陳淑娟 王 沛 梁雅君

(1上海師范大學(xué)教育學(xué)院, 上海 200234) (2寧夏大學(xué)教育學(xué)院, 銀川 750021)

1 問題提出

知覺者在估計社會事件間的共變關(guān)系時往往會高估或低估事件間的聯(lián)結(jié)水平, 建構(gòu)出與事實不符的關(guān)系(Lipe, 1990; Wilkerson, McGahan, Stevens,Williamson, & Low, 2009)。類似的誤判現(xiàn)象也存在于群體印象形成與個體印象形成中, 表現(xiàn)為知覺者會建構(gòu)不同類型印象形成對象與不同特質(zhì)之間偏離事實的聯(lián)結(jié)關(guān)系, 如刻板印象(Can & Sanver,2009; Sherman et al., 2009)、負(fù)面特質(zhì)偏差(Lemon& Warren, 1974; Norris, Larsen, Crawford, & Cacioppo,2011)等。那么, 為什么會出現(xiàn)這種誤判或加工偏差,其形成過程又是怎樣的呢？

就群體印象形成而言, 之所以出現(xiàn)上述問題,Can和Sanver (2009)認(rèn)為, 觀察者由于對靶子群體了解不夠全面, 容易根據(jù)對亞群體表征的主觀認(rèn)識,并夸大部分特質(zhì)的效應(yīng), 形成印象, 導(dǎo)致加工偏差。Wood和Blair (2011)的研究表明, 未知或出乎意料的特質(zhì)在印象形成時具有特別重要的價值。更多研究發(fā)現(xiàn), 如果多數(shù)群體(或內(nèi)群體)與少數(shù)群體(或外群體)的成員均表現(xiàn)出同樣特質(zhì), 如正面與負(fù)面特質(zhì), 且行為數(shù)量的比率一樣, 而差別只是多數(shù)群體成員多, 特質(zhì)表現(xiàn)絕對數(shù)量多, 那么被試在印象形成中容易傾向基于高頻特質(zhì)評價多數(shù)群體, 基于低頻特質(zhì)評價少數(shù)群體(Blanchette & Richards,2010; Blanz, Mummendey, & Otten, 2011; Eder,Fiedler, & Hamm-Eder, 2011; Forgas, 2011; Hamilton& Gifford, 1976; Hamilton & Sherman, 1996; Hein,Silani, Preuschoff, Batson, & Singer, 2010; Johnston& Jacobs, 2003; Mullen & Johnson, 2011; Murphy,Schmeer, Vallée-Tourangeau, Mondragón, & Hilton,2011; Mutter, 2000; Naumann, Vazire, Rentfrow, &Gosling, 2009; Primi & Agnoli, 2002; Risen, Gilovich,& Dunning, 2007; Sanbonmatsu, Sherman, & Hamilton,1987; Sherman et al., 2009; Vogel, Kutzner, Fiedler,& Freytag, 2013; Vonk & Konst, 2011), 這種現(xiàn)象在兒童(Johnston & Jacobs, 2003)、青年和中年(Mutter,2000)被試中都得以證實。

上述研究雖然在具體操作方式上存在差異, 但具備一個共同點, 即刺激材料呈現(xiàn)的比率——研究者把不同性質(zhì)的刺激材料和不同類型的印象形成對象以不同頻次呈現(xiàn)給被試。這些不同頻次的事件直接或間接地形成了一定的比率關(guān)系(Hegarty &Bruckmüller, 2013; Welsh & Navarro, 2012), 它反映了多數(shù)群體、少數(shù)群體與知覺者相互作用的內(nèi)隱關(guān)系。研究的確發(fā)現(xiàn)低頻群體成員及其特質(zhì)的新穎性、獨特性易導(dǎo)致群體印象偏差(Hamilton &Gifford, 1976; Sanbonmatsu et al., 1987)。如果依據(jù)比率關(guān)系直接操縱不同印象形成對象及其特質(zhì)的數(shù)量, 就會產(chǎn)生特定的印象形成結(jié)果(Bar-Hillel,1980; Bohil, 2011; Johansen, Fouquet, & Shanks,2010; Kruschke, 2009; Mummendey & Otten, 1998;Wood & Blair, 2011)。也就是說, 以特定比率呈現(xiàn)不同刺激材料給知覺者學(xué)習(xí)是導(dǎo)致其群體印象形成結(jié)果偏離事實的原因。

在范疇分類任務(wù)中, “反基準(zhǔn)比率效應(yīng)(Inverse Base-Rate Effect)”是研究比率與共變關(guān)系誤判的常用范式(Medin & Edelson, 1988)。Sherman等人(2009)采用該范式考察了群體印象偏差的形成, 實驗要求被試根據(jù)成員特質(zhì)判斷其所屬群體。先讓被試建構(gòu)具備某種特質(zhì)的成員與兩個虛擬群體間的歸屬關(guān)系。虛擬群體分為多數(shù)與少數(shù)群體, 前者成員數(shù)量是后者的3倍。多數(shù)與少數(shù)群體成員均具備兩個特質(zhì), 其中一個為各自群體獨有特質(zhì)(Perfect Predictor of the Common Group, PC; Perfect Predictor of the Rare Group, PR), 而另一個為兩群體共有特質(zhì)(Imperfect Predictor, I)。后讓被試判斷具備新特質(zhì)成員所歸屬的虛擬群體。結(jié)果表明：被試對獨有特質(zhì), 能夠正確選擇群體; 對共有特質(zhì)、所有特質(zhì)組合, 傾向于選擇多數(shù)群體; 對獨有特質(zhì)沖突組合,傾向于選擇少數(shù)群體, 完全不受基準(zhǔn)比率影響, 甚至與之相反, 表現(xiàn)出反基準(zhǔn)比率效應(yīng)。這表明, 被試過高地估計了少數(shù)群體及低頻特質(zhì)間的共變關(guān)系。

