認知方式對外顯－內隱態(tài)度調節(jié)作用的實驗研究

吳文彬

（深圳信息職業(yè)技術學院，廣東 深圳 518172）

1.內隱態(tài)度的界定

內隱態(tài)度的研究是當下社會心理學的研究熱點之一。關于內隱態(tài)度的界定，心理學界存在著兩種不同的觀點。Greenwald和Banagi（1995）強調的是對態(tài)度來源的無法覺知性，與內隱記憶的含義相對應[1]。Fazio （2003）則認為內隱態(tài)度是采用內隱（間接）測量技術所探測的個體態(tài)度，“內隱”的是測量，而不是態(tài)度本身。[2]

2.內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間關系的調節(jié)因素

內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間的關系如何呢？Blair（2001）提供了綜述性的回顧。對于偏見和刻板印象這兩個領域，相關性一般比較低，甚至沒有相關（Fazio等，1995；Greenwald等，1998）。用IAT進行的對于非社會敏感性事物的研究，則發(fā)現(xiàn)內隱和外顯測量之間的相關是顯著的（Nosek等，2002）。[3]

關于內隱－外顯態(tài)度的主要調節(jié)因素研究方面，Nosek（2005）發(fā)現(xiàn)態(tài)度強度是內隱－外顯態(tài)度關系的重要調節(jié)因素[4]。Fazio（1990）提出了MODE模型，認為如果所測量的是敏感的事物，被試在外顯報告中將有較強的進行精細加工的動機，外顯態(tài)度與內隱態(tài)度會有較低的相關，對非社會敏感的事物的態(tài)度則有較高的相關。吳明證（2004）的研究表明，認知需要和評價需要是調節(jié)內隱－外顯態(tài)度關系的兩個人格變量[4]。

3.問題的提出

認知需要和評價需要都是調節(jié)內隱－外顯態(tài)度關系的個性特征?，F(xiàn)在我們來探討另一個更重要的人格變量――認知方式是否也能對這種關系進行調節(jié)。

根據(jù)個體不依賴環(huán)境情況而知覺場中一部分的能力上的差異，可將個體分為場依存型和場獨立型。場獨立型的個體比場依存型的個體能較不受環(huán)境影響而知覺場中的一部分。按照場依存型和場獨立型個體的不同特點，可以進行如下假設：如果環(huán)境與測試的態(tài)度內容相關，那么對于外顯態(tài)度測量來說，場依存型的被試由于受到環(huán)境的影響，其反應將偏離其原有的態(tài)度；場獨立型的被試受環(huán)境的影響較小，其反應將較小地或不偏離原有的態(tài)度。內隱態(tài)度較外顯態(tài)度來說具有穩(wěn)定性的一面，不容易受環(huán)境的影響發(fā)生變化。因此，對于整體來說，將出現(xiàn)外顯態(tài)度和內隱態(tài)度的分離，呈現(xiàn)低相關的趨勢。

4.實驗研究

4.1 實驗一（前測）

4.1.1 被試

某大學學生128名，其中男生63人，女生65人。所有被試均自愿參加，并獲得禮品一份。

4.1.2 程序

實驗采用內隱聯(lián)結測驗（IAT）。實驗程序采用美國inquisit 2.0專業(yè)軟件進行編寫。對于IAT程序中的目標詞（父親和母親）和屬性詞（積極和消極），采取自由聯(lián)想的形式，由50名大學生（非本實驗被試）每人對各個類別分別列出5個詞語，最后根據(jù)詞語列舉的頻率選出下列的目標詞和屬性詞：

父親：爸爸、父親、爹、家翁、家父、老爸

母親：媽媽、母親、媽咪、娘親、老媽、家母

積極詞語：溫和、慈祥、關愛、可親、喜歡、親切

消極詞語：兇惡、討厭、羅嗦、惡心、難受、冷漠

整個程序分為七個部分，其中第一、二、三、五、六部分均為練習部分，第四、七部分為正式測驗的部分，各聯(lián)合呈現(xiàn)目標詞和屬性詞40次，讓被試按鍵反應。

