楊亞平 徐 強(qiáng) 朱婷婷 鄭旭濤 董曉曄 陳慶偉

不同熱情?能力社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式：基于刻板印象內(nèi)容模型*

楊亞平1徐 強(qiáng)1朱婷婷1鄭旭濤1董曉曄1陳慶偉2,3,4

(1寧波大學(xué)心理學(xué)系暨研究所, 寧波 315211) (2華南師范大學(xué), 國(guó)家綠色光電子國(guó)際聯(lián)合研究中心, 廣州 510006) (3華南師范大學(xué), 華南先進(jìn)光電子研究院, 廣東省光信息材料與技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室&彩色動(dòng)態(tài)電子紙顯示技術(shù)研究所, 廣州 510006) (4華南師范大學(xué), 心理學(xué)院, 光與身心健康實(shí)驗(yàn)室, 廣州 510631)

刻板印象激活是社會(huì)知覺(jué)中至關(guān)重要的認(rèn)知過(guò)程, 以往關(guān)于刻板印象激活的研究主要聚焦于某一類或兩類社會(huì)群體, 導(dǎo)致對(duì)于刻板印象激活缺乏整體性的認(rèn)識(shí)。本研究立足于經(jīng)典的用于分類社會(huì)群體的刻板印象內(nèi)容模型(SCM), 采用啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù)和詞匯判斷任務(wù), 分別從外顯和內(nèi)隱兩個(gè)層面對(duì)該模型下不同熱情?能力的4類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式進(jìn)行系統(tǒng)的探討。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 無(wú)論是外顯層面還是內(nèi)隱層面, 高熱情?高能力、高熱情?低能力、低熱情?高能力三類社會(huì)群體均遵循經(jīng)典的刻板印象激活模式——一致條件下的反應(yīng)時(shí)更快; 而低熱情?低能力群體則在外顯和內(nèi)隱加工上均表現(xiàn)出刻板印象激活效應(yīng)的反轉(zhuǎn)模式——沖突條件下比一致條件下的反應(yīng)更快更準(zhǔn)確。本研究拓寬了刻板印象激活的研究視角, 首次發(fā)現(xiàn)低熱情?低能力群體具有與傳統(tǒng)相反的刻板印象激活效應(yīng)模式, 這一結(jié)果為該群體加工的特異性提供了新的證據(jù)。未來(lái)研究可以從注意和厭惡情緒的角度對(duì)刻板印象激活效應(yīng)反轉(zhuǎn)模式的加工機(jī)制進(jìn)行深入探討。

刻板印象; 刻板印象內(nèi)容模型; 刻板印象激活; 內(nèi)隱; 外顯

1 問(wèn)題提出

刻板印象一直都是社會(huì)心理學(xué)家們探討的核心問(wèn)題之一。作為對(duì)社會(huì)群體屬性的心理表征, 刻板印象通常以休眠的狀態(tài)存儲(chǔ)在長(zhǎng)時(shí)記憶中。由于社會(huì)認(rèn)知過(guò)程中往往要面對(duì)復(fù)雜繁多的信息, 而可用的時(shí)間和認(rèn)知資源有限, 因此人們會(huì)迅速激活刻板印象以幫助其完成諸如形成他人印象、做出判斷等社會(huì)認(rèn)知任務(wù)(Hamilton & Sherman, 1994; Macrae & Bodenhausen, 2001)。所謂刻板印象激活(stereotype activation)是指知覺(jué)者通過(guò)相關(guān)線索(如面孔、膚色或社會(huì)類別標(biāo)簽等)在頭腦中獲得(access)靶子所在群體的刻板印象(如, 特質(zhì)構(gòu)念、行為特征等)的認(rèn)知過(guò)程(Kunda & Spencer, 2003; Macrae & Bodenhausen, 2000, 2001)。根據(jù)刻板印象加工過(guò)程模型, 刻板印象激活是刻板印象加工過(guò)程的關(guān)鍵環(huán)節(jié)——它既是社會(huì)分類(categorization)的必然結(jié)果, 也是刻板印象應(yīng)用(stereotype application)的必要前提(Krieglmeyer & Sherman, 2012; Kunda & Spencer, 2003; Macrae & Bodenhausen, 2001; Quadflieg & Macrae, 2012; Sherman, Macrae, & Bodenhausen, 2000), 考察并揭示其加工特點(diǎn)與機(jī)制對(duì)于理解刻板印象的整個(gè)加工過(guò)程以及基于刻板印象激活的諸多社會(huì)認(rèn)知現(xiàn)象(如刻板印象威脅、印象形成、偏見(jiàn)和歧視等)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

如何考察知覺(jué)者頭腦中關(guān)于某一社會(huì)群體的刻板印象的激活呢? 以往研究通常采用序列啟動(dòng)范式(sequential priming)來(lái)考察刻板印象是否激活(Kidder, White, Hinojos, Sandoval, & Crites, 2018; White, Danek, Herring, Taylor, & Crites, 2018)。具體來(lái)說(shuō), 在該范式中刺激由啟動(dòng)?靶子對(duì)構(gòu)成, 先呈現(xiàn)一個(gè)啟動(dòng)刺激——其通常為社會(huì)類別線索(如, 面孔、社會(huì)類別標(biāo)簽詞); 緊接著呈現(xiàn)一個(gè)靶刺激, 在實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)上往往使其與啟動(dòng)刺激構(gòu)成一致和沖突兩種條件: 一致即靶子詞與啟動(dòng)所激活的刻板印象一致(如, 啟動(dòng)刺激為“女性”, 靶刺激為“溫柔”), 沖突即靶子詞與啟動(dòng)所激活的刻板印象不一致(如, 啟動(dòng)刺激為“男性”, 靶刺激為“溫柔”)。自20世紀(jì)80年代末開(kāi)始, 研究者們就開(kāi)始采用這一經(jīng)典范式, 并借助反應(yīng)時(shí)技術(shù)來(lái)考察刻板印象的激活。盡管所探討的刻板印象不盡相同(如性別、種族、年齡、職業(yè)刻板印象等), 但大量行為研究一致發(fā)現(xiàn)刻板印象激活效應(yīng)的基本模式為: 當(dāng)靶子詞與之前啟動(dòng)所激活的刻板印象一致時(shí), 與沖突條件相比, 被試的反應(yīng)時(shí)更快、正確率往往更高(Devine, 1989; Dovidio, Evans, & Tyler, 1986; Kidder et al., 2018; Macrae, Milne, & Bodenhausen, 1994; White, Crites, Taylor, & Corral, 2009; White et al., 2018; Zarate & Smith, 1990; 王沛, 楊亞平, 趙侖, 2010)。這一模式在以反應(yīng)時(shí)和正確率(尤其是反應(yīng)時(shí))為指標(biāo)的研究中得到無(wú)一例外的證實(shí), 因此在反應(yīng)時(shí)上一致條件快于沖突條件已被社會(huì)認(rèn)知領(lǐng)域研究者們視為判定刻板印象激活效應(yīng)發(fā)生的標(biāo)準(zhǔn)。

然而, 以往研究只聚焦于某個(gè)特定的社會(huì)群體: 例如, 在White等人(2009)、王沛等人(2010)的研究中探討性別刻板印象的激活, Wang等人(2011)的研究中探討了農(nóng)民工刻板印象激活, Hehman, Volpert和Simons (2014)探討了種族刻板印象激活。簡(jiǎn)言之, 以往研究對(duì)刻板印象激活效應(yīng)的探討大多以性別、種族、年齡等為研究對(duì)象, 所涉及的社會(huì)群體有限, 因此無(wú)法對(duì)不同社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的模式如何提供一般性的結(jié)論。對(duì)于不同社會(huì)群體, 刻板印象激活效應(yīng)的模式有何異同這一關(guān)鍵問(wèn)題亟待探究。鑒于此, 本研究借助行為反應(yīng)時(shí)技術(shù), 采用啟動(dòng)范式力圖揭示不同社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式。這一問(wèn)題的回答需要在傳統(tǒng)僅以單個(gè)社會(huì)群體為研究對(duì)象的基礎(chǔ)上, 引入在社會(huì)群體分類方面包涉性更廣的理論框架?？贪逵∠髢?nèi)容模型(Stereotype Content Model, SCM)就是其中的典型代表。

