趙彥凱　李暉　吳真　張珊珊

摘要 采用《特質(zhì)寬恕量表》測量了102名大學(xué)生的特質(zhì)寬恕能力，并通過Flanker任務(wù)和情景回憶法評估了被試的認(rèn)知抑制和人際寬恕水平，目的是探討特質(zhì)寬恕、認(rèn)知抑制與人際寬恕三者之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕各維度之間存在兩兩顯著相關(guān)（除認(rèn)知抑制與仁慈動機之外）：（2）特質(zhì)寬恕對回避、報復(fù)和仁慈動機均具有預(yù)測作用，而認(rèn)知抑制則只對報復(fù)動機具有預(yù)測作用；（3）特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對回避動機具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，對仁慈動機具有正向的調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞 特質(zhì)寬恕。認(rèn)知抑制，人際寬恕，回避動機，報復(fù)動機，仁慈動機。

分類號 R848.8

1 引言

20世紀(jì)90年代以來，隨著積極心理學(xué)的興起，人際寬?。╥nterpersonal forgiveness）因其在人際關(guān)系領(lǐng)域發(fā)揮的重要作用，而逐步成為心理學(xué)家關(guān)注的焦點。目前，學(xué)者們普遍認(rèn)可的定義是個體遭受冒犯后的一系列親社會動機的轉(zhuǎn)變過程，即受害者報復(fù)和逃避動機的逐漸降低以及仁慈動機的逐漸提高（McCullough，Bellah，Kilpatrick，&Johnson，2001）。研究發(fā)現(xiàn)人際寬恕不僅能夠提高幸福感、促進(jìn)身心健康（Karremans&Van Lange，2008），而且能減少人際沖突、提高關(guān)系滿意度（Fincham&Beach。2002）。因此，人際寬恕被看作是理解關(guān)系功能及其穩(wěn)定性的關(guān)鍵因素。

在人際交往過程中，當(dāng)面對人際冒犯時，受害者將對冒犯者產(chǎn)生負(fù)性情感。并伴有對冒犯者的報復(fù)與回避等需求。然而，人們并沒有經(jīng)常用“以牙還牙，以眼還眼”的方式進(jìn)行報復(fù)，相反，可能采取“不計前嫌。寬宏大量”的寬容態(tài)度進(jìn)行回應(yīng)。那么，受害者為何寬恕冒犯者？以往研究主要從雙方關(guān)系或社會認(rèn)知層面尋找影響人際寬恕的因素。例如，當(dāng)受害者的關(guān)系承諾較高時，他們將有更強的動機或意愿原諒冒犯者（Karremans，Van Lange，Ouwerkerk，&Kluwer，2003）；又如，冒犯本身的嚴(yán)重程度會影響寬恕過程，冒犯越嚴(yán)重，寬恕水平越低；相反，冒犯者的道歉行為可以在一定程度上彌補過失，進(jìn)而提高寬恕水平（McCullough et al.，1998）。

然而，良好的關(guān)系基礎(chǔ)和事后補救等因素并不總能促進(jìn)寬恕行為的發(fā)生，個體的寬恕能力也是重要的制約因素（Wilkowski，Robinson，&Trooo-Gor-don，2010）。沖突監(jiān)測理論（conflict monitor theo-w）指出，當(dāng)人們被身邊朋友或所愛之人傷害時，將面臨兩難決策沖突（Botvinick，Braver，Barch，Carter，&Cohen，2001）。一方面，對冒犯者具有強烈的報復(fù)企圖；另一方面，受交往價值取向驅(qū)使，人們改變負(fù)性情緒和認(rèn)知，并試圖選擇建設(shè)性的行為保持長久關(guān)系。研究證明這兩種被激活且完全不相容的沖突反應(yīng)決策過程會受到個體認(rèn)知抑制能力的影響（Wilkowski et al.，20lO）。