為了方便對實驗程序的描述，在實驗中，相容聯(lián)合呈現(xiàn)是指關于母親的詞語和積極詞語的聯(lián)合呈現(xiàn)，不相容聯(lián)合呈現(xiàn)是指關于父親的詞語和積極詞語的聯(lián)合呈現(xiàn)。為了消除順序效應，實驗采取平衡的方法，一半的男被試先進行相容聯(lián)合部分測試，再進行不相容聯(lián)合部分測試，另一半男被試則相反；一半的女被試也是先進行相容聯(lián)合部分測試，另一半女被試則相反。

4.1.3 結果

遵循Greenwald（1998）的傳統(tǒng)數(shù)據(jù)處理模式，對數(shù)據(jù)進行必要的整理，最后得出有效數(shù)據(jù)122份（男60人、女62人）。

對60名男被試的數(shù)據(jù)處理結果見表1：

表1 男大學生的IAT效應

從統(tǒng)計結果看，男大學生對父親和母親的內隱態(tài)度差異不顯著（t59＝ -0.896, p=0.374）

對62名女被試的數(shù)據(jù)處理結果見表2：

從統(tǒng)計結果看，對于女大學生來說，其對母親的內隱態(tài)度遠較父親為積極，具有極其顯著的意義（t61＝ -4.699, p=0.000）。

4.2 實驗二（主實驗）

4.2.1 被試

參加實驗一的被試中對母親的內隱態(tài)度較對父親的內隱態(tài)度積極的被試（即RT母親+積極/父親+消極短于RT父親+積極/母親+消極的被試），共65人，其中男25人，女40人。

4.2.2 主試

主試為一名48歲的中年男子，外表溫和，平易近人，實驗前接受了相關培訓。

4.2.3 材料

內隱態(tài)度測量：采取實驗一使用的IAT程序。

外顯態(tài)度測量：采取7點語義區(qū)分量表測量被試對父親/母親的外顯態(tài)度。語義區(qū)分量表包括5個項目，分別是好/壞、美麗/丑陋、令人愉快的/令人失望的、可敬的/可鄙的、美好的/糟糕的。問卷包括了認知、情緒以及整體評價的項目。要求被試對“父親”和“母親”進行評價，其中－3為消極的一極，3為積極的一極。將被試對“父親”的評價減去對母親的評價，便是被試對父親的外顯態(tài)度?？偡衷礁?，代表被試對父親的外顯態(tài)度越積極。

認知方式測量：采用鑲嵌圖形測驗（EFT）。鑲嵌圖形測驗是權威的認知方式測量工具，適合于團體施測，也可用于個體施測。

4.2.4 程序

主試帶著微笑進入實驗室，給被試每人發(fā)一組簡單圖形和第一組的復雜圖形（1－7號），讓被試在每一個復雜圖形中找出一個簡單圖形，并用紅筆描出來。時間限制為兩分鐘。然后，主試把第一組復雜圖形收回來，再發(fā)放第二組復雜圖形。被試的做法和前面的一樣，時間限制為9分鐘。

完成鑲嵌圖形測試后，被試休息3分鐘，然后進行對父母的內隱態(tài)度測量。內隱態(tài)度測量結束后，被試休息3分鐘，主試發(fā)放外顯態(tài)度問卷，讓被試填寫并提交。

在整個實驗過程中，主試除了保持微笑以外，還顯示出對被試的關懷。

4.2.5 結果

對65名被試進行內隱態(tài)度測試，其中有4名被試由于某個聯(lián)合測試部分錯誤率高于 20%，成績作廢，因此有效被試為61人。

由于被試的IAT效應呈正偏態(tài)分布，首先對IAT效應進行對數(shù)轉換。經統(tǒng)計，被試的內隱態(tài)度、外顯態(tài)度和鑲嵌圖形測驗得分情況如下：