作為描述和預(yù)測(cè)某一群體在既定社會(huì)分類中的框架結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)模型, SCM的基本主張是: 根據(jù)熱情(warmth)和能力(competence)1國(guó)內(nèi)研究者也有翻譯成“溫情”/“溫暖”和“能力”, 也有研究者建議把“道德”作為單獨(dú)的維度分離出來(lái), 考慮到SCM維度之爭(zhēng)目前并未有一致性的結(jié)論, 以及本研究的重點(diǎn)不是對(duì)相關(guān)理論和概念進(jìn)行辨析, 而是對(duì)理論的應(yīng)用, 同時(shí)為了使中文表達(dá)更容易理解并且和國(guó)內(nèi)大部分研究保持一致, 本研究選用了熱情和能力這種概念表述。對(duì)SCM維度之爭(zhēng)有興趣的讀者, 建議進(jìn)一步閱讀相關(guān)文獻(xiàn)。兩個(gè)維度, 可以將大量的社會(huì)群體劃分為4類: 高熱情?高能力群體(high warmth-high competence, HW-HC)、高熱情?低能力群體(high warmth-low competence, HW-LC)、低熱情?高能力群體(low warmth-high competence, LW-HC)和低熱情?低能力群體(low warmth-low competence, LW-LC) (Cuddy, Fiske, & Glick, 2007; Fiske, Cuddy, Glick, & Xu, 2002; Fiske, Cuddy, & Glick, 2007)。以往研究表明該模型具有跨文化的一致性和通用性(Cuddy et al., 2009; Asbrock, 2010; Bye, Herrebr?den, Hjetland, R?yset, & Westby, 2014; Durante et al., 2017; Fiske, 2018)。國(guó)內(nèi)學(xué)者管健和程婕婷(2011)通過(guò)開(kāi)放式問(wèn)卷收集到中國(guó)大陸32個(gè)典型的社會(huì)群體類型, 然后要求被試對(duì)這些群體進(jìn)行評(píng)價(jià), 他們的研究結(jié)果表明, SCM對(duì)中國(guó)大陸的社會(huì)群體也有很好的預(yù)測(cè)作用。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于SCM的理論發(fā)展、模型假設(shè)、維度之爭(zhēng)、認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)研究和營(yíng)銷領(lǐng)域中的應(yīng)用等方面均進(jìn)行了較為細(xì)致的總結(jié)和綜述(代濤濤, 佐斌, 溫芳芳, 2014; 管健, 2009; 汪新建, 程婕婷, 管健, 2014; 吳波, 李東進(jìn), 2013; 佐斌, 代濤濤, 溫芳芳, 索玉賢, 2015; 佐斌, 代濤濤, 溫芳芳, 滕婷婷,2014; 佐斌, 張陽(yáng)陽(yáng), 趙菊, 王娟, 2006), 理論驗(yàn)證方面也進(jìn)行了一定的嘗試和探索(高明華, 2010; 管健, 程婕婷, 2011; 石長(zhǎng)慧, 王卓妮, 2017), 然而, 這些研究?jī)H僅從理論維度上對(duì)該模型進(jìn)行一定的本土化驗(yàn)證和修訂(汪新建, 程婕婷, 2015)。而在國(guó)際上, Fiske團(tuán)隊(duì)自提出SCM以來(lái), 就對(duì)中國(guó)有所關(guān)注, 除了2008年未發(fā)表的研究之外(Chen & Fiske, 2008), 他們分別于2002年和2009年發(fā)表了中國(guó)香港地區(qū)的SCM調(diào)查結(jié)果(Cuddy et al., 2009; Fiske et al., 2002), 并且新近發(fā)表了中國(guó)大陸地區(qū)的SCM調(diào)查結(jié)果(Wu, Bai, & Fiske, 2018)。近期國(guó)內(nèi)研究者更是對(duì)SCM進(jìn)行多樣化的實(shí)證探索, 取得不少引人注目的結(jié)果。如熱情與能力之間的關(guān)系(韋慶旺, 李木子, 陳曉晨, 2018; 佐斌, 溫芳芳, 吳漾, 代濤濤, 2018)等?？傊? 盡管國(guó)內(nèi)研究者從不同角度對(duì)SCM進(jìn)行了一系列的實(shí)證探索, 但以上研究也均只以某一類或者兩類社會(huì)群體作為研究對(duì)象, 缺乏對(duì)SCM四類社會(huì)群體進(jìn)行全面探討的實(shí)證研究; 更重要的是, 迄今國(guó)內(nèi)外尚未有研究系統(tǒng)探討基于SCM四類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的模式如何這一關(guān)鍵而基本的科學(xué)問(wèn)題, 本研究正是為了解決這一問(wèn)題應(yīng)運(yùn)而生。

綜上所述, SCM從熱情和能力兩個(gè)維度把社會(huì)群體分為4類, 高熱情?高能力群體(HW-HC)、高熱情?低能力群體(HW-LC)、低熱情?高能力群體(LW-HC)和低熱情?低能力群體(LW-LC), 而以往關(guān)于刻板印象激活的研究只關(guān)注某個(gè)單一類別的社會(huì)群體, 如性別(Ma, Shu, Wang, Dai, & Che, 2008;Wang, Yang, Tan, Chen, & van Cantfort, 2017; White et al., 2009; Zhang, Li, Sun, & Zuo, 2018; 陳莉, 王沛, 2015; 王沛等, 2010; 楊亞平, 王沛, 尹志慧, 陳慶偉, 馮夏影, 2015; 張曉斌, 佐斌, 2012)、年齡(Casper, Rothermund, & Wentura, 2011)、種族(Hehman et al., 2014)、民族(黨寶寶, 萬(wàn)明鋼, 2017)、農(nóng)民工(Wang et al., 2011)等。由此可見(jiàn), 以往研究所涉及的群體只是SCM中的某一類或者某兩類社會(huì)群體, 如老年人、農(nóng)民工在國(guó)內(nèi)被歸類為高熱情?低能力群體(管健, 程婕婷, 2011), 故而這類研究“窺一斑而不知全豹”。迄今為止, 尚未有研究同時(shí)關(guān)注SCM所劃分的4類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式并對(duì)其進(jìn)行分析比較。因此, 對(duì)于不同熱情?能力的社會(huì)群體, 其刻板印象激活效應(yīng)的模式是否不同尚不清楚, 故而也無(wú)法對(duì)刻板印象激活效應(yīng)的模式在SCM各類社會(huì)群體上的特點(diǎn)形成整體和綜合的認(rèn)識(shí)。