認(rèn)知抑制（cognitive inhibition）作為執(zhí)行功能的重要組成部分，是指個體對相關(guān)信息的集中以及對沖動反應(yīng)的抑制能力。其反應(yīng)了注意和抑制過程的競爭。即個體需要抑制自動化的強勢反應(yīng)，并使注意集中于處于弱勢地位的相關(guān)過程，從而通過目標(biāo)導(dǎo)向的方式來調(diào)整和塑造交往行為（Mirake et al.，2000）。例如，Pronk，Karremans和Wigboldus（2011）研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知抑制能力能夠幫助個體抵制誘惑，堅持對戀愛關(guān)系的忠誠度。來自腦損傷病人的研究發(fā)現(xiàn)，社交技能和人際關(guān)系的成功維持與認(rèn)知抑制所在的腦區(qū)相關(guān)（Shamay-Tsoorv，Tomer，Berger，&Aharon-Peretz，2003）?？梢?，自我控制水平反映了個體對負(fù)性動機、情感和反應(yīng)進(jìn)行調(diào)整和控制的能力，是人際寬恕的重要保護(hù)因素（MeCullough，Kurzban，&Tabak 2013）。高認(rèn)知抑制能力的個體能夠有效地對負(fù)性反應(yīng)進(jìn)行抑制和調(diào)整，從而易化了由冒犯者激活的負(fù)性情感、認(rèn)知和動機向積極情感、認(rèn)知和動機轉(zhuǎn)變的寬恕過程。而對于低認(rèn)知抑制能力的個體，即使是非常親近的人際伙伴也難以進(jìn)行寬恕（Karremans&van der Wal，2013）。

文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，目前對認(rèn)知抑制與寬恕之間相關(guān)主題的研究相對缺乏。僅有Pronk，Karremans，Overbeek，Vermulst和Wigboldus（2010）通過一系列的實驗研究表明認(rèn)知抑制對寬恕具有影響作用。然而，他們的研究僅把認(rèn)知抑制與其他成分合成一個更寬泛的指標(biāo)（執(zhí)行功能），對認(rèn)知抑制這一因子成分沒有進(jìn)行深入探討。雖然也存在一些間接證據(jù)為二者之間的關(guān)系提供了支持，例如，研究證明自我調(diào)節(jié)能夠促進(jìn)對伙伴負(fù)向行為的重建（Burnette et al.，2014；Finkel&Campbell，2001），并且人際功能的自我調(diào)節(jié)能力與認(rèn)知控制具有相似功能（Baumeister&Vohs，2003）。但是，幾乎所有研究結(jié)論都是在西方個體主義背景下以白人為被試取得的。那么，對于具有典型的集體主義文化背景下的中國被試是否同樣適用？因此，為了驗證認(rèn)知抑制對寬恕作用機制的穩(wěn)健性和普適性，有必要進(jìn)行進(jìn)一步的深入研究。

另外，Pronk等人（2010）的研究表明了認(rèn)知抑制對寬恕傾向性和人際寬恕均具有影響作用。但是，他們只把不同種類的寬恕作為增強結(jié)論效價的指標(biāo)，并沒有進(jìn)行不同層面的解釋和說明。從類別上看。寬恕具有特異性的人際寬恕與泛化性的特質(zhì)寬恕之分。人際寬恕是指對具體冒犯事件或冒犯者的情境化寬恕過程（Paleari。Regalia，&Fineham，2009）；特質(zhì)寬?。═rait Forgiveness）則被認(rèn)為是一種積極的人格特質(zhì)，是個體在不同的人際冒犯情境中均會表現(xiàn)出較為一致性的寬恕傾向性（Brown。2003）?？梢?，特質(zhì)寬恕水平在個體身上表現(xiàn)為一貫化的存在狀態(tài)，而人際寬恕具有明顯的情境化色彩。已有研究指出，特質(zhì)寬恕對人際寬恕具有正向的預(yù)測作用（Berry，Worthington，Parrott，OConnor，&Wade，2001）?？梢?，對具體冒犯事件或冒犯者的人際寬恕過程會受到個體寬恕他人品質(zhì)的影響。具體來講，與具有低特質(zhì)寬恕的個體相比，高特質(zhì)寬恕的個體在面對人際冒犯時，更容易做出寬恕行為。那么，在認(rèn)知抑制對人際寬恕的影響過程中，是否也會受到個體的特質(zhì)寬恕的高低水平不同的影響？

鑒于此，本研究以我國大學(xué)生為被試，探討認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕三者之間關(guān)系的共通性與特異性，并進(jìn)一步考察特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制對人際寬恕影響中的調(diào)節(jié)作用。

2 被試與方法

2.1 被試

從天津某大學(xué)招募到115名被試自愿參加本實驗，最后合并匯總得到102名有效被試，其中男生占36.27%。平均年齡為21.65（SD=1.61）歲。被試無色弱、色盲。視力或矯正視力正常，實驗后給予被試一定的報酬。

