刻板印象威脅對回避比較的影響：自尊和社會價值取向的作用

摘 要 通過兩個實驗考察刻板印象威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的作用。實驗1 和2 分別操縱自我概念威脅和群體概念威脅，采用問卷測量自尊和社會價值取向，并通過選擇范式測量回避比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：自我概念威脅和群體概念威脅均引發(fā)回避比較；自尊和社會價值取向起到共同調(diào)節(jié)；親社會價值取向的自尊增加抵御兩類威脅的回避比較，而親自我價值取向的自尊減少抵御群體概念威脅的回避比較，但不影響抵御自我概念威脅的回避比較。研究表明，刻板印象威脅引發(fā)回避比較，受自尊和社會價值取向的共同調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞 刻板印象威脅 回避比較 自尊 社會價值取向 自我概念威脅 群體概念威脅

1 引言

威脅和失敗往往會啟動心理免疫系統(tǒng)（Headleyet al.， 2019），激發(fā)多種防御反應(yīng)以保護自我。污名威脅傾向于引發(fā)社交防御（Han et al.， 2022），誘使污名個體隱瞞污名身份、說服他人以重構(gòu)社會信念，或社交退縮/ 回避。作為污名威脅（Kim et al.，2022），刻板印象威脅亦可能會引發(fā)社交防御。

回避比較是一種有關(guān)社交退縮的近端防御。當個體能力或特質(zhì)被合理化貶低或受到威脅，但又無法回避或找到可替代的領(lǐng)域或情境時，便會轉(zhuǎn)向社交層面比較的回避（Miller amp; Kaiser， 2001）?？贪逵∠笸{破壞積極自我觀和群體觀（鄔鑫， 2018），損害自我效能與績效預期。為暫時避免刻板印象化評估以維護自我完整性和積極性，個體可能會采取回避比較進行防御反應(yīng)，據(jù)此提出假設(shè)1：刻板印象威脅會引發(fā)回避比較防御反應(yīng)。然而，回避比較并未改變刻板印象化認知，長期采用回避比較策略可能會累積刻板印象消極效應(yīng)，阻礙個體相應(yīng)領(lǐng)域的潛能發(fā)展和自我成長，并直接影響其社會交往，甚至損害社會功能。

自尊是抵御威脅的保護機制（Dar-Nimrod，2022）。高自尊個體在各類威脅中都有特定的防御機制，如感受到死亡威脅后會增加世界觀防御，感受到社會排斥會加劇自我價值與社交領(lǐng)域的分離（Buckingham et al.， 2019），遇到失敗會增加防御性外部歸因（Shrira， 2020）?？贪逵∠笸{作為對能力或特質(zhì)的負性貶損信息（范依婷等， 2019），可能會促使高自尊個體表現(xiàn)出更多的防御反應(yīng)。因此提出假設(shè)2：自尊會正向調(diào)節(jié)刻板印象威脅與回避比較之間的關(guān)系，即高自尊會增加刻板印象威脅后的社交防御。

自尊的保護作用可能與社會價值取向有關(guān)。自我價值條件理論（Crocker amp; Knight， 2005）認為，自尊的作用不僅與水平高低有關(guān)，還與價值條件有關(guān)。社會價值取向是互依情境中自我與他人利益分配的人格偏好（Hu amp; Mai， 2021），可能會創(chuàng)設(shè)不同價值條件。親社會價值取向關(guān)心集體、重視他人或共同利益（Adamczyk et al.， 2022），傾向于外部社會偏好（如助人、親環(huán)境等）；親自我價值取向則重視個人得失、追求自我利益的最大化（Ramirez-Marinet al.， 2021），傾向于內(nèi)部自我偏好（如權(quán)力）。研究表明，將自尊建立在外部價值條件上的個體需要不斷向外尋求自我驗證（Park et al.， 2022），自尊基礎(chǔ)更為脆弱并伴隨更高的威脅警惕性和防御反應(yīng)；而將自尊建立在內(nèi)部價值條件上的個體則具有更高的自我決定性和更少的防御反應(yīng)。因此提出假設(shè)3：社會價值取向作為內(nèi)/ 外在價值條件的預測因子，會調(diào)節(jié)自尊與刻板印象威脅社交防御的關(guān)系。即在刻板印象威脅條件下，親社會價值取向個體的自尊增加社交防御，親自我價值取向個體的自尊減少社交防御。