為此, 本研究基于刻板印象內(nèi)容模型, 借助反應(yīng)時(shí)技術(shù), 對(duì)不同熱情?能力社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式進(jìn)行系統(tǒng)探討, 力圖全面揭示不同熱情?能力社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式, 從而加深對(duì)SCM不同社會(huì)群體刻板印象激活的整體性認(rèn)識(shí), 并進(jìn)一步拓展刻板印象內(nèi)容模型的實(shí)證研究。具體來(lái)說(shuō), 本研究以SCM為理論基礎(chǔ), 基于國(guó)內(nèi)外關(guān)于SCM對(duì)社會(huì)群體進(jìn)行劃分的現(xiàn)有研究, 并以與正式實(shí)驗(yàn)被試同質(zhì)的樣本(大學(xué)生)為被試進(jìn)行前測(cè), 確定了4類不同熱情?能力的社會(huì)群體作為研究對(duì)象。采用啟動(dòng)范式, 以4類社會(huì)群體標(biāo)簽為啟動(dòng)刺激, 以其各自的刻板印象詞語(yǔ)作為靶刺激, 啟動(dòng)?靶子構(gòu)成了一致和沖突兩種條件。通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)分別采用啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù)和詞匯判斷任務(wù)(lexical decision task, LDT), 從外顯和內(nèi)隱層面探究基于SCM不同熱情?能力的4類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)在行為反應(yīng)模式上的異同。實(shí)驗(yàn)1采用外顯的啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù), 該任務(wù)需要被試有意識(shí)地加工啟動(dòng)?靶子之間的關(guān)聯(lián)才能做出正確反應(yīng), 以往研究顯示通過(guò)該任務(wù)可以發(fā)現(xiàn)典型的刻板印象激活效應(yīng)模式(White et al., 2009; 王沛等, 2010)?？傊? 實(shí)驗(yàn)1采用外顯任務(wù)來(lái)探討不同熱情?能力社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)模式如何。實(shí)驗(yàn)1預(yù)期HW-HC、HW-LC、LW-HC和LW-LC四類社會(huì)群體均會(huì)出現(xiàn)經(jīng)典的刻板印象激活效應(yīng)模式, 即對(duì)一致條件的反應(yīng)更快更準(zhǔn)確。實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步采用LDT——該任務(wù)的完成無(wú)需被試加工啟動(dòng)?靶子之間的關(guān)聯(lián), 而僅需要判別靶子是不是一個(gè)詞——來(lái)考察在這一與刻板印象的激活無(wú)關(guān)的內(nèi)隱任務(wù)中, 不同熱情?能力社會(huì)群體的刻板印象激活效應(yīng)模式如何。實(shí)驗(yàn)2預(yù)期對(duì)HW-HC、HW-LC、LW-HC和LW-LC四類群體的刻板印象激活效應(yīng)不會(huì)受實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響, 即在實(shí)驗(yàn)2內(nèi)隱任務(wù)中也會(huì)出現(xiàn)與實(shí)驗(yàn)1相似的刻板印象激活效應(yīng)模式。

2 實(shí)驗(yàn)1: 外顯任務(wù)中不同SCM社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式

2.1 方法

2.1.1 被試

招募大學(xué)生被試50人(男15名, 女35名), 其年齡在19~25歲之間(20.68,= 2.08)。所有被試均未參與過(guò)本研究前期的實(shí)驗(yàn)材料收集與評(píng)定。為了保證較高的統(tǒng)計(jì)效能, 在實(shí)驗(yàn)實(shí)施前采用 G*power 3分析方法對(duì)樣本量進(jìn)行估算(Faul, Erdfelder, Buchner, & Lang, 2009)。具體來(lái)說(shuō), 根據(jù)中等的效應(yīng)量(2= 0.20, Cohen, 1988), 0.01的α水平以及實(shí)驗(yàn)1的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來(lái)計(jì)算確定樣本量, G*power分析結(jié)果建議實(shí)驗(yàn)1需要46名被試可使統(tǒng)計(jì)效能達(dá)到0.953?？紤]到可能有無(wú)效被試, 實(shí)際取樣50名被試, 有效數(shù)據(jù)50名。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)材料由先后呈現(xiàn)的啟動(dòng)?靶子刺激詞對(duì)構(gòu)成。

啟動(dòng)刺激: 啟動(dòng)刺激為前測(cè)獲得的基于SCM測(cè)量確定的24個(gè)社會(huì)群體標(biāo)簽, 根據(jù)熱情?能力維度分為4類, 每類包括6個(gè)群體。具體來(lái)說(shuō), 高熱情?高能力(HW-HC)社會(huì)群體包括軍人、消防員、心理咨詢師、空姐、瑜伽教練和大學(xué)教師; 高熱情?低能力(HW-LC)社會(huì)群體包括老年人、農(nóng)民、家庭主婦、農(nóng)民工、留守兒童和清潔工; 低熱情?高能力(LW-HC)社會(huì)群體包括商人、海歸、政府官員、公務(wù)員、富人和演藝明星; 低熱情?低能力(LW-LC)社會(huì)群體包括罪犯、無(wú)業(yè)游民、乞丐、吸毒者、恐怖分子和城管。

靶刺激: 靶刺激為與每個(gè)社會(huì)群體對(duì)應(yīng)的刻板印象詞語(yǔ)(stereotypic traits/words)?；跍y(cè)量刻板印象的經(jīng)典方法——Katz-Braly測(cè)量法的思路并參考以往關(guān)于刻板印象激活實(shí)證研究測(cè)量性別刻板印象詞語(yǔ)的方法(王沛, 楊亞平, 2007), 通過(guò)前測(cè)獲取本研究中不同熱情?能力4類社會(huì)群體的刻板印象詞語(yǔ)(每類群體各有30個(gè)), 即“一致詞”。緊接著參考以往的研究, 確定了每個(gè)社會(huì)群體的“不一致詞” (Contreras, Banaji, & Mitchell, 2012; 王沛等, 2010)。每個(gè)群體的“不一致詞”都是基于其他群體的“一致詞”而形成, 具體來(lái)說(shuō), 用其他群體的“一致詞”與該群體進(jìn)行配對(duì)而形成沖突(不一致)的關(guān)系。例如, 將“消防員”這一群體的一致詞“行動(dòng)迅速”與“老年人”配對(duì), 形成“老年人”這個(gè)群體的一個(gè)“不一致詞”。

所有刺激呈現(xiàn)在17寸液晶顯示器(分辨率1024 × 768, 刷新率60 Hz)屏幕中央, 靶子詞的背景為白色, 字體為楷體(如圖1中的靶刺激)。刺激呈現(xiàn)的視角為6.06°×6.06°。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

本實(shí)驗(yàn)的自變量是作為啟動(dòng)的社會(huì)群體和啟動(dòng)?靶子在刻板印象上的一致性, 后面簡(jiǎn)稱社會(huì)群體和一致性。采用4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2(一致性: 一致, 沖突)的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。這樣構(gòu)成8種實(shí)驗(yàn)處理: 即HW-HC、HW-LC、LW-HC和LW-LC每類社會(huì)群體啟動(dòng)后的一致(即靶子詞與啟動(dòng)所激活的刻板印象一致)和沖突(即靶子詞與啟動(dòng)所激活的刻板印象不一致)。如表1 (左半部分實(shí)驗(yàn)1)所示, 每種實(shí)驗(yàn)條件下有30個(gè)試次。因變量是正確率和反應(yīng)時(shí)。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

