情緒對內隱刻板印象表達的調節*

王 沛 王雪楓 陳慶偉

1 引言

長久以來, 情緒被認為是導致刻板印象的認知頑固性以及刻板印象表達的主要原因(Allport, 1954;Lippman, 1922; 王沛, 2002)。有關情緒影響刻板印象表達的研究可以追溯到上世紀 90年代開展的群體或群體成員信息加工過程中的知覺者心境效應。Stroessner, Hamilton和Mackie (1992)發現：與中性條件相比, 處于積極或消極心境條件下的被試不太可能發現某個群體中各成員之間的差異程度, 并由此低估了整個群體的變異性。對群體差異的不敏感往往使得人們將相似或相同的特征賦予某一群體的全體成員, 而忽略了成員間的實際差異。Wilder(1993)也發現：高焦慮被試不大可能對群體成員加以區分, 而是將某一群體知覺為一個整體, 同化其中表現出不同特征的個體成員。此類研究表明, 誘發心境條件下的被試更依賴刻板印象。后續相關研究(Bodenhausen, Kramer, & Süsser, 1994; Bodenhausen, Sheppard, & Kramer, 1994; Park & Banaji,2000)發現, 不同效價彌散情緒條件下的被試在結果上出現了分離, 并且大多數研究支持“積極情緒狀態下個體更依賴刻板印象”的假設。但是并非所有的消極情緒都會削弱刻板印象的表達。在 Bodenhausen等(1994)的模擬陪審團研究中, 憤怒情緒狀態下的陪審員的反應與愉快狀態下的陪審員基本一致。同樣地, DeSteno, Dasgupta, Bartlett和Cajdric(2004)也發現：憤怒而非一般消極情緒促進了對外群體的內隱刻板印象表達。這一結果被解釋為是由于憤怒和一般性消極情緒與群際關系的相關程度不同。值得注意的是, 由于研究方法和測量技術的限制, 這些研究僅僅關注情緒對外顯刻板印象表達的影響, 關于情緒如何影響內隱刻板印象的表達以及其內在機制如何等問題, 未能進行論證或解釋。

所謂內隱刻板印象的表達(expression of implicitly measured stereotypes), 是指間接測量方法所觀測到的刻板印象的內隱效應及其程度(Huntsinger,Sinclair, & Clore, 2009)。Huntsinger等人(2009)通過音樂喚醒的方法誘發被試的積極或消極情緒(心境),然后測量其在隨后的武器識別任務(weapon-identification task; Payne, 2001, 2005)中內隱刻板印象的表達。結果發現：相比積極情緒, 消極情緒狀態下的被試很少將工具錯誤地歸為武器。也就是說,消極情緒削弱了內隱刻板印象的表達。但是, 這一現象的內在機制很可能存在兩種截然不同的有關情緒和“自動/控制”認知加工模型的解釋：消極情緒削弱內隱刻板印象表達的結果可能是由于消極情緒增加了控制性加工程度, 也可能是因其減弱了自動化加工程度。

具體而言, 第一種假設認為, 較之積極情緒,消極情緒是當前環境存在問題的信號, 因而使得人們更傾向于控制性的、數據驅動的精細加工(Bless& Schwarz, 1999; Schwarz & Clore, 2007)。根據這種觀點, 與積極情緒相比, 消極情緒迫使人們將注意集中于當前信息, 其認知加工集中于任務與目標相關信息, 因而阻止了對反應信息的刻板印象的自動激活。從這個角度來看, 情緒的作用在于調節控制性加工, 而非自動化加工。與之相反, 第二種假設主張情緒預示著自動化加工的程度。依據此觀點,與積極情緒不同, 消極情緒將會傳遞有關自動化加工的負面信息, 減少對諸如態度和刻板印象之類的既定反應的自動激活和隨后的表達, 同時并不影響控制性加工。如果是這樣的話, 那么情緒的作用在于調節自動化加工而非控制性加工(Clore & Huntsinger, 2007; Clore et al., 2001)。