依據(jù)多重威脅框架（Shapiro amp; Neuberg，2007），刻板印象威脅可分為自我概念威脅和群體概念威脅，分別激活自我和群體驗證消極刻板印象的風險感知，威脅個體自我概念和群體自我概念。由于個體自我和群體自我均隸屬于自我的一部分，兩種威脅均會破壞自我完整性和積極性，引發(fā)領(lǐng)域回避等防御反應(yīng)（陳清等， 2020）。然而，不同威脅目標（即自我/ 群體）刻板印象威脅效應(yīng)有差異（Meriweather， 2019）。相較群體為目標的刻板印象威脅，自我為目標的刻板印象威脅更有可能破壞內(nèi)在動機、損害行為表現(xiàn)，引發(fā)更多的刻板印象化擔憂。為系統(tǒng)考察刻板印象威脅社交防御效應(yīng)，需要分別操作自我概念威脅和群體概念威脅，探討二者對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的作用。

刻板印象威脅作為污名威脅可能誘發(fā)社交防御，自尊作為抵御威脅的保護機制，影響刻板印象威脅與社交防御之間關(guān)系，這種影響的作用方向可能與社會價值取向有關(guān)。由于刻板印象威脅社交防御效應(yīng)可能與威脅類型有關(guān)，本研究依據(jù)多重威脅框架，通過兩個實驗（實驗1 自我概念威脅，實驗2 群體概念威脅）系統(tǒng)考察刻板印象威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的調(diào)節(jié)作用。

刻板印象威脅根植于社會結(jié)構(gòu)（Hussain et al.，2015），其威脅效應(yīng)跨越時間和地域。以往研究聚焦于從內(nèi)在負性體驗層面揭示刻板印象威脅效應(yīng)（陳清等， 2020; Meriweather， 2019），卻未能證明外在社交防御效應(yīng)及其作用機制?？贪逵∠笸{與社交防御關(guān)系的研究可以擴充多重威脅框架理論，從多元化威脅的角度探討自我概念威脅和群體概念威脅對回避比較的影響及作用機制；為干預刻板印象威脅社交防御效應(yīng)提供途徑，為改善消極刻板印象化社交期望、恢復和維持積極社會關(guān)系提供參考，進而促進社會適應(yīng)與社會信念重構(gòu)。

2 實驗1

2.1 實驗目的

考察自我概念威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的調(diào)節(jié)作用。

2.2 方法

2.2.1 被試

采用G*Power 3.1 軟件預估樣本量，統(tǒng)計方式為Logistic 回歸，OR = .50（中等效應(yīng)量，經(jīng)預實驗確定），α = .05，1 - β = .80，雙尾檢驗，需要被試113 名。招募268 名女大學生（19.71 ± 1.37 歲）。為避免數(shù)學能力差異過大或猜到實驗目的，被試均來自非數(shù)學和非心理學專業(yè)，身體健康，視力或矯正視力正常，未參加類似研究。

2.2.2 實驗設(shè)計

單因素被試間設(shè)計，自變量為威脅類型（自我概念威脅，無威脅），因變量為回避比較。

2.2.3 實驗材料

（1）量表：三優(yōu)勢測量量表（周珮， 2019）測量社會價值取向，共9 題，每題3 個選項，分別代表親社會取向、個體主義取向和競爭取向，后兩者通常合并作為親自我取向。該量表具有可靠的信效度（Liu et al.， 2023）。自尊量表（汪向東等， 1999）測量自尊，共10 題，4 點計分，α = .87；領(lǐng)域認同量表（蔡嫵萍，2012）測量數(shù)學認同，共9 題，5點計分，α = .89；性別認同量表（Schmader， 2002）測量性別認同，量表經(jīng)雙向互譯，共4 題，5 點計分，α = .72。

（2）威脅操作及檢驗材料：參考以往研究（陳清等， 2020）自編自我概念威脅材料是“男性數(shù)學成就卓越”的新聞?wù)啊澳涿\斷個體數(shù)學能力”的測試說明。新聞?wù)荚谝l(fā)性別- 數(shù)學刻板印象認可（Shapiro amp; Neuberg， 2007），以滿足自我概念威脅和群體概念威脅的誘發(fā)條件。正式實驗前，另招募60 名非數(shù)學、非心理學專業(yè)女大學生（20.12± 1.52 歲）對新聞?wù)欠褚l(fā)刻板印象認可進行評定。采用刻板印象認可量表（周瑤等， 2022），共3 題，5 點計分，α = .77。結(jié)果顯示，閱讀“新聞?wù)焙?，被試刻板印象認可評分高于中值3（t = 10.77，p lt; .001， Cohen' s d = 1.39， 95%CI [.60，.87]）。無威脅材料內(nèi)容為“不具診斷性”的測試說明。兩組材料字數(shù)和閱讀難度匹配。威脅操作檢驗采用自我概念威脅量表（α = .82; Shapiro，2011），量表經(jīng)雙向互譯，共3 題，5 點計分。