采用E-prime 2.0編程。在正式實(shí)驗(yàn)前, 先進(jìn)行24個(gè)試次的練習(xí), 短暫休息后進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。在正式實(shí)驗(yàn)中, 被試共完成240個(gè)隨機(jī)呈現(xiàn)的試次, 每80個(gè)試次休息一次。所有試次呈現(xiàn)刺激的順序如圖1所示: 首先呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+” (500 ms), 緊接著呈現(xiàn)啟動(dòng)刺激(700 ms), 其后間隔500 ms空屏, 然后呈現(xiàn)靶刺激(300 ms); 靶刺激之后呈現(xiàn)空屏, 待被試做出反應(yīng)后隨機(jī)間隔600~800 ms, 開(kāi)始下一個(gè)試次。要求被試盡準(zhǔn)確、盡快判斷靶子詞是否與啟動(dòng)詞相一致: 若一致, 則按“一致”鍵; 若不一致, 則按“不一致”鍵。實(shí)驗(yàn)前將“一致”、“不一致”反應(yīng)提示標(biāo)簽分別貼在鍵盤“E”和“I” 鍵上, 被試間平衡按鍵左右手2將按鍵左右手這一試間變量作為一個(gè)自變量, 對(duì)反應(yīng)時(shí)和正確率為進(jìn)行 2(按鍵左右手: 左手一致, 右手一致) × 4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2(一致性: 一致, 沖突)的重復(fù)測(cè)量方差分析, 其中按鍵手為被試間變量, 其它所有因素均為組內(nèi)變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在正確率和反應(yīng)時(shí)上按鍵左右手的主效應(yīng)均不顯著, F Accuracy (1, 48) = 1.59, p = 0.214, Partial η2 = 0.032, F RT (1, 48) = 0.36, p = 0.554, Partial η2 = 0.007, 該因素與其它兩個(gè)因素的交互作用以及三者的交互作用均不顯著(ps > 0.05)。這一結(jié)果表明按鍵左右手這一無(wú)關(guān)變量對(duì)結(jié)果沒(méi)有顯著影響, 因此在后面結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析中將兩組數(shù)據(jù)合在一起, 重點(diǎn)分析本研究操縱的兩個(gè)主要自變量(社會(huì)群體, 一致性)的效應(yīng)。。另外, 提醒被試在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中一直注視屏幕中央, 休息時(shí)可以放松休息。練習(xí)階段的靶子詞在正式實(shí)驗(yàn)階段沒(méi)有出現(xiàn)。實(shí)驗(yàn)共需15分鐘左右。

2.2 結(jié)果

以反應(yīng)時(shí)和正確率為因變量, 進(jìn)行4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2(一致性: 一致, 沖突)的重復(fù)測(cè)量方差分析, 所有因素均為組內(nèi)變量, 反應(yīng)時(shí)在分析前剔除錯(cuò)誤反應(yīng)的以及超出平均數(shù)正負(fù)兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)據(jù)(Ratcliff, 1993)。

2.2.1 正確率

對(duì)正確率的方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 147) = 45.04,< 0.001, Partial η2= 0.48, 一致性的主效應(yīng)不顯著,(1, 49) = 3.27,= 0.077, Partial η2= 0.06, 兩者的交互作用顯著,(3, 147) = 16.51,< 0.001, Partial η2= 0.25。

在社會(huì)群體的4個(gè)水平上對(duì)一致性的簡(jiǎn)單主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)并做進(jìn)一步的多重比較。結(jié)果表明(如表2和圖2A所示): 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC社會(huì)群體時(shí), 被試對(duì)一致靶子詞判別的正確率(= 0.971)顯著高于對(duì)沖突靶子詞的(= 0.944),= 0.003; 當(dāng)啟動(dòng)為HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致和沖突靶子詞判別的正確率沒(méi)有顯著差異(s> 0.05); 當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 與HW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)相反, 被試對(duì)一致靶子詞判別的正確率(= 0.843)顯著低于對(duì)沖突靶子詞的(= 0.918),< 0.001。

2.2.2 反應(yīng)時(shí)

對(duì)反應(yīng)時(shí)的方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 147) = 37.33,< 0.001, Partial η2= 0.43, 啟動(dòng)?靶子一致性的主效應(yīng)不顯著,(1, 49) = 3.11,= 0.084, Partial η2=0.06, 兩者的交互作用顯著,(3, 147) = 29.83,< 0.001, Partial η2= 0.38。

表1 實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2中實(shí)驗(yàn)處理類型及其實(shí)驗(yàn)刺激說(shuō)明

圖1 試次呈現(xiàn)流程圖

表2 分類?確認(rèn)任務(wù)中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下對(duì)靶子詞一致性判別的正確率和反應(yīng)時(shí)(M; SE)

同樣, 在社會(huì)群體4個(gè)水平上對(duì)一致性的簡(jiǎn)單主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)并做進(jìn)一步的事后多重比較。結(jié)果表明(如表2和圖2B所示): 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 被試對(duì)一致靶子詞判別的反應(yīng)時(shí)顯著快于對(duì)沖突靶子詞的,s < 0.023; 然而, 當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體標(biāo)簽時(shí), 被試對(duì)一致靶子詞判別的反應(yīng)時(shí)(= 937 ms)卻顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的(= 856 ms),< 0.001。

2.2.3 正確率上一致和沖突差異的比較

如前所述(見(jiàn)圖2A), 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC和HW-LW社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子進(jìn)行一致性判別的正確率高于對(duì)沖突靶子的, 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-HC和LW-LC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞進(jìn)行一致性判別的正確率低于對(duì)沖突靶子詞的。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)刻板印象激活效應(yīng)的程度(量)在不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的差異, 以正確率上一致和沖突的差(即沖突條件下的正確率減去一致條件下的正確率)為因變量, 進(jìn)行單因素(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC)重復(fù)測(cè)量方差分析。

方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 147) = 16.51,< 0.001, Partial η2= 0.25。進(jìn)一步的事后多重比較結(jié)果顯示(如圖3A所示), 一致與沖突的差異在LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后最大, 其極其顯著大于HW-HC和HW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后的差異(s < 0.001), 顯著大于LW-HC啟動(dòng)后的差異(= 0.005)。這一趨勢(shì)與HW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后相反, 具體而言, 如圖2A和圖3A所示, 在LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后對(duì)沖突靶子詞判別的正確率顯著高于對(duì)一致靶子詞的, 然而當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞判別的正確率顯著高于對(duì)沖突靶子詞的, 一致與沖突的差異在HW-HC啟動(dòng)后與其它3個(gè)群體均存在顯著差異,s< 0.002。正確率上一致與沖突的差異在HW-LC與LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后沒(méi)有顯著區(qū)別(= 0.115)。

2.2.4 反應(yīng)時(shí)上一致和沖突差異的比較

如前所述(見(jiàn)圖2B), 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子進(jìn)行一致性判別的反應(yīng)時(shí)快于對(duì)沖突靶子的, 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞進(jìn)行一致性判別的反應(yīng)時(shí)顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)激活效應(yīng)的程度在不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的差異, 分別以一致和沖突在反應(yīng)時(shí)上的差異(即沖突條件下的反應(yīng)時(shí)減去一致條件下的反應(yīng)時(shí))為因變量, 進(jìn)行單因素(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC,LW-LC)重復(fù)測(cè)量方差分析。

方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 147) = 29.83,< 0.001, Partial η2= 0.38。進(jìn)一步的事后多重比較結(jié)果顯示(如圖3B所示), HW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后, 一致與沖突的差異最大, 其顯著大于HW-LC啟動(dòng)后的差異(= 0.02), 也顯著大于LW-HC啟動(dòng)后的差異(= 0.041)。一致與沖突條件在反應(yīng)時(shí)上的差異在HW-LC與LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后沒(méi)有顯著區(qū)別(= 0.779)。當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí)(如圖2B和圖3B所示), 出現(xiàn)了刻板印象激活的反轉(zhuǎn)效應(yīng), 即對(duì)一致靶子詞判別的反應(yīng)時(shí)顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的, 一致與沖突的這種差異在LW-LC啟動(dòng)后與其它3個(gè)群體均存在顯著區(qū)別,s < 0.001。

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1采用外顯的啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù), 在該任務(wù)中被試需要根據(jù)啟動(dòng)激活的刻板印象與靶子之間的一致性進(jìn)行判別, 只有在意識(shí)到并準(zhǔn)確判斷出靶子與之前啟動(dòng)激活的刻板印象之間的關(guān)聯(lián), 才能做出正確的反應(yīng)。實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果顯示SCM中三類群體啟動(dòng)后均出現(xiàn)了顯著的與以往研究一致的刻板印象激活效應(yīng), 尤其體現(xiàn)在反應(yīng)時(shí)上。具體來(lái)說(shuō), 當(dāng)啟動(dòng)HW-HC群體時(shí), 相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子做出一致性判別的正確率更高, 反應(yīng)時(shí)顯著更快; 當(dāng)啟動(dòng)HW-LC和LW-HC群體時(shí), 對(duì)一致靶子比沖突靶子做出的反應(yīng)更快; 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 則出現(xiàn)了相反的趨勢(shì)——相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子詞判別的正確率顯著更低, 反應(yīng)時(shí)顯著更長(zhǎng)。實(shí)驗(yàn)1發(fā)現(xiàn)了對(duì)LW-LC社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的反轉(zhuǎn), 這一發(fā)現(xiàn)與以往采取單類社會(huì)群體(男性/女性, 黑人/白人) (Hehman et al., 2014; White et al., 2009; 王沛等, 2010)的研究結(jié)論相反。為了檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)1結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性, 在實(shí)驗(yàn)2中采用內(nèi)隱LDT進(jìn)一步考察這一現(xiàn)象。