反基準(zhǔn)比率效應(yīng)范式較好地模擬了人們對多數(shù)群體與少數(shù)群體的知覺過程。Kruschke等人認(rèn)為出現(xiàn)反基準(zhǔn)比率效應(yīng)的原因是, 在學(xué)習(xí)過程中, 多數(shù)群體及其特征出現(xiàn)頻次顯著偏高, 會獲得知覺者的優(yōu)先加工, 并作為經(jīng)驗存儲在長時記憶中, 成為建構(gòu)其它事件間關(guān)系的背景; 低頻范疇及其特征出現(xiàn)頻次少, 與高頻范疇及其特質(zhì)形成鮮明對比, 作為新異刺激被凸現(xiàn)出來, 吸引知覺者的認(rèn)知資源快速轉(zhuǎn)移過來(Kruschke, 1996, 2001, 2003, 2009;Kruschke & Hullinger, 2010)。如此一來, 低頻范疇及其特質(zhì)反而獲得了更深刻加工, 在知覺者大腦中建構(gòu)的聯(lián)結(jié)強度比高頻范疇及其特質(zhì)間的更強。當(dāng)需要對沖突特質(zhì)做出判斷時, 低頻范疇就更易于提取(Tory Higgins, Rholes, & Jones, 1977)。經(jīng)過這樣的認(rèn)知加工過程, 知覺者對多數(shù)群體與少數(shù)群體都形成了與事實不符、帶有加工偏差的印象(Kristiansen,2010; Kruschke, 2001; Le Pelley et al., 2010)。在社會現(xiàn)實中, 出于內(nèi)群體偏愛(In-Group Bias) (Vonk& Konst, 1998), 知覺者通常關(guān)注外群體的低頻特質(zhì)(Ratliff & Nosek, 2011); 而當(dāng)?shù)皖l刺激為負(fù)面時,其對外群體最終印象的影響會更大(Mullen &Johnson, 2011)。因此, 刻板印象的本質(zhì)是多數(shù)群體、少數(shù)群體與知覺者互動信息量的顯著差異所導(dǎo)致的認(rèn)知加工偏差。

現(xiàn)有關(guān)于反基準(zhǔn)比率效應(yīng)的研究主要集中在非社會范疇學(xué)習(xí)(Van Knippenberg & Van Knippenberg, 1994; Sloutsky & Fisher, 2011; Wood & Blair,2011)和群體刻板印象形成領(lǐng)域(Le Pelley et al.,2010; Sherman et al., 2009), 鮮有研究者從基準(zhǔn)比率影響的角度關(guān)注個體印象形成中加工偏差的產(chǎn)生原因, 到目前為止, 還沒有見到公開發(fā)表的關(guān)于個體印象形成的反基準(zhǔn)比率效應(yīng)研究報告。事實上,研究者在個體印象形成中也發(fā)現(xiàn)了加工偏差, 表現(xiàn)為針對不同對象, 知覺者常常誤判該對象及其特質(zhì)間的關(guān)系：如果對象是自己、家人, 常常高估其積極特質(zhì)表現(xiàn)水平, 導(dǎo)致自我服務(wù)偏見、正面特質(zhì)偏差、社會贊許反應(yīng)(趙志裕, 鄒智敏, 林升東, 2010)等; 如果對象是他人, 尤其是陌生人時, 很容易高估其負(fù)面或極端特質(zhì)的診斷能力, 導(dǎo)致負(fù)面或極端特質(zhì)偏差(Fiske, 1980; Lorenzo, Biesanz, & Human,2010; Naumann et al., 2009; Norris et al., 2011; Singh,Onglatco, Sriram, & Tay, 1997; Skowronski & Carlston,1989)。新近研究發(fā)現(xiàn)知覺者對關(guān)系友好的人持有積極偏見, 而對非關(guān)系友好的個體則不然(Rim, Min,Uleman, Chartrand, & Carlston, 2013)。研究進一步揭示, 如果加工時面對多種特質(zhì), 那么在后續(xù)測驗中知覺者最容易提取的是那些鮮明的低頻特質(zhì)(Lemon & Warren, 1974)。這些結(jié)果初步表明, 在個體印象形成中也可能存在信息頻次導(dǎo)致印象偏差的現(xiàn)象。