上述兩種觀點都主張人們在積極情緒狀態下會比消極情緒狀態下更多地表達內隱刻板印象。然而, 同一現象背后二者所提出的情緒對內隱刻板印象表達的調節機制顯然不同：前者認為情緒調節的是內隱刻板印象的控制性加工過程, 消極情緒增強了控制性加工程度; 而后者認為情緒調節的是自動化加工過程, 消極情緒削弱了自動化加工程度。面對這一爭執, Huntsinger等(2009)采用加工分離程序(PDP; Jacoby, 1991), 通過估算內隱刻板印象測量中控制性加工和自動化加工的相對貢獻, 探討了情緒對內隱刻板印象表達的影響究竟源自哪種加工過程, 結果發現：消極情緒減弱了對內隱刻板印象的自動化加工程度, 抑制了刻板印象的自動激活;而在將注意努力集中于任務和目標相關信息等控制性加工方面, 不同情緒狀態下的被試并無顯著差異。這表明情緒調節的是內隱刻板印象表達的自動化加工過程。

此外, 關于“消極情緒削弱內隱刻板印象表達”這一結果, 也有研究者認為是由于情緒通過調節可提取的觀念, 進而調節了由這些觀念引發的刻板印象的表達(Bri?ol, Petty, & Barden, 2007; Clore &Huntsinger, 2007, 2009)。依據此觀點, 積極情緒暗示著被試的任何可提取的觀念和反應傾向都是有價值的(消極情緒反之), 從而在一定程度上激活了這些觀念并影響了隨后反應。具體而言, 與消極情緒相比, 積極情緒應該促進被試頭腦中任何即時的可提取信息的激活。針對這一問題, Huntsinger, Sinclair, Dunn和Clore (2010)在后續研究中通過4個實驗探討了情緒和刻板印象之間的關聯是否依賴于刻板相關觀念和反應偏向的可提取性。結果發現在缺少這種反應偏向和反刻板觀念的情況下, 積極心境狀態的被試表現出更強的刻板印象激活——這一結果與之前的研究一致。與此相反, 當存在可提取的平等主義反應偏向或反刻板觀念時, 積極心境下的被試表現出刻板印象激活較少。這表明情緒并非直接調節刻板印象的表達, 而是通過對個體頭腦中的即時信息或觀念進行效價評判, 進而調節認知加工過程, 積極情緒預示著個體當前持有的觀念是有價值的(或有效的), 消極情緒反之。

有關情緒對內隱刻板印象表達的調節機制的研究大多關注于彌散性的情緒狀態(心境)的作用,并且在實驗結果和解釋方面存在著分歧和爭論。首先, 就實驗結果而言, 這一領域的大多數研究從不同角度、不同程度驗證了“積極情緒狀態下個體更依賴刻板印象”的假設。與此同時, 也有研究出現了不一致的結果。這可能與以往研究未能明確區分情緒類別及選用的刻板印象內容存在差異所致。以往研究通過音樂喚醒(Huntsinger et al., 2009)或回憶生活事件(Huntsinger et al., 2010)的方法誘發被試積極或消極情緒, 存在兩點不足：①只考慮情緒的愉悅度這一維度, 未考察情緒的喚醒度或其他維度對內隱刻板印象的影響; ②只考慮了心境(彌散性情緒)對刻板印象的調節作用, 但又未能有效剝離整體性情緒(源自實驗情境本身的情緒)對實驗的干擾。例如, Huntsinger等人(2009)選用的“黑人-攻擊性”的種族刻板印象本身具有很強的負效價, 無法剝離是被試本身的心境狀態導致這一結果還是來自實驗情境的情緒反應造成了刻板印象表達的差異。

其次, 以往研究在結果解釋上尚存爭議。關于“消極情緒削弱內隱刻板印象表達”這一相同結果,研究者就提供了兩種截然不同的解釋(如前文所述)。對此, Huntsinger等人(2009)采用加工分離程序(PDP), 估算了內隱刻板印象測量中控制性加工和自動化加工的相對貢獻, 結果表明情緒調節的是自動化加工過程。然而, PDP基于控制性加工和自動化加工互相獨立并可能同時促進某一特定任務的前提假設, 使其難以推廣于其他內隱刻板印象測量技術的數據分析中, 這也使得情緒對內隱刻板印象表達的調節機制囿于“控制性加工 vs.自動化加工”的二元對立假設, 無法進行更加精細的劃分和更進一步的分析論證。此外, 與其他內隱測量一樣, 內隱刻板印象的測量也存在被試的克服偏向和猜測等因素對自動加工和控制加工分析造成干擾的問題。