圖2 外顯任務(wù)中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下對(duì)靶子詞進(jìn)行一致性判別的正確率(A)和反應(yīng)時(shí)(B)以及內(nèi)隱LDT中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下對(duì)靶子詞進(jìn)行真假詞判別的正確率(C)和反應(yīng)時(shí)(D)

圖3 外顯任務(wù)中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下一致和沖突靶子詞在正確率(A)和反應(yīng)時(shí)上(B)的差異(沖突減一致)以及內(nèi)隱LDT中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下一致和沖突靶子詞在正確率(C)和反應(yīng)時(shí)上(D)的差異(沖突減一致)

3 實(shí)驗(yàn)2: 內(nèi)隱LDT任務(wù)中不同SCM社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的模式

3.1 方法

3.1.1 被試

有償招募大學(xué)生被試48人(男16名, 女32名), 其年齡在19~25歲之間(20.64,=1.93)。所有被試均未參與過(guò)本研究前期的實(shí)驗(yàn)材料收集與評(píng)定, 且沒(méi)有參加實(shí)驗(yàn)1。為了保證較高的統(tǒng)計(jì)效能, 在實(shí)驗(yàn)實(shí)施前采用G*power 3分析方法對(duì)樣本量進(jìn)行估算(Faul et al., 2009)。具體來(lái)說(shuō), 根據(jù)中等的效應(yīng)量(2= 0.20, Cohen, 1988), 0.01的α水平以及實(shí)驗(yàn)1的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來(lái)計(jì)算確定樣本量, G*power分析結(jié)果建議實(shí)驗(yàn)1需要46名被試可使統(tǒng)計(jì)效能達(dá)到0.953?？紤]到可能有無(wú)效被試, 實(shí)際取樣48名被試, 有兩名被試數(shù)據(jù)未參與分析, 其中一名被試由于正確率(51.13%)遠(yuǎn)低于平均正確率(93.58%)而被剔除, 一名被試未完成實(shí)驗(yàn), 最后進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析的被試有46名。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)刺激由啟動(dòng)?靶子刺激對(duì)構(gòu)成。啟動(dòng)刺激與實(shí)驗(yàn)1相同; 靶刺激除了與實(shí)驗(yàn)1相同的刻板印象詞語(yǔ), 還包括假詞, 即沒(méi)有任何意義在漢語(yǔ)中不存在的漢字, 由每個(gè)刻板印象詞語(yǔ)的形近字構(gòu)成。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

與實(shí)驗(yàn)1相同, 采用4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2(一致性: 一致, 沖突)的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。因變量為正確率與反應(yīng)時(shí)。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)2中的實(shí)驗(yàn)設(shè)備, 刺激的呈現(xiàn)方式(如字體、視角等), 實(shí)驗(yàn)的基本流程以及試次呈現(xiàn)方式與實(shí)驗(yàn)1完全相同。不同之處有兩點(diǎn): 一是正式實(shí)驗(yàn)的試次增加了一倍(即除了實(shí)驗(yàn)1中的240個(gè)“真詞”試次, 還包括240個(gè)“假詞”試次, 如表1所示), 因此實(shí)驗(yàn)2共需30分鐘左右。二是實(shí)驗(yàn)任務(wù)不同。在實(shí)驗(yàn)2中被試的任務(wù)是盡準(zhǔn)確、盡快地判別靶子是不是一個(gè)詞, 并按鍵做出“是”/“否”的反應(yīng)。若是詞, 請(qǐng)按“是”鍵; 否則請(qǐng)按“否”鍵。實(shí)驗(yàn)前將“是”、“否”反應(yīng)提示標(biāo)簽分別貼在鍵盤“E”和“I”鍵上, 被試間平衡按鍵左右手3同實(shí)驗(yàn)1一樣, 將按鍵左右手這一試間變量作為一個(gè)自變量, 對(duì)反應(yīng)時(shí)和正確率為進(jìn)行2(按鍵左右手: 左手一致, 右手一致) ×4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) ×2(一致性: 一致, 沖突)的重復(fù)測(cè)量方差分析, 其中按鍵手為被試間變量, 其它所有因素均為組內(nèi)變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在正確率和反應(yīng)時(shí)上按鍵左右手的主效應(yīng)均不顯著, F Accuracy (1, 44) = 0.99, p = 0.324, Partial η2 = 0.22, F RT (1, 44) = 3.04, p = 0.088, Partial η2 = 0.065, 該因素與其它兩個(gè)因素的交互作用以及三者的交互作用均不顯著(ps > 0.05)。這一結(jié)果同樣表明按鍵左右手這一無(wú)關(guān)變量對(duì)結(jié)果沒(méi)有顯著影響, 因此在實(shí)驗(yàn)2后面結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析中也將兩組數(shù)據(jù)合在一起, 重點(diǎn)分析本研究操縱的兩個(gè)主要自變量(社會(huì)群體, 一致性)的效應(yīng)。。與實(shí)驗(yàn)1相同, 提醒被試在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中一直注視屏幕中央, 休息時(shí)可以放松休息。練習(xí)階段的靶子詞在正式實(shí)驗(yàn)階段沒(méi)有出現(xiàn)。

3.2 結(jié)果

與實(shí)驗(yàn)1相同, 以反應(yīng)時(shí)和正確率為因變量, 進(jìn)行4(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2(一致性: 一致, 沖突)的重復(fù)測(cè)量方差分析, 所有因素均為組內(nèi)變量, 反應(yīng)時(shí)在分析前剔除錯(cuò)誤反應(yīng)的以及超出平均數(shù)正負(fù)兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)據(jù)(Ratcliff, 1993)。

3.2.1 正確率

對(duì)正確率的方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 135) = 3.53,= 0.017, Partial η2= 0.07, 一致性的主效應(yīng)顯著,(1, 45) = 5.67,= 0.022, Partial η2= 0.11, 兩者的交互作用顯著,(3, 135) = 12.35,< 0.001, Partial η2= 0.22。

在社會(huì)群體的4個(gè)水平上對(duì)一致性的簡(jiǎn)單主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)并做進(jìn)一步的多重比較。結(jié)果表明(如表3和圖2C所示): 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC和HW-LC社會(huì)群體時(shí), 被試對(duì)一致靶子詞做出真假詞判別的正確率均顯著高于對(duì)沖突靶子詞的,s< 0.027。當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-HC社會(huì)群體標(biāo)簽時(shí)也出現(xiàn)同樣的趨勢(shì), 即對(duì)一致靶子詞判別的正確率(= 0.931)高于對(duì)沖突靶子詞的(= 0.914), 但未達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著,= 0.090。然而, 當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 出現(xiàn)相反的趨勢(shì)——被試對(duì)一致靶子詞進(jìn)行真假詞判別的正確率(= 0.928)顯著低于對(duì)沖突靶子詞的正確率(= 0.952),= 0.024。

3.2.2 反應(yīng)時(shí)

對(duì)反應(yīng)時(shí)的方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 135) = 2.91,= 0.037, Partial η2= 0.06, 啟動(dòng)?靶子一致性的主效應(yīng)顯著,(1, 45) = 11.87,= 0.001, Partial η2=0.06, 兩者的交互作用極其顯著,(3, 135) = 34.77,< 0.001, Partial η2= 0.44。