關(guān)于個體印象偏差形成的研究可以分為兩類：一類是在缺少個體信息的情況下, 定型影響對個體的評定(楊家忠, 黃希庭, 1997), 即受刻板印象影響而產(chǎn)生的印象偏差, 這個領(lǐng)域主要關(guān)注刻板印象激活對個體印象形成的影響; 另一類是在個體信息清晰且具有診斷性時, 定型不影響特質(zhì)評定(楊家忠,黃希庭, 1997), 即受個體信息影響而產(chǎn)生的印象偏差。目前國內(nèi)外對前者的研究廣泛且深入, 而對后者的研究卻比較少見。Skowronski和Carlston (1989)在總結(jié)期望對照理論(Expectancy-Contrast Theories)、頻數(shù)權(quán)重理論(Frequency-Weight Theories)等多種解釋個體印象形成偏差理論的基礎(chǔ)上, 提出線索診斷觀點解釋第二類個體印象形成偏差現(xiàn)象, 他們認(rèn)為線索診斷力是加工偏差形成的主要原因, 該觀點包括四個假設(shè)：首先, 知覺者范疇化他人的依據(jù)是觀察到或?qū)W習(xí)到的信息; 其次, 知覺者認(rèn)為在區(qū)分不同范疇時, 某些線索要比另外一些線索更有用;再次, 診斷力強的線索對印象形成的影響比診斷力弱的線索大; 第四, 通常認(rèn)為極端或負(fù)面信息的診斷力比中性或積極信息的強。但是, 該觀點不局限于解釋負(fù)面或極端特質(zhì)偏差, 還可以解釋正面特質(zhì)偏差的產(chǎn)生。他們認(rèn)為出現(xiàn)何種偏差不是取決于行為或特質(zhì)的性質(zhì), 而是取決于信息與范疇間的內(nèi)隱關(guān)系; 而且后續(xù)研究檢驗了上述觀點(Baumeister,Bratslavsky, Finkenauer, & Vohs, 2001; Ito, Larsen,Smith, & Cacioppo, 1998; Skowronski & Carlston,1987)。這些研究主要從特質(zhì)內(nèi)容角度解釋了印象偏差的形成, 但仍無法說明：為什么在同等條件下,對熟人與陌生人產(chǎn)生的印象偏差不一樣; 且此類研究對內(nèi)隱關(guān)系的結(jié)構(gòu)和印象偏差產(chǎn)生的機制, 也就是對信息加工過程的闡述不夠明確。

解答這些問題可以從群體印象形成研究中借鑒思路與方法。Hamilton和Sherman (1996)提出：群體印象形成與個體印象形成存在重要相似之處：首先, 兩類認(rèn)知活動都是知覺者基于特定信息對社會單位(個體或群體)形成整體觀念的過程, 這與Skowronski等人(1989)的觀點一致; 其次, 不管對象是群體還是個體, 知覺者在整體觀念形成過程中都要基于特定信息進行印象判斷及行為決策等認(rèn)知活動。基于Hamilton和Sherman (1996)以及Skowronski等人(1989)的觀點, 我們認(rèn)為, 個體印象偏差產(chǎn)生的原因可能與群體印象偏差具有相似之處。與多數(shù)群體和少數(shù)群體情況類似, 熟人和陌生人都可能具備某些性質(zhì)及組織結(jié)構(gòu)相似的特質(zhì)。而且, 從群體印象偏差形成中發(fā)現(xiàn)的比率影響因素同樣存在于個體印象偏差形成過程中, 或者說個體印象偏差也是由于對象及其特質(zhì)與知覺者的互動頻率暨比率關(guān)系的作用而產(chǎn)生。因此, 知覺者對熟人與陌生人的印象偏差不同, 表面上源于內(nèi)容性質(zhì)(正面、負(fù)面、極端)的差異, 而本質(zhì)上是由于感知對象信息數(shù)量的差異, 即不同類型個體的信息間存在比率關(guān)系所導(dǎo)致的, 這可能正是Skowronski等人(1989)提出的信息間內(nèi)隱關(guān)系的體現(xiàn)。

根據(jù)Kruschke等人(1996, 2001, 2003)和Sherman等人(2009)的觀點, 我們可以進一步推測個體印象偏差加工過程與群體印象偏差形成機制相似：從熟人與陌生人感知的信息構(gòu)成一定的比率關(guān)系, 由于熟人的信息與知覺者接觸頻率高, 會獲得優(yōu)先加工,并作為經(jīng)驗存儲在記憶中, 此時更有用且診斷力更強; 而當(dāng)陌生人和低頻特質(zhì)出現(xiàn)時, 為了區(qū)分陌生人與熟人, 知覺者通過轉(zhuǎn)移機制把認(rèn)知資源專注于陌生人與低頻特質(zhì)的聯(lián)結(jié), 此時低頻特質(zhì)反而被知覺者已有的經(jīng)驗即對于高頻特質(zhì)與熟人關(guān)系的認(rèn)識, 凸現(xiàn)為更有用, 尤其是負(fù)面或極端信息的診斷力更強。反之, 如果熟人具備多種負(fù)面特質(zhì), 而陌生人具備某種正面特質(zhì), 則會出現(xiàn)反轉(zhuǎn)的印象偏差。

關(guān)于范疇學(xué)習(xí)和群體印象偏差形成的研究表明, 反基準(zhǔn)比率范式在學(xué)習(xí)階段設(shè)計結(jié)構(gòu)明確, 可清晰模擬信息與范疇間的內(nèi)隱關(guān)系, 區(qū)分與熟人和陌生人相關(guān)的高低頻信息, 并透過信息內(nèi)容性質(zhì)的表象表征揭示印象偏差發(fā)生的深層次原因——信息間的比率; 在測試階段因變量對高低頻信息敏感,利于觀察知覺者加工高低頻信息的過程, 促進對個體印象偏差發(fā)生機制的了解, 并為將來研究個體印象形成與群體印象形成之間的關(guān)系奠定良好的基礎(chǔ)。