（3）標準化數(shù)學測驗：為避免“熟悉效應(yīng)”，測試題目選自2001～2005 年普通高等學校招生全國統(tǒng)一考試全國卷Ⅰ和Ⅱ（文理科）?？紤]到測試難度會影響刻板印象威脅效應(yīng)（Hsu amp; Li， 2022），預實驗篩選平均難度 .47的10道單選題，每題4個選項，內(nèi)容為三角函數(shù)和解析幾何。

（4）回避比較實驗范式：參考Wood 等（1994）測試選擇范式，要求被試從20 道導數(shù)數(shù)學題中分別選擇5 道給自己和他人。為避免數(shù)學題難度評估的主觀差異，測量以題號選擇形式進行。告知被試，如果為自己和他人選擇相同題號數(shù)學題，實驗者將對其進行一一比較和打分。為減少其他防御反應(yīng)（如在簡單領(lǐng)域?qū)で蟾啾容^），預實驗篩選難度較高的導數(shù)數(shù)學知識點（M = 6.71， SD = 2.38， 0～10 評分）作為比較內(nèi)容，且與標準化數(shù)學測驗內(nèi)容不同。

2.2.4 實驗程序

完成社會價值取向、自尊、數(shù)學認同，性別認同及基本信息問卷1～2 周后，開始正式實驗。正式實驗由JavaScript 編程呈現(xiàn)，在安靜的環(huán)境里獨立完成。被試隨機進入自我概念威脅組（n = 133）或無威脅組（n = 135）。首先閱讀自我概念威脅（或無威脅）材料，完成威脅操作檢驗；然后進行限時10 分鐘的標準化數(shù)學測驗，每題限定作答1 分鐘，如果1 分鐘未做出回答，即呈現(xiàn)4 秒緩沖，然后進入下一道題目；最后完成回避比較測量。實驗結(jié)束后向被試說明實驗目的及材料的虛假性，并酬謝。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 自我概念威脅操作檢驗

以自我概念威脅感知為因變量，獨立樣本t 檢驗結(jié)果顯示，自我概念威脅組的威脅感知（M =3.11，SD = .99）顯著高于無威脅組（M = 2.53，SD = .98），t = 4.87，p lt; .001， Cohen' s d = .60，95%CI = [.35， .82]，表明自我概念威脅操作成功。

2.3.2 回避比較

回避比較的指標為是否為自己和他人選擇相同題號數(shù)學題，未選擇相同題號編碼為0，選擇相同題號編碼為1。皮爾遜卡方檢驗結(jié)果顯示，遭遇自我概念威脅后，為自己和他人選擇相同題號比率（51.88%）與無威脅組（50.37%）無顯著差異，χ 2（1） = .06， p gt;.05， OR = 1.06， 95%CI = [.66， 1.72]。進一步以威脅類型（1 = 自我概念威脅，0 = 無威脅）為自變量，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞窟M行二元Logistic 回歸分析發(fā)現(xiàn)，自我概念威脅并未顯著預測回避比較，B = .025， SE = .25， Wald χ 2 = .01， OR= 1.03， p gt; .05， 95%CI [.63， 1.68]。

為確定自我概念威脅與回避比較的關(guān)系，繼續(xù)采取零膨脹泊松（zero-inflated poisson， ZIP）回歸模型進行分析（Atkins amp; Gallop， 2007）。相同題數(shù)是一個非正態(tài)、零膨脹（48.89% 零數(shù)）的計數(shù)變量，且Vuong 非嵌套假設(shè)檢驗表明，ZIP 回歸模型擬合效度優(yōu)于標準泊松模型，V = 4.71，p lt; .001，符合ZIP 回歸模型的統(tǒng)計要求。在R中運行ZIP 回歸模型，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績作為控制變量。結(jié)果顯示，在選擇相同題號的被試中（即重復1～5 題，n = 137），自我概念威脅顯著負性預測比較程度，自我概念威脅組的相同題數(shù)（M = 2.22，SD = 1.44）顯著低于無威脅組（M = 2.81， SD = 1.57），B = -.28，p lt; .05，RR = .75，95%CI = [.58， .97]。

