情绪效价的概念已经不再适合新生理论，每种情绪以及混合情绪，都应该进行独立分析(Larsen,McGraw,Mellers,& Cacioppo,2004; Peters,Burraston,& Mertz,2004)。尽管愤怒与悲伤一样缩小了注意范围，但也像积极情绪一样，产生了肤浅思考(Shallow Thought)(Tiedens,2001)。因此，本研究认为尽管愤怒在行为结果上与悲伤一致，但是愤怒导致的是相对粗浅的归因，而悲伤导致的却是认真思考的结果。简而言之，愤怒的聚光灯效应在归因上是“粗心”，而悲伤却是“较真”。
中立组的结果表明，信息的显著性可以独立导致归因偏差，无需借助内容(人为或情境)实现，假设三并未得到验证。这一结果部分支持了格式塔理论对归因偏差内在机制的论述：显著的信息会吸引更多注意，从而导致归因偏差。虽然无论是基本归因偏差(人为因素占优势地位)还是Morris和彭凯平在中国背景下的情境归因偏差(李陈，陈午晴，2006)，都未能干扰中立组的归因偏向，但是该结果并不能否定基本归因偏差的存在，因为上述两种归因偏差的早期实验并未刻意控制信息载体的显著性。中立组的结果仅支持一种解释：当人为和情境因素都能为事件提供合理解释时，被试的判断可能优先受篇幅(注意)等表面因素的影响，而非内容。另外，本研究还需指出一个细节：虽然对偏差值绝对化以后，消除了因素显著性的主效应，但它仍边缘显著，并且与情绪有交互作用。结合数据来看，该边缘显著表现为：当新闻中人为因素显著时，归因会相对更“偏激”一些，人为和情景分数的组内差距更大。虽然不能确认是因为人为显著增大了“偏激”，还是情境显著削弱了“偏激”，但是该现象倾向支持经典的基本归因偏差。性别因素对于归因影响不显著，男女被试表现一样，与假设四相符。该结果与愤怒体验的研究结论相一致(Kopper,1993; Bartz,Blume,& Rose,1996)。虽然男女在有关愤怒的场景、表达方式上(Iqbal & Ahmad,1993; Cox,Stabb,& Hulgus,2000; Thomas & Raymond,2003)有所不同，但本实验的新闻材料并不涉及上述内容。
与之前相比，本研究相对进步的一点是不再简单地以效价来划分情绪，而是对愤怒进行具体分析。通过简化新闻材料，将情绪的聚光灯效应与日常生活元素相联系，使研究结果更具有生态效度。计分方式上，本研究对人为和情景因素独立计分，进而发现了愤怒的聚光灯效应在归因上的双向性。通过与传统负性情绪—悲伤的比较，本研究对愤怒这一颇受争议的“负性情绪”进行了更加深入的探讨。其他领域的相关研究发现：长期愤怒的群体容易出现心血管疾病，高离婚率，工作困难(Fredrickson,Maynard,Helms,Haney,Siegler,& Barefoot,2000; Williams et al.,2000; Caspi,Elder,& Bem,1987)，而且还会不切实际的认为自己比普通群体更不容易出现上述问题(Lerner & Keltner,2001)。愤怒的聚光灯效应为这些现象提供了一个新的理解角度，即频繁的愤怒体验使个体在生活中常常归因不当，判断偏激，忽视一些重要的细节。
另外，本研究仍有一些模糊之处。在聚光灯理论中，情绪对归因的影响是通过注意范围的变化间接实现。尽管已有研究证明负性情绪会缩小注意范围，但该类实验多以回忆任务或反应时为指标。归因是高级的心理活动，其心理机制必然更加复杂。因此，“注意”这一概念的实体化就成了一个值得思索的问题。作为一种基本的心理活动，“注意”常常表现为视觉上的聚焦等行为(如转头去看出现在视野中的美女)，但包括本文在内，已有研究多是通过控制实验材料，相对抽象的去推测注意范围的变化。因此在条件允许的情况下，后续研究应该尝试为“注意”赋予具体的眼动指标，更加具体去分析聚光灯效应的内在机制。
此次实验的被试均是大学生，未来的研究还应针对不同的人口学样本。由于个体对情绪的认知发展存在年龄差异(Nicole,2012)，愤怒对儿童和老人的影响可能不同。患有严重心理问题的精神病人比常人有更高的认知偏见(An et al.,2010)，对于这些特殊人群，聚光灯效应的表现可能不同。另外，本研究中激发愤怒的材料是电影，而非新闻报道本身，对于本身会激发读者情绪的文字材料，本文并未再做探索。另外，高特质愤怒的群体即使没有事件刺激，本身也具备相对稳定、持久的易怒情绪，并且有更长时间的愤怒体验(罗亚莉，张大均，2011)，本次研究结果是否适用于该群体仍是未知。