本研究擬采用反基準(zhǔn)比率范式探討基準(zhǔn)比率對個體印象形成的影響, 進而比較群體與個體印象形成這一認(rèn)知過程的異同。研究預(yù)期是：知覺者會根據(jù)基準(zhǔn)比率加工多數(shù)成員群體與熟人, 但對少數(shù)群體與陌生人的加工則表現(xiàn)為反基準(zhǔn)比率。研究包括兩個實驗：實驗1檢驗Sherman等人(2009)的研究, 以群體作為知覺對象, 考察知覺者在加工多數(shù)群體與少數(shù)群體特質(zhì)時是否會受到基準(zhǔn)比率的影響。假設(shè)：①在學(xué)習(xí)階段, 被試先學(xué)習(xí)多數(shù)群體特質(zhì), 后學(xué)習(xí)少數(shù)群體特質(zhì); ②在測試階段, 以共有特質(zhì)與所有特質(zhì)組合作為預(yù)測指標(biāo)時, 被試傾向于選擇多數(shù)群體; 以沖突特質(zhì)組合作為測試指標(biāo)時,被試表現(xiàn)出反基準(zhǔn)比率選擇, 即傾向于選擇少數(shù)群體。實驗2則以個體作為知覺對象, 考察知覺者在加工熟人與陌生人特質(zhì)時是否會受到基準(zhǔn)比率的影響, 尤其關(guān)注陌生人與其獨有特質(zhì)間的聯(lián)結(jié)是否會被凸現(xiàn)。假設(shè)：①在學(xué)習(xí)階段, 被試先學(xué)習(xí)熟人特質(zhì), 后學(xué)習(xí)陌生人特質(zhì); ②在測試階段, 以共有特質(zhì)與所有特質(zhì)組合作為預(yù)測指標(biāo)時, 被試傾向于選擇熟人; 以沖突特質(zhì)組合作為測試指標(biāo)時, 被試表現(xiàn)出反基準(zhǔn)比率選擇, 即傾向于選擇陌生人。

2 實驗1

2.1 方法

2.1.1 被試

共39名19～25歲大學(xué)生自愿參加本次實驗, 其中男生17名, 女生22名, 均為右利手。所有被試均報告視力正?；虺C正正常, 無色盲色弱; 且參加實驗的被試均可得到一定報酬。

2.1.2 實驗儀器和材料

采用計算機呈現(xiàn)刺激和鍵盤反應(yīng)。機器配置如下：顯示器為聯(lián)想LX-GJ556D, 17寸彩顯, 分辨率為1024×768, 顏色為真彩色, 刷新率為85 Hz?；贓-prime 1.1 編制、運行實驗程序, 所有數(shù)據(jù)均由計算機自動記錄。顯示器屏幕背景為灰色, 被試距離屏幕約65 cm, 依次獨立在亮度一致的實驗室內(nèi)參加測試。實驗材料是虛擬群體的英文代號、特質(zhì)詞、常見中國男性人名。虛擬群體包括F、G、H和J 4個, F與G是一對, H與J是一對; F與J是多數(shù)群體, G與H是少數(shù)群體; 多數(shù)群體成員數(shù)量為少數(shù)群體的3倍。因此, 該實驗包含兩個反基準(zhǔn)比率設(shè)計。每個群體都有一個獨有特質(zhì)作為其預(yù)測指標(biāo)：PC是多數(shù)群體的獨有特質(zhì), PR是少數(shù)群體的獨有特質(zhì)。每兩個群體共有一個特質(zhì)作為其預(yù)測指標(biāo), F與G共有一個I, H和J共有另一個I。預(yù)測F與G的特質(zhì)詞是“勤奮、活躍、自信”, 預(yù)測H與J的特質(zhì)詞是“善良、健談、干凈” (經(jīng)過預(yù)測選擇出描述他人人格特質(zhì)的常見詞)。采用拉丁方設(shè)計配對特質(zhì)詞與獨有及共有特質(zhì)的關(guān)系。

2.1.3 程序

本實驗程序與Sherman等人(2009)的基本一致。要求被試完成一個群體印象形成任務(wù)。在學(xué)習(xí)階段, 給被試呈現(xiàn)人名、特質(zhì)組合(PC+I或PR+I),要求其判斷人的歸屬群體, 包含15組塊, 每組塊8試次, 多數(shù)群體F和J各有3個靶子, 少數(shù)群體G和H各有1個靶子。因此, 基準(zhǔn)比率是3：1。每5組塊休息一次。在每試次中, 給被試呈現(xiàn)1個人名和2個特質(zhì)描述(例如, 任曉, 勤奮、自信), 要求其猜測此人歸屬于4個虛擬群體當(dāng)中的哪一個(例如,他屬于F, G, H, J的哪個組？)。被試選擇后, 給出反饋(例如, 錯誤, 他是F組成員。) 在測試階段,用模糊特質(zhì)組合測試被試對多數(shù)群體與少數(shù)群體的印象, 包含1組塊, 28試次。每試次的材料呈現(xiàn)方式、任務(wù)同印象形成階段, 但沒有反饋。28試次包括：4個群體的獨有特質(zhì)各2試次, 2個共有特質(zhì)各2試次, 2個配對群體的所有特質(zhì)組合各4試次,多數(shù)群體與少數(shù)群體獨有特質(zhì)沖突組合4組, 各重復(fù)2試次, 計8試次。