2.3.3 自尊和社會價值取向的作用分析

以威脅類型為自變量，以自尊為調(diào)節(jié)變量，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞窟M行二元Logistic 回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，威脅類型與自尊交互效應(yīng)不顯著，B = -.99， SE = .64，Wald χ 2= 2.40， OR = .37， p gt; .05， 95%CI = [.11， 1.30]，自尊無調(diào)節(jié)作用。

進一步以威脅類型、自尊和社會價值取向（1 =親社會，0 = 親自我）為預測變量對題號選擇進行二元Logistic 回歸分析，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞?。與假設(shè)一致，威脅類型、自尊和社會價值取向三階交互顯著（圖1），B = -3.54， SE = 1.41， Wald χ 2= 6.27， OR = .029，p lt; .05， 95%CI = [.002， .46]。簡單斜率顯示，對于親社會價值取向個體，高自尊（M + 1SD ）時，自我概念威脅組為自己和他人選擇相同題號比率顯著低于無威脅組（B = -1.52， SE = .59， p lt;.05）；低自尊（M- 1SD ）時，兩組無顯著差異（B = .83， SE = .56， p gt;.05）。說明親社會價值取向的自尊增強抵御自我概念威脅的社交防御。對于親自我價值取向個體，不論是高自尊（M + 1SD ; B = .53， SE = .53， p gt; .05）還是低自尊（M - 1SD ; B = .02， SE = .53， p gt; .05），威脅類型對社交防御的作用均無顯著差異。

實驗1 結(jié)果表明，自我概念威脅引發(fā)回避比較，自尊和社會價值取向起到共同調(diào)節(jié)作用，親社會價值取向的自尊增加回避比較，親自我價值取向的自尊不影響回避比較。依據(jù)多重威脅框架（Shapiro amp;Neuberg， 2007），刻板印象威脅分為自我概念威脅和群體概念威脅，分別涉及自我和群體能力或特質(zhì)負性社會刻板印象，實驗2 考察群體概念威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的作用。

3 實驗

23.1 實驗目的

考察群體概念威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的調(diào)節(jié)作用。

3.2 方法

3.2.1 被試

被試量預估同實驗1。招募266名女大學生（19.76± 1.54 歲），非數(shù)學和非心理學專業(yè)，身體健康，視力或矯正視力正常，未參與類似研究。

3.2.2 實驗設(shè)計

單因素被試間設(shè)計，自變量為威脅類型（群體概念威脅，無威脅），因變量為回避比較。

3.2.3 實驗材料

（1）量表：同實驗1，自尊量表α = .86，領(lǐng)域認同量表α = .88，性別認同量表 α = .76。

（2）威脅操作及檢驗材料：群體概念威脅材料是同實驗1 的新聞?wù)啊澳涿\斷群體數(shù)學能力”的測試說明（?etinkaya et al.， 2020）；無威脅材料同實驗1，兩組材料字數(shù)和閱讀難度匹配。威脅操作檢驗采用群體概念威脅量表（α = .86; Shapiro， 2011），量表經(jīng)雙向互譯，共3 題，5 點計分。

（3）標準化數(shù)學測驗：同實驗1。

（4）回避比較實驗范式：要求被試從20 道導數(shù)數(shù)學題中分別為女性和男性選擇5 道題目，只提交題號。其余部分同實驗1。

3.2.4 實驗程序

同實驗1。

3.3 結(jié)果與分析

3.3.1 群體概念威脅操作檢驗

以群體概念威脅感知為因變量進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)，群體概念威脅組的威脅感知（M = 3.27，SD = .93）顯著高于無威脅組（M = 2.70， SD = 1.02），t = 4.81， p lt; .001， Cohen' s d = .59， 95%CI = [.34， .81]，表明群體概念威脅操作成功。

3.3.2 回避比較

回避比較的指標為是否為女性和男性選擇相同題號數(shù)學題，未選擇相同題號編碼為0，選擇相同題號編碼為1。卡方檢驗結(jié)果顯示（見表1），群體概念威脅組相較無威脅組（58.78%），更不會為女性和男性選擇相同題號數(shù)學題（45.93%），χ 2（1） =4.40，p lt; .05，OR = .60，95%CI = [.37， .97]。