2.2 研究工具

2.2.1 特質(zhì)寬恕量表

采用Berry等人（2005）修訂的特質(zhì)寬恕量表（Trait Forgivingness Scale，TFS）測量特質(zhì)寬恕。該量表共有10個題目，采用Likert 5點計分方式。中文版TFS嚴(yán)格按照修訂程序進(jìn)行翻譯和驗證，前期預(yù)研究顯示刪除一個題目后的中文版TFS具有良好的信、效度指標(biāo)。本研究中，9個題目的驗證性因素分析結(jié)果表明一因子模型的擬合指標(biāo)良好（x²=67.79，af=27.CFI=0.91，TLI=0.93，RM-SEA=0.07），內(nèi)部一致性系數(shù)為0.69。

2.2.2 人際侵犯動機量表

采用McCullough等人（1998）及McCullough和Ho，ct（2002）編制的人際侵犯動機量表（Trans，gression-Related Interpersonal Motivations Invento-ry，TRIM）測量人際寬恕。目前，經(jīng)常被使用的TRIM量表由18個題目組成，分為報復(fù)、回避和仁慈動機三個維度。以往研究證明TRIM具有良好的信效度（McCullough，Root，&Cohen，2006）。中文版TRIM在已有研究中表明具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)（張珊珊，唐輝，劉艷艷，呂少博，2015）。本研究中，采用Likert 7點計分方式。三個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.88、0.93、0.87。

2.2.3 認(rèn)知抑制測驗

采用側(cè)抑制（Ranker）范式對認(rèn)知抑制功能進(jìn)行評價。使用E-Prime軟件進(jìn)行編程，在實驗任務(wù)中，首先在屏幕中央呈現(xiàn)注視點“+”500ms，間隔2s后，在屏幕上會出現(xiàn)字母串，呈現(xiàn)時間為1000ms。被試的任務(wù)是對中間的字母進(jìn)行辨別反應(yīng)，當(dāng)中間字母為S時，用左手中指按“1”鍵：當(dāng)為H時，用左手食指按“2”鍵；當(dāng)為N時，用右手食指按“9”鍵：當(dāng)為P時，用右手中指按“0”鍵。實驗分為兩種條件：五個字母保持相同即為一致性條件，如“SSSSS'等；當(dāng)中間字母與其他4個字母不相同時即為不一致性條件，如“SSNSS”等。要求被試保持注意力集中，在保證正確的前提下盡可能快地做出反應(yīng)。正式實驗由48次測試組成，兩種實驗條件隨機呈現(xiàn)且次數(shù)相同。被試的認(rèn)知抑制能力水平為不一致性條件與一致性條件的反應(yīng)時之差。為了更加直觀的顯現(xiàn)認(rèn)知抑制與寬恕之間的關(guān)系，研究對認(rèn)知抑制分?jǐn)?shù)進(jìn)行了反轉(zhuǎn)。因此，平均反應(yīng)時越高，代表個體的認(rèn)知抑制能力越強。

2.3 實驗過程

被試通過公共課以及在校園里發(fā)放傳單的方式進(jìn)行招募。在招募的同時，讓應(yīng)征者填答《特質(zhì)寬恕量表》。一周后，通過應(yīng)征者填寫的郵箱或電話等聯(lián)系方式將其約到實驗室進(jìn)行下面的實驗任務(wù)。

首先，請被試在計算機上完成Flanker任務(wù)。接下來，通過回憶操縱法測量被試對具體人際冒犯事件的寬恕能力。大致過程如下：讓被試回憶近期曾經(jīng)受到過的一次嚴(yán)重人際傷害事件，在事件中被試作為受害者，對方作為冒犯者。然后，讓被試對傷害事件的發(fā)生過程進(jìn)行簡單描述。最后，讓被試作答《人際侵犯動機量表》，測量其對冒犯者的人際寬恕指標(biāo)。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述性統(tǒng)計及其相關(guān)分析

對本研究中的認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕、人際寬恕及各維度進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析以及相關(guān)分析，結(jié)果見表1。

如表1所示，認(rèn)知抑制與特質(zhì)寬恕之間具有顯著的正相關(guān)（p<0.05），認(rèn)知抑制與人際寬恕中的回避動機（p<0.05）、報復(fù)動機（p<0.01）之間具有顯著的負(fù)相關(guān)，與仁慈動機之間的相關(guān)沒有達(dá)到顯著性水平（p>0.05）；特質(zhì)寬恕與人際寬恕中的回避動機（p<0.01）、報復(fù)動機（p<0.05）之間具有顯著負(fù)相關(guān)，與仁慈動機具有顯著正相關(guān)（p<0.01）?；乇軇訖C、報復(fù)動機和仁慈動機之間具有顯著相關(guān)關(guān)系，其中回避動機與報復(fù)動機之間具有顯著正相關(guān)（p<0.01），而仁慈動機與回避動機（p<0.01）、報復(fù)動機（p<0.01）之間具有顯著負(fù)相關(guān)。