2.2 結(jié)果

本實驗得到了與Sherman等人(2009)研究一致的結(jié)果。計算每位被試在學(xué)習(xí)階段第15個組塊上的判斷準(zhǔn)確率。設(shè)定學(xué)會實驗材料內(nèi)部結(jié)構(gòu)的標(biāo)準(zhǔn)是準(zhǔn)確率高于87.5%。得到37份有效數(shù)據(jù)。有效被試在第15個組塊上的平均判斷準(zhǔn)確率是95.9%。分別計算特質(zhì)與不同群體配對準(zhǔn)確率隨組塊的變化(圖1)。在判斷成員群體歸屬時, 初期配對準(zhǔn)確率低, 隨學(xué)習(xí)次數(shù)增加, 呈提升態(tài)勢; 且特質(zhì)與多數(shù)群體的配對正確率顯著地高于特質(zhì)與少數(shù)群體的,

t

(36) = 5.53,

p

< 0.001。以兩類群體正確配對百分比差值為自變量, 以組塊為因變量, 進行回歸分析, 結(jié)果表明隨學(xué)習(xí)進程發(fā)展(

β

= ?1.095,

p

< 0.05),兩類分配準(zhǔn)確率差異逐漸變小。

圖1 特質(zhì)?群體配對準(zhǔn)確率的組塊變化

測試階段：反基準(zhǔn)比率效應(yīng)的主要指標(biāo)是被試在測試階段把模糊特質(zhì)組合分配多數(shù)群體與少數(shù)群體的比率。描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。當(dāng)單獨呈現(xiàn)時, 獨有特質(zhì)PC、PR總體被以顯著高于隨機比率的比率分別分配給多數(shù)群體(80.5%, χ(1,

N

= 37) =54.73,

p

< 0.001)與少數(shù)群體 (79.8%, χ(1,

N

= 37) =52.32,

p

< 0.001); 共有特質(zhì)I總體被更多分配給多數(shù)群體(77.0%, χ(1,

N

= 37) = 43.24,

p

< 0.001)。當(dāng)靶子是沖突特質(zhì)組合(PC+PR)時, 被試既沒有受基準(zhǔn)比率(3:1, χ(1,

N

= 37) = 166.05,

p

< 0.001), 也沒受隨機比率(1:1, χ(1,

N

= 37) = 6.54,

p

< 0.05)影響,而是把靶子更多地分配給了少數(shù)群體(57.5%)。當(dāng)靶子是所有特質(zhì)的組合(PC+PR+I)時, 總體上被試更傾向于把靶子分配給多數(shù)群體(67.2%, χ(1,

N

= 37) =11.76,

p

< 0.01)。增加了共有特質(zhì)雖然沒有產(chǎn)生基準(zhǔn)比率效應(yīng), 但是抵消了部分反基準(zhǔn)比率效應(yīng)。

表1 實驗1的新組合分配百分比(%)

2.3 討論

學(xué)習(xí)階段、測試階段單獨呈現(xiàn)PC、I及同時呈現(xiàn)所有特質(zhì)(PC+PR+I)的結(jié)果說明：被試把PC與I都看成是多數(shù)群體的典型特質(zhì), 優(yōu)先建構(gòu)了它們之間的聯(lián)結(jié), 這正是學(xué)習(xí)階段高頻實驗材料所產(chǎn)生的效應(yīng)。在測試階段, 對PR的分配結(jié)果說明, 當(dāng)PC、I與多數(shù)群體間的關(guān)系先入為主后, 低頻刺激(PR+I)出現(xiàn), I因為已經(jīng)被當(dāng)成是多數(shù)群體的典型特征之一, 所以被忽略, 但PR卻是新特質(zhì), 能夠幫助知覺者區(qū)分開少數(shù)群體與多數(shù)群體, 所以快速獲得認(rèn)知加工。當(dāng)知覺者的認(rèn)知資源集中于眼前的印象形成任務(wù)時, 低頻刺激更容易被注意、記憶。發(fā)生在沖突特質(zhì)組合(PC+PR)出現(xiàn)時的反基準(zhǔn)比率效應(yīng)強有力地證實了低頻刺激的確對加工偏差的產(chǎn)生發(fā)揮了重要作用。被試真實學(xué)會了PC與多數(shù)群體、PR與少數(shù)群體間的配對關(guān)系, 但低頻刺激PR其實被分配了更多的認(rèn)知資源, 獲得了比高頻刺激更深刻的加工, 導(dǎo)致判斷結(jié)果偏離基準(zhǔn)比率與事實, 產(chǎn)生群體印象偏差。

3 實驗2

3.1 方法

3.1.1 被試

46名19～25歲大學(xué)生自愿參加本次實驗, 其中男生21名, 女生25名, 均為右利手。所有被試均報告視力正?；虺C正正常, 無色盲色弱。所有參加實驗的被試均得到一定報酬。

3.1.2 實驗儀器和材料

實驗儀器、編程軟件、實驗室環(huán)境、材料選擇方法同實驗1。實驗材料包括6個特質(zhì)詞、4個常見中國男性人名?！摆w明(F)”與“高勇(G)”是一對,“郭強(H)”與“謝華(J)”是一對。對被試來說, “趙明”與“謝華”是高頻互動個體, 即熟人; “高勇”與“郭強”是低頻互動個體, 即陌生人。熟人與知覺者的互動頻次是陌生人的3倍。本實驗包括2個反基準(zhǔn)比率設(shè)計。采用獨有特質(zhì)與共有特質(zhì)描述個體：熟人、陌生人各有一個獨特特質(zhì), PC、PR分別是熟人與陌生人的獨特特質(zhì)、I是熟人與陌生人的共有特質(zhì)。預(yù)測“趙明”與“高勇”的特質(zhì)詞是“勤奮、活躍、自信”,預(yù)測“郭強”與“謝華”的特質(zhì)詞是“善良、健談、干凈”。采用拉丁方設(shè)計配對特質(zhì)詞與獨有及共有特質(zhì)。