同樣, 在社會(huì)群體的4個(gè)水平上對(duì)一致性的簡(jiǎn)單主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)并做進(jìn)一步的事后多重比較。結(jié)果表明(如表3和圖2D所示): 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 被試對(duì)一致靶子詞做出真假詞判別的反應(yīng)時(shí)顯著快于對(duì)沖突靶子詞的,s< 0.032; 然而, 當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 出現(xiàn)了相反的趨勢(shì)——被試對(duì)一致靶子詞做出真假詞判別的反應(yīng)時(shí)(= 631 ms)顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的(= 576 ms),< 0.001。

3.2.3 正確率上一致和沖突差異的比較

如前所述(見(jiàn)圖2C), 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子進(jìn)行真假詞判別的正確率高于對(duì)沖突靶子的, 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞進(jìn)行真假詞判別的正確率顯著低于對(duì)沖突靶子詞的。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)刻板印象激活效應(yīng)的程度(量)在不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的差異, 以正確率上一致和沖突的差異(即沖突條件下的正確率減去一致條件下的正確率)為因變量, 進(jìn)行單因素(社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC)重復(fù)測(cè)量方差分析。

方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 135) = 12.35,< 0.001, Partial η2= 0.22。進(jìn)一步的事后多重比較結(jié)果顯示(如圖3C所示), 一致與沖突的差異在LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后最大, 其極其顯著大于HW-HC和HW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后的差異(s < 0.001), 顯著大于LW-HC啟動(dòng)后的差異(= 0.002)。這一趨勢(shì)與HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后相反, 具體而言, 如圖2C和圖3C所示, 在LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后對(duì)沖突靶子詞判別的正確率顯著高于對(duì)一致靶子詞的, 然而當(dāng)啟動(dòng)為其他三個(gè)社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞判別的正確率顯著高于對(duì)沖突靶子詞的, 一致與沖突的差異在HW-HC啟動(dòng)后與其它3個(gè)群體均存在顯著差異,s< 0.002。正確率上一致與沖突的差異在HW-LC與LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后沒(méi)有顯著區(qū)別(= 0.515)。

表3 詞匯判斷任務(wù)中不同社會(huì)群體啟動(dòng)下對(duì)靶子進(jìn)行真假詞判別的正確率和反應(yīng)時(shí)(M; SE)

3.2.4 反應(yīng)時(shí)上一致和沖突差異的比較

如前所述(見(jiàn)圖2D), 當(dāng)啟動(dòng)為HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子進(jìn)行真假詞判別的反應(yīng)時(shí)快于對(duì)沖突靶子的, 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 對(duì)一致靶子詞進(jìn)行真假詞判別的反應(yīng)時(shí)顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)激活效應(yīng)的程度在不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的差異, 分別以一致和沖突在反應(yīng)時(shí)上的差異(即沖突條件下的反應(yīng)時(shí)減去一致條件下的反應(yīng)時(shí))為因變量, 進(jìn)行單因素4 (社會(huì)群體: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC)的重復(fù)測(cè)量方差分析。

方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)群體的主效應(yīng)顯著,(3, 135) = 34.77,< 0.001, Partial η2= 0.44。進(jìn)一步的事后多重比較結(jié)果顯示(如圖3D所示), HW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后, 一致與沖突條件在反應(yīng)時(shí)上的差異最大, 其顯著大于HW-LC啟動(dòng)后的差異(= 0.017), 也顯著大于LW-HC啟動(dòng)后的差異(= 0.003), 及其顯著大于LW-LC啟動(dòng)后的差異(< 0.001)。一致與沖突條件在反應(yīng)時(shí)上的差異在HW-LC與LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后沒(méi)有顯著區(qū)別(= 0.25)。如圖2D和圖3D所示, 當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 出現(xiàn)了刻板印象激活的反轉(zhuǎn)效應(yīng), 即對(duì)一致靶子詞判別的反應(yīng)時(shí)顯著慢于對(duì)沖突靶子詞的, 一致與沖突的這種差異在LW-LC啟動(dòng)后與其它3個(gè)群體均存在顯著區(qū)別——其顯著小于HW-HC、HW-LC和LW-HC啟動(dòng)后的差異(s < 0.001)。

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2采用內(nèi)隱LDT發(fā)現(xiàn), SCM不同群體的刻板印象激活模式并不受實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響: 即在內(nèi)隱的LDT任務(wù)中也出現(xiàn)了顯著的刻板印象激活效應(yīng)或反轉(zhuǎn)的刻板印象激活效應(yīng)。與實(shí)驗(yàn)1外顯任務(wù)——被試對(duì)啟動(dòng)?靶子進(jìn)行一致性判別——的結(jié)果非常一致, 尤其體現(xiàn)在反應(yīng)時(shí)上。具體來(lái)說(shuō), 當(dāng)啟動(dòng)HW-HC和HW-LC社會(huì)群體時(shí), 相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子進(jìn)行真假詞判別的正確率更高, 反應(yīng)時(shí)顯著更快, 當(dāng)啟動(dòng)是LW-HC群體時(shí), 對(duì)一致靶子的判斷要顯著快于沖突靶子; 而當(dāng)啟動(dòng)為L(zhǎng)W-LC社會(huì)群體時(shí), 同樣出現(xiàn)了刻板印象激活的反轉(zhuǎn)效應(yīng)——相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子詞進(jìn)行真假詞判別的正確率顯著更低, 反應(yīng)時(shí)顯著更長(zhǎng)。

此外, 不論在正確率還是反應(yīng)時(shí)上, 一致與沖突的差異的量在HW-HC和LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后顯著最大, 但在兩個(gè)群體啟動(dòng)后的刻板印象激活效應(yīng)的方向相反; 而在HW-LC和LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后, 一致與沖突的差異的不論在正確率還是反應(yīng)時(shí)上, 均顯著小于HW-HC和LW-LC啟動(dòng)后的, 這說(shuō)明刻板印象激活效應(yīng)的程度(量)在SCM不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的是不同的, 在HW-HC和LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后激活效應(yīng)顯著最大。這一現(xiàn)象也不受實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響。

4 總討論

本研究基于經(jīng)典的對(duì)社會(huì)群體進(jìn)行分類的刻板印象內(nèi)容模型(SCM)——該模型從熱情和能力兩個(gè)維度將社會(huì)群體劃分為高熱情?高能力(HW-HC)、高熱情?低能力(HW-LC)、低熱情?高能力(LW-HC)和低熱情?低能力(LW-LC)四類, 通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)分別采用啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù)(實(shí)驗(yàn)1)和LDT (實(shí)驗(yàn)2), 從外顯和內(nèi)隱加工層面對(duì)該模型下不同熱情?能力的4類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式進(jìn)行了系統(tǒng)的探討。結(jié)果部分支持了假設(shè): 無(wú)論是外顯還是內(nèi)隱加工層面, HW-HC、HW-LC和LW-HC群體均出現(xiàn)了傳統(tǒng)上典型的刻板印象激活效應(yīng)的模式——相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子的反應(yīng)時(shí)顯著更快, 簡(jiǎn)言之, 一致條件下被試的反應(yīng)更快; 這一結(jié)果與以往大量采用單個(gè)/類群體探討刻板印象激活效應(yīng)的研究結(jié)論相一致(e.g., Dovidio et al., 1986; Hehman et al., 2014; Wang et al., 2017; Macrae et al., 1994; White et al., 2009; 陳莉, 王沛, 2015; 王沛等, 2010; Zarate & Smith, 1990)。與反應(yīng)時(shí)結(jié)果略有不同的是, 正確率的結(jié)果并不完全符合本研究的實(shí)驗(yàn)假設(shè), 具體表現(xiàn)在實(shí)驗(yàn)1中HW-LC和LW-HC群體和實(shí)驗(yàn)2中LW-HC群體一致和沖突條件在正確率上沒(méi)有達(dá)到預(yù)期的統(tǒng)計(jì)上的顯著差異, 這與前人研究結(jié)果相一致(Wang et al., 2018; Wang et al., 2017)?？紤]到以往使用啟動(dòng)范式探討刻板印象激活效應(yīng)的研究在反應(yīng)時(shí)指標(biāo)上的結(jié)果非常一致, 而在正確率指標(biāo)上的結(jié)果并不十分一致(見(jiàn)綜述 Kidder et al., 2018), 因此本研究出現(xiàn)這一結(jié)果也并不意外。在大多采用啟動(dòng)范式的研究中反應(yīng)時(shí)是更為靈敏的指標(biāo), 也正是考慮到這一點(diǎn), White等人(2018)的最新研究?jī)H使用反應(yīng)時(shí)來(lái)考察刻板印象激活效應(yīng)而并未分析正確率這一指標(biāo), 這也提示未來(lái)研究中在考察刻板印象激活效應(yīng)時(shí)可能需要更多考慮反應(yīng)時(shí)指標(biāo)的結(jié)果。