進一步以威脅類型（1 = 群體概念威脅，0 = 無威脅）為自變量，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞窟M行二元Logistic 回歸分析，發(fā)現(xiàn)群體概念威脅顯著負向預測相同題號選擇，B = -.56，SE = .25，Wald χ 2 = 4.86，OR = .57，p lt; .05， 95%CI = [.35， .94]，表明群體概念威脅引發(fā)回避比較。

3.3.3 自尊和社會價值取向的作用分析

以威脅類型為自變量，自尊為調(diào)節(jié)變量，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞窟M行二元Logistic 回歸分析發(fā)現(xiàn)威脅類型與自尊交互效應(yīng)不顯著，B = -.70，SE = .62，Wald χ 2= 1.24， OR =.50，p gt; .05，95%CI = [.15， 1.70]，自尊未起到調(diào)節(jié)作用。

進一步以威脅類型、自尊和社會價值取向（1 = 親社會，0 = 親自我）為預測變量進行二元Logistic 回歸分析，加入年齡、數(shù)學認同、性別認同和高考數(shù)學成績?yōu)榭刂谱兞俊Ｅc假設(shè)一致，威脅類型、自尊和社會價值取向三階交互顯著（圖2），B = -3.49， SE = 1.43， Wald χ 2= 5.95，OR = .03，p lt;.05， 95%CI = [.002， .50]。簡單斜率顯示，對于親社會價值取向個體，高自尊（M + 1SD ）時，群體概念威脅組為女性和男性選擇相同題號比率顯著低于無威脅組（B = -1.41， SE = .65，p lt; .05）；低自尊（M - 1SD ）時，兩組無顯著差異（B = .82，SE =.59，p gt; .05）。表明親社會價值取向的自尊增強抵御群體概念威脅的社交防御。對于親自我價值取向個體，高自尊（M + 1SD ）時，威脅組與無威脅組無顯著差異（B = -.40， SE = .51，p gt; .05）；低自尊（M - 1SD ）時，群體概念威脅組為女性和男性選擇相同題號比率顯著低于無威脅組（B = -1.08，SE= .54，p lt; .05）。

4 綜合分析

為考察刻板印象威脅社交防御效應(yīng)在研究間的異同，采用費舍轉(zhuǎn)換（Silver amp; Dunlap， 1987） 計算實驗1 和2 的效應(yīng)量，經(jīng)Z 檢驗（Weaver amp; Wuensch，2013） 發(fā)現(xiàn)：（1）威脅類型差異效應(yīng)量邊緣顯著，r實驗1- 實驗2 = -.14，SE 實驗1- 實驗2 = .09，Z = -1.69，p lt; .1，95%CI = [-.32， .02]， 自我概念威脅社交防御效應(yīng)略弱于群體概念威脅社交防御效應(yīng)；（2）威脅類型、自尊和社會價值取向三階交互差異效應(yīng)量不顯著，r 實驗1- 實驗2 = .007， SE 實驗1- 實驗2 = .09， Z = .08， p gt; .05，95%CI = [-.16， .18]。進一步檢驗親自我價值取向個體簡單效應(yīng)差異，差異不顯著，r 實驗1- 實驗2 = -.02， SE實驗1- 實驗2 = .12， Z = -.13， p gt; .05， 95%CI = [-.26， .22]。兩種威脅的自尊和社會價值取向共同調(diào)節(jié)效應(yīng)一致，無顯著差異。

5 總討論

本研究考察了刻板印象威脅對回避比較的影響及自尊和社會價值取向的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我概念威脅和群體概念威脅均引發(fā)回避比較，且受自尊和社會價值取向的共同調(diào)節(jié)；親社會價值取向的自尊增加社交防御，親自我價值取向的自尊不影響自我概念威脅情境下的社交防御，減少抵御群體概念威脅的社交防御。社會價值取向影響了刻板印象威脅情境中自尊與社交防御的關(guān)系方向。

刻板印象威脅作為破壞的自我威脅，觸發(fā)了社交系統(tǒng)防御。刻板印象威脅破壞自我概念、內(nèi)群體概念和領(lǐng)域能力三者的積極內(nèi)穩(wěn)態(tài)（Schmader et al.，2008），喚醒焦慮、恐懼及自我懷疑等負性情緒，并投射到外在社交情境，從而誘發(fā)社交防御。作為一種社交退縮，回避比較可通過暫時避免消極刻板印象化認知風險和痛苦以保護自我（Miller amp; Kaiser，2001）。因此，感受到自我概念威脅與群體概念威脅后，個體都會出現(xiàn)回避比較防御反應(yīng)。