3.1.3 程序

要求被試完成一個個體印象形成任務(wù)。任務(wù)分為印象形成階段(學(xué)習(xí)階段)和測試階段。在第一階段, 給被試呈現(xiàn)特質(zhì)組合(PC+I或PR+I), 要求其判斷特質(zhì)詞描述的個體。實驗組塊、試次、高低頻材料比率與同實驗1。每5組塊休息一次。在每試次中, 先給被試呈現(xiàn)兩個特質(zhì)詞(例如, 勤奮、自信),然后要求其判斷該詞對描述的可能是4個備選個體當(dāng)中的哪一個(例如, 猜測該詞對描述的是誰？)。被試選擇后, 給其反饋(例如, 正確, 他是趙明。)。第二個階段, 用模糊特質(zhì)組合測試被試對熟人與陌生人的印象, 包含1個組塊, 28個試次。每試次的材料呈現(xiàn)方式、任務(wù)同學(xué)習(xí)階段, 但沒有反饋。28試次包括：4個個體的獨有特質(zhì)各2試次, 2個共有特質(zhì)各2試次, 2個配對個體的所有特質(zhì)組合各4試次, 熟人與陌生人獨有特質(zhì)沖突組合4組, 各重復(fù)2試次, 計8試次。

3.2 結(jié)果

學(xué)習(xí)階段：數(shù)據(jù)選擇標(biāo)準(zhǔn)同實驗1, 獲得43份有效數(shù)據(jù)。有效被試在第15個組塊上的平均判斷準(zhǔn)確率是95.6%。圖2所示的知覺者學(xué)習(xí)特質(zhì)與熟人、陌生人關(guān)系的發(fā)展規(guī)律與圖1的規(guī)律非常相似。初期的準(zhǔn)確率很低, 隨著學(xué)習(xí)次數(shù)的增加, 呈提升態(tài)勢, 到最后一個組塊時, 兩類特質(zhì)的分配準(zhǔn)確率分別達(dá)到了98.1%、88.4%。被試分配特質(zhì)給熟人的正確率顯著地高于分配給陌生人的準(zhǔn)確率,

t

(42) = 6.768,

p

< 0.001。以兩個個體的正確分配比率差值作為因變量, 以組塊作為自變量, 進行回歸分析, 結(jié)果表明隨著學(xué)習(xí)進程的發(fā)展(

β

= ?0.582,

p

= 0.016), 兩類分配準(zhǔn)確率差異逐漸變小。本實驗反基準(zhǔn)比率設(shè)計的因變量統(tǒng)計結(jié)果見表2。當(dāng)單獨呈現(xiàn)時, PC被以顯著高于隨機水平的比率(89.5%, χ(1,

N

= 43) = 107.54,

p

< 0.001)分配給熟人; PR被以顯著高于隨機水平的比率(87.8%,

χ

(1,

N

= 43) = 98.26,

p

< 0.001)分配給陌生人?？傮w上, I被分配給熟人的比率(79.6%)接近基準(zhǔn)比率(75%, χ(1,

N

= 43) = 1.98,

p >

0.05), 而顯著地高于隨機比率(50%, χ(1,

N

= 43) = 60.49,

p

< 0.001)。當(dāng)靶子是沖突特質(zhì)(PC+PR)時, 結(jié)果也出現(xiàn)了顯著的反基準(zhǔn)比率效應(yīng)：盡管熟人特質(zhì)PC出現(xiàn)的頻次是陌生人特質(zhì)PR的3倍, 盡管PC-熟人與PR-陌生人的關(guān)系是一樣的, 但被試既沒受基準(zhǔn)比率(3:1)的影響, 也沒受隨機比率(1:1)的影響, 而把靶子更多分配給了陌生人(58.7%), 與基準(zhǔn)比率與隨機比率比較的結(jié)果分別是：χ(1,

N

= 43) = 208.62,

p

< 0.001;χ(1,

N

= 37) = 10.47,

p

< 0.01。最后, 當(dāng)靶子是所有特質(zhì)組合(PC+PR+I)時, 被試更傾向把靶子分配給熟人(58.2%, χ(1,

N =

43) = 9.12,

p

< 0.01)。增加共有特質(zhì)I雖然沒有產(chǎn)生基準(zhǔn)比率效應(yīng), 但部分抵消了反基準(zhǔn)比率效應(yīng)。

圖2 特質(zhì)?個體配對準(zhǔn)確率的組塊變化

表2 實驗2的新組合分配百分比(%)

3.3 討論

學(xué)習(xí)階段、測試階段單獨呈現(xiàn)PC、I及所有特質(zhì)組合的結(jié)果說明：在印象形成過程中, 被試準(zhǔn)確知覺了PC與熟人間的配對關(guān)系, 同時把I也當(dāng)作了熟人的典型特質(zhì), 雖然沒有PC那么確定, 但是對于I接近基準(zhǔn)比率以及對于所有特質(zhì)組合偏向于熟人的分配比還是能夠充分說明發(fā)生了高頻效應(yīng),即被知覺者加工的頻次顯著地多, 會使得知覺者優(yōu)先建構(gòu)PC、I與熟人間的聯(lián)結(jié)。