針對以上問題和不足, 本研究首先通過展現情緒的內涵及其類型, 更加深入細致地探討情緒對內隱刻板印象表達的可能影響, 在實驗操縱中將情緒分為兩大類：彌散性情緒(diffuse moods)和指向性情緒(directional emotions)。彌散性情緒類似于以往刻板印象研究中優先于且獨立于群際情境產生的“附帶性情感” (Bodenhausen, 1993), 也就是指與具體任務無關, 具有微弱的、較持久的、彌散性等特點的心境。指向性情緒類似于以往研究中所說的源于群際情境本身的“整體性情感” (Bodenhausen,1993), 它與任務高度相關, 源自實驗情境, 指向特定對象, 具有相對較強、非持久性等特點。同時, 本研究考慮到效價維度, 將每類情緒分為積極情緒和消極情緒。實驗1關注彌散性情緒對內隱性別刻板印象表達的調節機制：通過音樂喚醒被試的不同彌散性情緒狀態(愉悅 vs.悲傷), 并操縱其即時觀念(刻板一致vs.刻板沖突), 探討二者對內隱性別刻板印象表達的影響。實驗2關注指向性情緒對內隱刻板印象表達的調節機制：通過視頻誘發被試不同的指向性情緒(同情vs.厭惡), 探討其如何調節大學生對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者的內隱刻板印象表達。需要說明的是, 以往研究選用“黑人–攻擊性”的種族刻板印象作為研究內容, 這與實驗范式(武器識別任務)的選擇緊密相關, 但“黑人–攻擊性”的種族刻板印象產生于西方文化背景下,對東方文化背景下的中國被試而言, 不具代表性。因此, 本研究選用大學生對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者的刻板印象作為研究內容之一。在考慮到這一刻板印象內容與種族刻板印象具有類似的負效價, 且實驗任務設置具有可操作性之外,對這一問題的關注亦具有現實意義。

其次, 本研究在IAT范式的基礎上引入四重模型分析技術(The quad model;Conrey, Sherman,Gawronski, Hugenberg, & Groom, 2005), 進一步細化情緒對內隱刻板印象表達的調節機制。基于對加工分離程序的進一步驗證與拓展而提出的四重模型理論認為, 對單一行為的加工主要有4個心理成分——激活(Activation/AC)、辨識(Detection/D)、克服偏向(Overcoming Bias/OB)、猜測(Guessing/G)——在起作用, 且這些成分的不同組合可以預測相應的行為反應。更細致的劃分能夠分離出克服偏向和猜測等因素在個體認知加工過程中的作用, 并且, 其良好的結構效度和預測效度(Conrey et al., 2005;Sherman et al., 2008)也預示著引入四重模型分析對于深入探討情緒對內隱刻板印象表達的調節機制更為必要。

2 實驗1 彌散性情緒對內隱性別刻板印象表達的調節

2.1 實驗設計

采用2(情緒狀態：積極vs.消極)×2(即時觀念類型：刻板一致vs.刻板沖突)的被試間實驗設計。因變量指標為IAT的D分數, 其值越高, 說明內隱刻板印象的表達越強。

2.2 被試

有償招募在校大學生88名(女生51名, 男生37名, 年齡：20～25歲), 視力或矯正視力正常。

2.3 材料

2.3.1 情緒誘發材料

莫扎特《G大調弦樂小夜曲》(用于積極情緒的喚醒), 馬勒《第五交響曲》(用于消極情緒的喚醒)(Niedenthal & Setterlund, 1994; Storbeck & Clore,2005)。

2.3.2 《PANAS情緒自評量表》(中文版)