值得注意的是, 本研究出現(xiàn)了一個(gè)非常意外的結(jié)果, 即不論是在外顯加工層面還是內(nèi)隱加工層面, LW-LC群體均表現(xiàn)出刻板印象激活效應(yīng)的反轉(zhuǎn)模式——相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子的反應(yīng)時(shí)顯著更慢正確率更低, 簡(jiǎn)言之, 沖突條件下被試的反應(yīng)更快更準(zhǔn)確。這一發(fā)現(xiàn)與傳統(tǒng)上僅采用單個(gè)/類社會(huì)群體探討刻板印象激活效應(yīng)所發(fā)現(xiàn)的典型的刻板印象激活效應(yīng)的行為模式完全相反(e.g., Dovidio et al., 1986; Hehman et al., 2014; Wang et al., 2017; Macrae et al., 1994; White et al., 2009; 陳莉, 王沛, 2015; 王沛等, 2010; Zarate & Smith, 1990)。這可能與LW-LC群體本身的特異性有關(guān)。關(guān)于SCM的以往研究發(fā)現(xiàn), 在4類社會(huì)群體中LW-LC群體的加工具有明顯的特異性。具體表現(xiàn)為, 該類群體容易被非人化(Haslam & Loughnan, 2014; 楊文琪, 金盛華, 何蘇日那, 張瀟雪, 范謙, 2015); 而基于神經(jīng)影像學(xué)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)在加工與該類群體的相關(guān)信息時(shí), 會(huì)誘發(fā)厭惡情緒(杏仁核和腦島)且不會(huì)激活大腦中社會(huì)認(rèn)知的相關(guān)腦區(qū)(內(nèi)側(cè)前額葉) (Harris & Fiske, 2006, 2007)。而來(lái)自情緒面孔加工的研究發(fā)現(xiàn)也對(duì)這一解釋提供了間接證據(jù)。具體來(lái)說(shuō), Liu等人的兩項(xiàng)采用點(diǎn)探測(cè)范式的研究發(fā)現(xiàn), 在加工恐懼和憤怒面孔時(shí), 相較于無(wú)效線索條件, 有效線索條件下被試的反應(yīng)時(shí)更快更準(zhǔn)確; 而在加工厭惡面孔時(shí), 則出現(xiàn)相反的行為模式——被試對(duì)無(wú)效線索條件的反應(yīng)更快更準(zhǔn)確, 并且這種行為模式在外顯任務(wù)和內(nèi)隱任務(wù)上均有所體現(xiàn)。研究者認(rèn)為這有可能是因?yàn)閼嵟涂謶智榫w會(huì)吸引注意力資源, 而厭惡情緒會(huì)分散注意力所致(Liu, Zhang, & Luo, 2015; Zhang, Liu, Wang, Ai, & Luo, 2017)。根據(jù)SCM衍生出來(lái)的BIAS map理論(Cuddy et al., 2007; 管健, 2009), LW-LC群體會(huì)誘發(fā)厭惡情緒, 那么在加工該類群體的信息時(shí), 也應(yīng)該出現(xiàn)類似的結(jié)果。具體而言, 相對(duì)于本研究的沖突條件(類似于點(diǎn)探測(cè)范式中的無(wú)效線索條件), 一致條件(類似于點(diǎn)探測(cè)范式中的有效線索條件)下LW-LC群體的相關(guān)信息所誘發(fā)的厭惡情緒會(huì)分散個(gè)體的注意力, 從而導(dǎo)致反應(yīng)變得更慢且更不準(zhǔn)確, 并且這種現(xiàn)象不受外顯和內(nèi)隱實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響。然而, 這一解釋僅僅是基于以往相關(guān)研究結(jié)論的統(tǒng)合和推測(cè), 還有待未來(lái)實(shí)驗(yàn)研究的進(jìn)一步檢驗(yàn)。

本研究突破了以往關(guān)于刻板印象激活的研究只關(guān)注某個(gè)/類特定社會(huì)群體的局限, 以刻板印象內(nèi)容模型為理論基礎(chǔ), 從更加宏觀的視角對(duì)該模型下不同熱情?能力的4類社會(huì)群體刻板印象激活效應(yīng)的行為模式進(jìn)行了整體性的探討。而本研究的結(jié)果也提供了從這一更系統(tǒng)視角探討刻板印象激活效應(yīng)的必要性——兩個(gè)實(shí)驗(yàn)均發(fā)現(xiàn)對(duì)于不同類的社會(huì)群體, 刻板印象激活效應(yīng)的模式不同, 甚至大相徑庭。具體來(lái)說(shuō), 本研究的結(jié)果從以下三個(gè)方面補(bǔ)充和擴(kuò)展了以往文獻(xiàn): 首先, 本研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于HW-HC、HW-LC和LW-HC社會(huì)群體均出現(xiàn)了傳統(tǒng)上典型的刻板印象激活效應(yīng)模式——相對(duì)于沖突靶子, 對(duì)一致靶子的反應(yīng)時(shí)顯著更快。更為重要的是, 本研究首次發(fā)現(xiàn)對(duì)LW-LC群體出現(xiàn)與傳統(tǒng)相反的刻板印象激活效應(yīng)的反轉(zhuǎn)模式, 即相對(duì)于一致靶子, 該群體啟動(dòng)后對(duì)沖突靶子的反應(yīng)更快更準(zhǔn)確; 而且這一反轉(zhuǎn)模式不受實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響——不僅表現(xiàn)在外顯的啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù)上, 也表現(xiàn)在內(nèi)隱的詞匯判斷任務(wù)上——體現(xiàn)出這種反轉(zhuǎn)模式的穩(wěn)健性。這一發(fā)現(xiàn)在刻板印象激活的行為層面為L(zhǎng)W-LC群體的特異性提供了證據(jù), 豐富了非人化方面和刻板印象激活方面的研究。第三, 本研究發(fā)現(xiàn)刻板印象激活效應(yīng)的量(一致與沖突的差異)在HW-HC和LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后顯著最大, 但在兩個(gè)群體啟動(dòng)后的刻板印象激活效應(yīng)的方向相反; 而在HW-LC和LW-HC社會(huì)群體啟動(dòng)后, 一致與沖突的差異的不論在正確率還是反應(yīng)時(shí)上, 均沒(méi)有顯著區(qū)別, 這說(shuō)明刻板印象激活效應(yīng)的程度(量)在SCM不同社會(huì)群體啟動(dòng)下的是不同的, 在HW-HC和LW-LC社會(huì)群體啟動(dòng)后激活效應(yīng)顯著最大, 這一現(xiàn)象也不受實(shí)驗(yàn)任務(wù)的影響?？傊? 本研究為今后刻板印象激活的研究提供了一定的方法和理論上的借鑒, 未來(lái)的研究應(yīng)該從整體性的視角出發(fā)來(lái)探討刻板印象激活的認(rèn)知加工過(guò)程、機(jī)制以及神經(jīng)基礎(chǔ), 本研究及其結(jié)果提示在未來(lái)刻板印象激活的相關(guān)研究中, 首先需要對(duì)社會(huì)群體根據(jù)SCM或者其它對(duì)社會(huì)群體涵蓋性更廣的理論模型進(jìn)行劃分, 從而更有針對(duì)性對(duì)刻板印象激活這一重要的社會(huì)知覺(jué)過(guò)程進(jìn)行研究。