自我概念威脅引發(fā)的社交防御相對較弱，可能與群體成員“分擔”降低了個體應(yīng)對壓力有關(guān)。群體失敗引發(fā)的責任會在群體成員之間進行擴散和分布（Bj?rehed et al.， 2020），因而降低了內(nèi)群體消極刻板印象與個體自我概念之間關(guān)聯(lián)的緊密度，也相應(yīng)降低了個體保護自我的防御水平。而群體概念威脅所需的群體應(yīng)對則沒有這種分散機制，社交防御水平因而更高。未來研究須直接考察自我概念威脅和群體概念威脅與個體自我的關(guān)聯(lián)程度，并增加防御類型，深入無意識內(nèi)隱防御和遠端防御，進一步揭示自我概念威脅引發(fā)弱社交防御的作用機制。

自尊和社會價值取向的共同調(diào)節(jié)作用驗證了自我價值條件理論，證明自尊的作用既與水平高低有關(guān)，也與價值條件有關(guān)。親社會取向個體重視外部社會聯(lián)結(jié)（Hu amp; Mai， 2021），偏好公平、誠實等利他價值觀，富有社會責任感，其價值條件更偏向外部，自尊建立的基礎(chǔ)也更傾向于外部價值條件。遇到刻板印象威脅后，親社會取向高自尊個體保護了外部價值條件即意味著自我保護，因而產(chǎn)生了更大強度的回避比較。親自我價值取向個體重視內(nèi)部自我利益（Ramirez-Marin et al.， 2021），追求自我利益的最大化，其自尊建立的基礎(chǔ)更偏向內(nèi)部價值條件，因而回避比較防御水平較低。親社會價值取向與親自我價值取向自尊防御方向不同，預示著自尊保護機制可能并非單一的結(jié)構(gòu)和過程，突出了心理干預研究和實踐需要同時考慮自尊水平和價值條件的重要性。

然而，回避比較只是暫時的自我保護策略。從長遠來看，它會導致個體接受所屬群體的消極刻板印象，并將自己或內(nèi)群體的積極社會特征“沉默”于負性循環(huán)之中。長期采用這種防御策略會使個體困于污名貶損現(xiàn)狀，構(gòu)建消極的能力或特質(zhì)信念，阻礙其潛能發(fā)展和自我成長，凸顯了當前研究的現(xiàn)實意義。此外，在群體層面，接受刻板印象對群際關(guān)系和內(nèi)群體發(fā)展可能更加不利。消極刻板印象指向外群體會引發(fā)群體偏見和歧視（魏謹?shù)龋?2022），指向于內(nèi)群體則易引發(fā)內(nèi)群體貶損并造成代際傳遞效應(yīng)，后果更加嚴重和持久（Essien et al.， 2020），如母親傳遞給女兒性別數(shù)學刻板印象。

性別身份具有恒定的生物學特征，是邊界不可滲透群體，不具有社會流動性。邊界可滲透與不可滲透群體刻板印象威脅的后果不同，邊界可滲透群體感受到身份威脅后，成員可能會積極參與社交互動、尋求外在信息等以改變污名現(xiàn)狀（Crusius et al.，2022），例如癌癥患者不僅會尋求下行比較，還會尋求上行比較來降低威脅感。未來研究須包含邊界可滲透與不可滲透兩類群體，尋找群體屬性對刻板印象威脅社交防御效應(yīng)的異同與作用機制。

研究檢驗并擴展了多重威脅框架理論，證明刻板印象威脅并非單一的心理威脅，發(fā)現(xiàn)兩種刻板印象威脅均會破壞自我完整性和積極性，但社交防御水平不同，將多重威脅框架理論的觀點擴展到防御領(lǐng)域。研究將刻板印象威脅效應(yīng)從個體內(nèi)在負性體驗（如表現(xiàn)不佳、情緒耗竭、認知損害等）擴展至人際社會聯(lián)結(jié)層面，為未來刻板印象威脅的多領(lǐng)域研究及干預實踐提供依據(jù)。

6 結(jié)論

刻板印象威脅引發(fā)回避比較，且受自尊和社會價值取向的共同調(diào)節(jié)。親社會價值取向的自尊增加抵御自我概念威脅和群體概念威脅的社交防御，親自我價值取向的自尊不影響抵御自我概念威脅的社交防御，減少抵御群體概念威脅的社交防御。

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