對PR的分配比率顯著高于基準(zhǔn)比率說明, 在印象形成階段特質(zhì)PR的確獲得了知覺者的充分加工, 在大腦中建構(gòu)了非常穩(wěn)定的PR-陌生人聯(lián)結(jié)。而共有特質(zhì)I, 雖然與PR同時出現(xiàn), 但是因為已經(jīng)被視為熟人的典型特質(zhì), 所以在建構(gòu)特質(zhì)與陌生人間的聯(lián)結(jié)時被忽略。對沖突特質(zhì)組合(PC+PR)的分配結(jié)果表明, 在個體印象形成中的反基準(zhǔn)比率效應(yīng)甚至大于群體印象形成的。這個結(jié)果充分地說明基準(zhǔn)比率對加工偏差的產(chǎn)生具有重要影響。高頻刺激(PC+I)讓知覺準(zhǔn)確習(xí)得PC與熟人間的關(guān)系, 并把I當(dāng)作熟人的典型特質(zhì); 低頻刺激(PC+I)出現(xiàn)時, 只有能夠區(qū)分熟人與陌生人的特質(zhì)PR獲得了知覺者的特別關(guān)注, 構(gòu)建了其與陌生人間的穩(wěn)定關(guān)系, 但I(xiàn)被忽略。

4 總討論

錯誤的群體或個體印象是常見的人類社會知覺錯誤之一。關(guān)于其產(chǎn)生原因, 有研究認(rèn)為, 人是非理性決策者, 常常受到對象的獨有特質(zhì)吸引(Mullen & Johnson, 2011), 從而以偏概全, 所以即使比率存在, 也會被忽略(Bar-Hillel, 1980)。事實上,印象形成過程中發(fā)生在知覺者大腦中的認(rèn)知加工活動遠(yuǎn)比非理性或比率忽略觀點復(fù)雜。Medin和Edelson (1988)發(fā)現(xiàn)的反基準(zhǔn)比率效應(yīng)因為其因變量的高敏感性, 有助于我們理解印象偏差的產(chǎn)生過程。本研究實驗1的結(jié)果與Sherman等人(2009)的結(jié)果一致, 說明基準(zhǔn)比率對知覺者最后形成的群體印象的確起到了重要影響。在該結(jié)論基礎(chǔ)之上, 我們最重要的發(fā)現(xiàn)是, 首次揭示了在知覺者個體印象形成的認(rèn)知過程中存在著類似于群體印象形成過程中的比率效應(yīng)。該發(fā)現(xiàn)使得我們對個體印象形成的認(rèn)知機制有了新認(rèn)識, 并帶來新問題。

首先, 明確又一個體印象偏差產(chǎn)生的原因及機制。一直以來, 研究者都比較關(guān)注刻板印象對個體印象形成的影響, 認(rèn)為刻板印象激活是個體印象偏差產(chǎn)生的主要機制。但并不是所有情境都一定會有刻板印象激活存在, 并且該觀點比較難以同時解釋印象中的正負(fù)面偏差。在個體信息而非刻板印象標(biāo)簽明確的情況下, 不管線索性質(zhì)如何, 只要診斷力強都可能導(dǎo)致知覺者產(chǎn)生加工偏差(Skowronski &Carlston, 1989)。實驗2結(jié)果揭示出：關(guān)于不同對象,知覺者收到的信息數(shù)量不同, 它們之間構(gòu)成了比率關(guān)系, 高低頻對象的信息都會獲得加工, 高頻信息獲得優(yōu)先加工, 而低頻, 即關(guān)于陌生人的少量信息會通過轉(zhuǎn)移機制獲得更深刻認(rèn)知加工, 成為診斷力更強、更有用的線索, 最后導(dǎo)致知覺者對陌生人產(chǎn)生與事實不符的印象偏差。一般情況下, 出于自我服務(wù)偏見, 知覺者以自我為中心組織人際關(guān)系, 以積極信息組織對個體的認(rèn)識。家人、朋友、積極信息都是知覺者的高頻事件, 而陌生人、消極或極端信息是知覺者的低頻事件。

比率及上述機制能夠很好地解釋為什么知覺者對家人、朋友、關(guān)系友好個體的印象更偏向于積極面的現(xiàn)象, 而對陌生人則容易產(chǎn)生負(fù)面或極端特質(zhì)偏差。表面現(xiàn)象如此, 其實質(zhì)是受比率影響并獲得不同認(rèn)知加工所致。明確信息比率, 或者是與不同類型個體間的接觸頻率可能導(dǎo)致加工偏差, 那么在知覺他人, 尤其是陌生人時, 知覺者為了獲得準(zhǔn)確印象, 可以通過自我監(jiān)控, 不斷提醒在獲得全面信息后再作結(jié)論, 達(dá)到抑制偏差的目的。被知覺者,知道作為陌生人, 自己的低頻信息容易引起加工偏差, 那么一方面可以通過在初次接觸時盡量避免暴露各種負(fù)面信息, 以及提高與知覺者接觸頻次的方式, 回避留下負(fù)面印象; 另一方面, 在特殊情境下,故意制造特定低頻行為給知覺者留下深刻印象。