盡管本研究有一些重要的發(fā)現(xiàn), 其也存在一定的不足。首先, 在實(shí)驗(yàn)任務(wù)上, 僅使用了經(jīng)典的啟動(dòng)?靶子一致性判斷任務(wù)來(lái)探討外顯加工, 也僅使用了詞匯判斷任務(wù)來(lái)探討內(nèi)隱加工, 未來(lái)研究可以采用其它探討外顯加工和內(nèi)隱加工的實(shí)驗(yàn)范式和任務(wù)(Kidder et al., 2018; White et al., 2018)進(jìn)一步檢驗(yàn)該研究結(jié)論的邊界; 此外還可以將刻板印象激活過(guò)程拓展到刻板印象應(yīng)用過(guò)程, 如利用刻板印象錯(cuò)誤知覺(jué)任務(wù)(王沛, 陳慶偉, 2015)同時(shí)探討刻板印象激活和刻板印象應(yīng)用過(guò)程等。其次, 本研究意外地發(fā)現(xiàn)對(duì)LW-LC群體出現(xiàn)與傳統(tǒng)相反的刻板印象激活效應(yīng)的反轉(zhuǎn)模式, 本文試圖從該群體可能誘發(fā)了厭惡情緒對(duì)這一結(jié)果做解釋, 但是在實(shí)驗(yàn)中并未對(duì)厭惡情緒進(jìn)行直接測(cè)量, 因此LW-LC群體加工的特異性是否真的由厭惡情緒所致亟待未來(lái)實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)一步探索。再次, 本研究中的靶子詞雖然是根據(jù)測(cè)量刻板印象的經(jīng)典方法, 經(jīng)過(guò)嚴(yán)格前測(cè)甄選出來(lái)的, 但是前測(cè)中主要考慮和控制刻板詞的典型性, 而并未對(duì)其詞性進(jìn)行嚴(yán)格匹配和控制。盡管后續(xù)的補(bǔ)充數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析中并未發(fā)現(xiàn)詞性對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的顯著影響, 但是未來(lái)研究可以對(duì)靶子詞的詞性進(jìn)行嚴(yán)格的控制和匹配, 對(duì)該研究結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證和推進(jìn)。最后, 本研究只探討了刻板印象激活的行為模式, 四類群體的刻板印象激活的認(rèn)知神經(jīng)機(jī)制(Amodio, 2014; Quadflieg & Macrae, 2012; 賈磊, 羅俊龍, 肖宵, 張慶林, 2010; 賈磊, 祝書(shū)榮, 張常潔, 張慶林, 2016; 汪新建等, 2014)是否存在差異以及背后可能涉及到的注意分配機(jī)制(Liu et al., 2015; Zhang et al., 2017)也值得未來(lái)研究進(jìn)一步探索。

致謝：衷心感謝寧波大學(xué)人文與傳播學(xué)院中文系漢語(yǔ)詞匯史研究專家田啟濤副教授在本文修改過(guò)程中提出的建設(shè)性建議！感謝評(píng)審專家和主編對(duì)本文的修改完善提出的寶貴建議！感謝上海師范大學(xué)教育學(xué)院心理學(xué)系的Nare Haroyan博士對(duì)英文摘要的修改！

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The behavioral patterns of stereotype activation among four different warmth-competence social groups based on Stereotype Content Model

YANG Yaping1; XU Qiang1; ZHU Tingting1; ZHENG Xutao1; DONG Xiaoye1; CHEN Qingwei2,3,4

(1Department of Psychology, Ningbo University, Ningbo 315211, China) (2National Center for International Research on Green Optoelectronics, South China Normal University, Guangzhou 510006, China) (3Guangdong Provincial Key Laboratory of Optical Information Materials and Technology & Institute of Electronic Paper Displays, South China Academy of Advanced Optoelectronics, South China Normal University, Guangzhou 510006, China) (4Lab of Light and Physio-psychological Health, School of Psychology, South China Normal University, Guangzhou 510631, China)

Stereotypes are vital for social interaction by facilitating social decision making as well as conserving limited time and cognitive resources. Previous studies on stereotype activation mainly focus specific social groups, such as gender, race, etc. However, exactly how stereotypes are activated among various social groups remains unknown.

To fill this gap, we classified social groups into four clusters according to stereotype content model in the present study, measuring for perceptions of warmth and competence. These clusters form a four-way axis, that is, high warmth-high competence (HW-HC), high warmth-low competence (HW-LC), low warmth-high competence (LW-HC) and low warmth-low competence (LW-LC). Two experiments were conducted to investigate the behavioral patterns of stereotype activation among these four clusters. We predicted that the stereotype activation pattern would be similar among these four clusters.

In the first experiment, we employed a sequential priming paradigm to explore stereotype activation explicitly. The prime stimuli were 24 social groups equally attributed to these four clusters and the target stimuli were stereotype trait words of these 24 social groups. All of the prime stimuli and target stimuli were obtained from pilot study. The participants were instructed to judge whether the target word was consistent with the stereotypes of the prime social group. Fifty undergraduates (35 female, 19~25 years old,20.68,= 2.08) were recruited for this experiment.

In the second experiment, to validate the findings of Experiment 1, we utilized a lexical decision task to further investigate the stereotype activation patterns among the four clusters implicitly, using the same stimuli from Experiment 1. Pseudowords were also added, corresponding to the target words of Experiment 1. Participants were asked to identify whether the target word as a real word or pseudoword. Forty eight undergraduates (32 female, 19~25 years old,20.64,= 1.93) participated in Experiment 2.

Four (Social groups: HW-HC, HW-LC, LW-HC, LW-LC) × 2 (Consistency: consistent vs. inconsistent) repeated measure ANOVA were examined for response time and accuracy in both experiments. The results of Experiment 1 revealed classical stereotype activation patterns for HW-HC, HW-LC, LW-HC social groups while showing a reverse pattern for LW-LC social groups. Specifically, the participants responded more quickly and more accurately on consistent condition than on inconsistent condition for the former three clusters. However, when the prime stimuli were LW-LC social groups, the reverse was true; faster and more accurate response was shown for inconsistent condition rather than consistent condition. In Experiment 2, only real word trails were analyzed. The results of Experiment 2 replicated the findings of Experiment 1. Therefore, classical stereotype activation patterns for HW-HC, HW-LC, LW-HC social groups and the reverse pattern of stereotype activation for LW-LC were relatively robust, both explicitly and implicitly, demonstrating the great differences among the stereotype activation patterns among these four clusters.

The results of these two experiments partially support our hypothesis, while revealing an unforeseen reverse pattern of stereotype activation for LW-LC social groups. We hypothesize that this may be due to disgust elicited by LW-LC social groups. The present study expanded the research framework of stereotype activation and provided new behavioral evidence for the specificity of LW-LC. The mechanism underlying the reverse pattern of stereotype activation for LW-LC should be examined in the future.

stereotype; stereotype content model; stereotype activation; explicit; implicit

B849: C91

2018-07-18

* 教育部人文社會(huì)科學(xué)青年基金項(xiàng)目(15YJC190024)和國(guó)家教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(18YJC190027)資助。

陳慶偉, E-mail: qingwei.chen@m.scnu.edu.cn