3.2 特質(zhì)寬恕的調(diào)節(jié)作用檢驗

采用結(jié)構(gòu)方程模型對特質(zhì)寬恕的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗，結(jié)果見圖1。

由圖1可知，以回避動機作為因變量時。認(rèn)知抑制對于回避動機影響的主效應(yīng)不顯著（β=-0.12，p>0.05），特質(zhì)寬恕對回避動機影響的主效應(yīng)顯著（β=-0.54，p<0.01），二者的交互作用顯著（β=-0.39，p<0.05），即特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對回避動機的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。以報復(fù)動機作為因變量時，特質(zhì)寬?。é?-0.35，p<0.05）與認(rèn)知抑制（β=-0.34，p<0.05）對報復(fù)動機影響的主效應(yīng)顯著，但二者的交互作用不顯著（β=-0.24，p>0.05）。以仁慈動機對為因變量時，認(rèn)知抑制對仁慈動機影響的主效應(yīng)不顯著（β=0.07，p>0.05），特質(zhì)寬恕對于仁慈動機影響的主效應(yīng)顯著（β=0.42，p<0.01），二者的交互作用顯著（β=0.30，p<0.05），即特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對仁慈動機的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

為了更清晰地解釋特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制與人際寬恕中的調(diào)節(jié)作用，選取均分低于一個標(biāo)準(zhǔn)差的為較低水平，均分高于一個標(biāo)準(zhǔn)差的為較高水平，檢驗認(rèn)知抑制在特質(zhì)寬恕高、低不同維度上對于回避動機和仁慈的預(yù)測情況。如圖2所示，在低特質(zhì)寬恕組。認(rèn)知抑制對回避動機的影響不顯著；但在高特質(zhì)寬恕組，認(rèn)知抑制對回避動機具有負(fù)向的預(yù)測作用（β=-0.52，p<0.05）。同時，如圖3所示，在低特質(zhì)寬恕組，認(rèn)知抑制對仁慈動機的影響不顯著；但在高特質(zhì)寬恕組，認(rèn)知抑制對仁慈動機具有正向的預(yù)測作用（β=0.37，p<0.05）。由此表明，特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對人際寬恕具有部分調(diào)節(jié)作用。

4 討論

4.1 認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕之間的關(guān)系

對認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕的兩兩相關(guān)分析結(jié)果表明：首先，認(rèn)知抑制與特質(zhì)寬恕之間具有顯著正相關(guān)，這與以往研究結(jié)論相一致。從而進(jìn)一步證明了具有高認(rèn)知抑制能力的個體在面對人際冒犯時將表現(xiàn)出較高的特質(zhì)寬恕能力。其次，認(rèn)知抑制與回避動機、報復(fù)動機之間具有顯著負(fù)相關(guān)，這與Pronk等人（2010）的研究結(jié)果相同，不同的是，本研究未發(fā)現(xiàn)認(rèn)知抑制與仁慈動機之間具有相關(guān)關(guān)系。一方面，這可能是由于研究樣本相對較小，導(dǎo)致結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。另一方面。這也表明將人際寬恕各維度區(qū)分對待的重要性。從人際寬恕概念和測量發(fā)展的歷史進(jìn)程上也間接證明了這一點。最初，在對人際寬恕理論進(jìn)行界定時，只包括由于感知受到傷害而引發(fā)避免與冒犯者進(jìn)行身體和心理接觸的回避動機和由于氣憤而引發(fā)希望傷害或報復(fù)冒犯者的報復(fù)動機。并以此為依據(jù)編制了TRIM。由報復(fù)動機和回避動機兩個維度組成，共12個項目（McCullough et al.，1998）。以往實證發(fā)現(xiàn)二者具有中等程度的相關(guān)性以及和其他變量關(guān)系的較高一致性。后來，McCullough等人闡明兩種動機的減少可能伴隨著仁慈動機的提高過程，它們共同構(gòu)成了人際寬恕的結(jié)構(gòu)維度，并在實證研究中增加了對仁慈動機的測量，從而把TRMI-12發(fā)展成TR，MI-18（Mccullough&Hoyt，2002；McCullough etal.，2006）。目前，TRMI-12和TRMI-18均得到較高的采用率，而這也間接反應(yīng)出很多研究所指人際寬恕實際上僅是TRMI的消極維度。本研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知抑制與人際寬恕的關(guān)系與以往研究不一致的地方也僅局限于TRMI的積極維度。因此，后續(xù)研究應(yīng)該加強對人際寬恕的積極維度的探討。