表3 被試內隱態(tài)度、外顯態(tài)度和鑲嵌圖形測驗得分情況

對被試的內隱態(tài)度、外顯態(tài)度、認知方式（鑲嵌圖形測驗）的得分進行相關分析，結果如表7所示：

表4 被試內隱態(tài)度、外顯態(tài)度和認知方式之間的關系

從表4可以看出，被試對父母的內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間的相關系數(shù)只有0.160，相關是低的；外顯態(tài)度和認知方式之間呈顯著的負相關，即鑲嵌圖形測驗的成績越低（場依存型），對父親的外顯態(tài)度就越積極；反之則越消極。內隱態(tài)度與認知方式之間的相關很低，證明內隱態(tài)度較少受被試認知方式的影響。

以被試的外顯態(tài)度y作為因變量，以內隱態(tài)度x1和認知方式 x2作為自變量，采取逐步回歸法建立回歸方程，結果如下：

y = 5.439 + 1.193 x1– 0.056 x2

其中R＝0.71，R2= 0.51，調整后的R2= 0.49，F(xiàn)＝29.83（p＝0.000）。內隱態(tài)度和認知方式都進入了回歸方程，成為預測被試外顯態(tài)度的重要因子。在特定的環(huán)境下，認知方式成為內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間的一個調節(jié)因素。

為了更清楚地觀察認知方式對內隱－外顯態(tài)度的調節(jié)作用，我們選擇鑲嵌圖形測驗分數(shù)最低的20名被試作為場依存型組，分數(shù)最高的20名被試作為場獨立型組，對他們的內隱態(tài)度和外顯態(tài)度分別進行獨立樣本 T檢驗。結果如下：

表5 場依存型組和場獨立型被試內隱態(tài)度和外顯態(tài)度得分比較

從表5可以看出，場依存組和場獨立組對父親的內隱態(tài)度都較母親的為消極，并且兩個組之間的內隱態(tài)度沒有顯著差異。但是，場依存組對父親的外顯態(tài)度卻較母親為積極，并且與場獨立組有極為顯著的差異（t = 7.805）。這表明場依存型被試的外顯態(tài)度測量容易受到環(huán)境的干擾而發(fā)生改變，而內隱態(tài)度由于較穩(wěn)定而不容易受干擾，因而造成內隱和外顯態(tài)度之間的分離。

5.討論

實驗二的主試是一名具有親和力的中年男子，這是對不同認知方式的被試產生不同作用的環(huán)境因素。從實驗的結果看，場依存型的被試確實受到這種環(huán)境因素的影響，被試對父親的外顯態(tài)度與認知方式呈明顯的負相關，而內隱態(tài)度則較穩(wěn)定，因此對于被試整體來說內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間的相關較低。進一步地，試圖以外顯態(tài)度為因變量，內隱態(tài)度和認知方式為自變量來建立回歸方程。內隱態(tài)度和認知方式均順利地進入方程，并且方程擬合良好，這說明認知方式和內隱態(tài)度一起成為外顯態(tài)度的一個預測因子，認知方式是外顯和內隱態(tài)度的一個調節(jié)因素。最后，從場依存型和場獨立型這兩組被試的內隱態(tài)度和外顯態(tài)度分數(shù)的比較，可以看出雖然兩組的內隱態(tài)度成績沒有顯著差異，但外顯態(tài)度成績的差異卻非常顯著，這說明環(huán)境因素對場依存型被試有較大的影響。

從實驗結果可以看出，認知方式的不同對于被試的外顯態(tài)度有不同的影響，從而影響了內隱態(tài)度和外顯態(tài)度之間的關系。因此，認知方式是內隱－外顯態(tài)度的一個調節(jié)因素。

[1].Greenwald， A.G.， & Banaji， M.R.(1995).Implicit social cognition: Attitudes， self-esteem， and stereotypes.Psychological Review，102，4–27.

[2].吳明證.內隱態(tài)度的理論與實驗研究[D].2004.

[3].Brian A.Nosek : Moderators of the Relationship between Implicit and Explicit Evaluation.Unpublished， 2005.

[4].吳明證.態(tài)度強度對內隱—外顯態(tài)度關系的調節(jié)作用研究[J].心理科學，2005，（2）.