其次, 發(fā)現(xiàn)了群體與個體印象形成機制間的相似性, 為深入了解人類認(rèn)知加工的內(nèi)在機制提供依據(jù)。個體與群體印象形成都是對社會實體單位的認(rèn)知加工。相關(guān)研究關(guān)注各自印象偏差產(chǎn)生的原因以及認(rèn)知機制。然而, 較少把兩者放在同一視角下比較其異同。群體與個體雖然是不同類型的社會實體,但也存在重要相似, 因此針對它們的印象偏差產(chǎn)生原因與機制間也可能存在差異, 也可能存在相似。本研究根據(jù)反基準(zhǔn)比率的設(shè)計邏輯及其理論解釋假設(shè), 對于兩類印象形成, 不同信息數(shù)量比率的作用是一樣的, 并得到了實驗結(jié)果的支持。本研究結(jié)果表明, 無論是群體還是個體, 高頻信息都獲得了優(yōu)先學(xué)習(xí), 而低頻信息則通過轉(zhuǎn)移機制在認(rèn)知資源分配上后來者居上, 獲得更深刻加工。這與Hamilton 等人(1996)主張——個體與群體知覺的認(rèn)知機制與過程是極為相似的——一致。這從行為層面進一步為解答一些基本的認(rèn)知問題, 例如人類是否是“認(rèn)知吝嗇鬼(Cognitive Misers) (Fiske & Taylor,1984)、心理懶鬼(Mental Sluggards) (Gilbert & Hixon,1991)、效率專家(Efficiency Experts) (Macrae, Bodenhausen, Milne, & Jetten, 1994)”提供直接證據(jù)。另外,認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)方面的研究也表明, 知覺群體與個體涉及的腦區(qū)存在重疊(Contreras, Schirmer, Banaji,& Mitchell, 2013)。只要加工對象及任務(wù)間存在共同點, 那么其加工機制有可能是一樣的, 本研究從群體與個體印象形成角度給出了證據(jù), 但未來仍需大量研究檢驗該觀點。

5 對未來研究啟示

本研究初步確認(rèn)群體與個體印象形成間的確存在相似之處, 但是要離析清楚兩種認(rèn)知加工間的異同, 還需要開展多方面的研究：首先, 要比較不同研究范式的實驗結(jié)果。用于研究知覺者范疇化過程的比率范式有多個, 例如虛假相關(guān)(Illusion Correlation) (Hamilton & Gifford, 1976)、基準(zhǔn)比率忽略(Base-Rate Neglect) (Gluck & Bower, 1988), 聯(lián)結(jié)組塊(Associative Blocking)和凸顯(Highlighting)(Kruschke, 2009)等。這些范式既有相似, 也有研究角度的差異。比率是否確定以相似的方式影響群體與個體印象形成加工, 還需要借助這些范式從多角度進行檢驗。其次, 要比較兩類認(rèn)知加工在不同認(rèn)知環(huán)節(jié)上的異同?；趯ο蟮膶嶓w性差異, 有研究采用虛假相關(guān)范式, 認(rèn)為知覺個體與群體分別涉及即時判斷(On-line Judgment)與基于記憶的判斷(Memory-based Judgment) (Hamilton & Sherman,1996), 這與本研究結(jié)論存在差異。其可能原因是,本研究采用特質(zhì)作為材料, 而Hamliton等人采用行為及特質(zhì)作為材料。后者涉及的認(rèn)知環(huán)節(jié)更多更復(fù)雜, 那么是否在相異的同時也存在相似。換言之,可能加工群體與個體在部分認(rèn)知環(huán)節(jié)上是相似, 而在記憶與判斷環(huán)節(jié)是相異的, 但相似的部分沒有被分析出來。后續(xù)研究應(yīng)該在實驗設(shè)計以及統(tǒng)計分析上再做改進與提高, 辨析知覺群體與個體認(rèn)知過程的異同。再次, 借助于認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)方法開展研究。關(guān)于范疇學(xué)習(xí)(St-Louis, Corbeil, Achim, & Harnad,2008)、內(nèi)外群體印象(Hein et al., 2010)、刻板印象與刻板化過程(Quadflieg & Macrae, 2011)、第一印象形成(Schiller, Freeman, Mitchell, Uleman, &Phelps, 2009)的神經(jīng)加工機制, 以及心理化群體與個體的腦區(qū)(Contreras et al., 2013)都已有研究, 發(fā)現(xiàn)涉及腦電指標(biāo)包括N1/P1、P200、P300、N400, 以及腦區(qū)內(nèi)側(cè)前額葉皮質(zhì)(Medial Prefrontal Cortex)、前顳葉(Anterior Temporal Lobe)、顳頂聯(lián)合區(qū)(Temporoparietal Junction)等。這些可以作為開展研究知覺群體與個體認(rèn)知加工過程異同的研究基礎(chǔ),但是離闡述清楚兩種認(rèn)知加工間的關(guān)系還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。本研究所用方法簡單、結(jié)果可靠, 可以作為未來探索群體與個體印象形成認(rèn)知神經(jīng)機制的基礎(chǔ)。

6 結(jié)論

在特定基準(zhǔn)比率條件下, 無論是群體印象形成還是個體印象形成, 知覺者都是優(yōu)先建構(gòu)高頻事件間的聯(lián)結(jié)關(guān)系, 并對低頻事件間的聯(lián)結(jié)投入更多認(rèn)知資源, 最后導(dǎo)致誤判事件間的聯(lián)結(jié)強度, 尤其容易高估低頻事件的關(guān)系。因而, 基準(zhǔn)比率對印象形成過程具有實質(zhì)性影響, 并對刻板印象、消極偏差、極端偏差的產(chǎn)生有重要作用。

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