另外，研究發(fā)現(xiàn)特質(zhì)寬恕與回避動機和報復(fù)動機之間具有顯著負(fù)相關(guān)，而與仁慈動機之間具有顯著正相關(guān)。這與Ben3，等人（2001）的研究結(jié)果一致。說明具有較高特質(zhì)寬恕的個體在面對人際侵犯時，對冒犯者具有較高的仁慈動機和較低的回避與報復(fù)動機，進(jìn)而促進(jìn)了寬恕的實現(xiàn)。

綜合可見，認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕之間的關(guān)系具有較高的跨文化一致性。雖然不同文化背景下的人群對寬恕的理解、寬恕的功能以及寬恕的形成不盡相同（張海霞。谷傳華，2009），但無論是在西方個人主義文化背景下還是在我國這樣一個具有典型集體主義文化背景的國家里，認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕對人際寬恕的影響都表現(xiàn)出了相對穩(wěn)定的、一致性的作用。

4.2 特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對人際寬恕的調(diào)節(jié)作用

研究采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗了特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制對人際寬恕影響中的作用機制。結(jié)果表明，第一，認(rèn)知抑制作為一種穩(wěn)定的個體認(rèn)知加工能力，對報復(fù)動機具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用，但對仁慈動機和回避動機沒有顯著預(yù)測作用。這揭示了認(rèn)知抑制對人際寬恕各維度影響作用的不同，即認(rèn)知抑制可能只是通過抑制報復(fù)動機來促進(jìn)人際寬恕的發(fā)生。但是，這一結(jié)論是否具有普適性，還需要進(jìn)一步深入的研究。因為目前對認(rèn)知抑制的加工機制及其作用方式的認(rèn)識并沒有達(dá)到統(tǒng)一。例如，資源控制論強調(diào)認(rèn)知抑制是基于具體情境化的認(rèn)知資源，而非穩(wěn)定的個體能力，認(rèn)知抑制過程會由啟動情境的差異而產(chǎn)生不同的加工機制（Pronk et al，2011）。又如，去抑制假說認(rèn)為在問題解決過程中，認(rèn)知抑制能力低更有利于創(chuàng)造性思維水平的提高（白學(xué)軍，鞏彥斌，胡衛(wèi)平，韓琴，姚海娟。2014；姚海娟，白學(xué)軍，2014）。在進(jìn)一步的研究中，應(yīng)該對不同的理論觀點及其實驗范式進(jìn)行整合，系統(tǒng)探討認(rèn)知抑制機制及其對寬恕的作用機制。

第二，特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制對人際寬恕的影響中具有部分調(diào)節(jié)作用。具體而言，特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制對回避動機的影響中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，對仁慈動機具有正向調(diào)節(jié)作用。主要表現(xiàn)在，認(rèn)知抑制對于高特質(zhì)寬恕個體的回避動機與仁慈動機的影響更大。這說明認(rèn)知抑制對于不同群體的回避動機與仁慈動機的影響是有區(qū)別的，并不是所有個體在面對人際侵犯時都會表現(xiàn)出一致的寬恕行為。即特質(zhì)寬恕會部分調(diào)節(jié)或改變認(rèn)知抑制與人際寬恕之間的關(guān)聯(lián)強度。

在寬恕的以往研究中，通常僅涉及兩種寬恕類型中的一種，或者僅考察人際寬恕或特質(zhì)寬恕與單個變量之間的關(guān)系：而本研究對特質(zhì)寬恕在認(rèn)知抑制與人際寬恕之間的調(diào)節(jié)作用的探究也只是初步嘗試，關(guān)于人際寬恕影響機制的研究仍需進(jìn)一步增強和深入，以為開發(fā)切實可行的人際寬恕的干預(yù)方法與教育模型奠定基礎(chǔ)。

5 結(jié)論

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）認(rèn)知抑制、特質(zhì)寬恕與人際寬恕各維度之間存在兩兩顯著相關(guān)（除認(rèn)知抑制與仁慈動機之外）；（2）特質(zhì)寬恕對回避動機和報復(fù)動機具有負(fù)向預(yù)測作用，對于仁慈動機具有正向預(yù)測作用，但認(rèn)知抑制只對報復(fù)動機具有負(fù)向預(yù)測作用；（3）特質(zhì)寬恕與認(rèn)知抑制對回避動機具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。對仁慈動機具有正向的調(diào)節(jié)作用。