譯編自Watson, Clark和 Tellegen (1988)編制的情緒自評量表PANAS, 該量表由20個形容詞組成,包括積極和消極兩個效價水平, 各由 10個形容詞組成。量表所有項目的內在一致性系數達到0.82, 積極和消極項目的內在一致性系數分別為0.85和0.83。采用5點等級計分法, 1表示體驗到的情緒“非常輕微或沒有”, 5表示“極為強烈”。

2.3.3 即時觀念操縱材料

參照以往文獻(Dasgupta & Asgari, 2004)的觀念操縱范式, 選取 16張知名女性領導者的照片及簡短介紹作為反刻板觀念組材料, 刻板一致觀念組為 16張花卉照片及簡短描述。以上圖片、文字介紹、背景音樂及實驗指導語通過SONY Vegas Pro v10.0視頻編輯軟件合成, 以視頻方式呈現。

2.3.4 IAT材料

男性、女性照片 16張; 領導者、支持者名稱16個。

實驗照片的篩選：通過互聯網搜索和自己拍攝的方式共獲得照片 48張(男性 25張, 女性 23張),并采用Adobe Photoshop CS3 Extended圖片處理軟件進行大小(156×216像素, 分辨率72像素)、灰度等后期處理后, 請40名大學生被試(男女各半)對每張照片的吸引力程度進行7點量表評價, 其中1為“非常不吸引人”, 7為“非常吸引人”。統計結果顯示照片平均吸引力程度最大值 M= 5.08, 最小值M= 2.68, M= 4.04, SD= 1.92。選擇平均吸引力程度在3.8～4.3 (適中)的照片16張(男性8張, 女性8張)作為實驗材料。

詞匯篩選：通過開放式問卷和訪談的方法收集與“領導者”和“支持者”有關的身份詞匯, 根據詞頻各選出前8個高頻詞(詞頻均超過69%)。

2.4 實驗程序

本實驗包含預備實驗和正式實驗兩部分, 具體過程如下：①進入實驗室后, 告知被試要完成一個心理學實驗, 牽涉的個人信息將完全保密, 強調實驗紀律, 并告知實驗流程, 指導被試在計算機上填寫個人情況, 完成《PANAS情緒自評量表》(前測),宣布實驗開始; ②被試被隨機分為 2組, 依照指導語要求, 聽音樂 4分鐘, 繼續伴隨音樂(約 6分鐘),完成即時觀念操縱任務(刻板沖突觀念組：16張知名女性領導者的照片, 附有簡短文字介紹; 刻板一致觀念組：16張花卉照片及簡短描述)。③進入正式實驗(IAT任務)。④情緒操縱有效性測查：完成《PANAS情緒自評量表》(后測)。

2.5 結果分析

2.5.1 情緒操縱有效性檢驗

在實驗任務開始前和完成后, 被試分別完成了《PANAS情緒自評量表》(前測; 后測), 結果見表1。

對積極情緒組被試的積極情緒誘發水平進行檢驗, 即對其PA前測得分和PA后測得分進行配對樣本t檢驗。結果發現, 積極情緒組被試PA前測得分(M = 2.84, SD = 0.72)顯著小于PA后測得分(M =3.16, SD = 0.64), t(44) = –3.32, p = 0.002, 這一結果說明音樂喚醒了被試的積極情緒。同時, 對積極情緒組被試的PA后測和NA后測得分進行配對樣本 t檢驗, 結果發現, 其 PA后測得分(M =3.16, SD = 0.64)顯著大于NA后測得分(M = 1.64,SD = 0.35), t(44) = 15.39, p < 0.001), 這說明實驗結束后被試仍處于積極情緒狀態。數據表明,積極情緒誘發組被試在實驗過程中處于積極情緒喚醒狀態, 即積極情緒誘發操縱是有效的。

表1 情緒喚醒操縱有效性檢驗

對消極情緒組被試的消極情緒誘發水平進行檢驗。結果發現, 消極情緒組被試NA前測得分(M = 1.74, SD = 0.43)顯著小于NA后測得分(M = 2.66, SD = 0.78), t(42) = –6.74, p < 0.001,這說明音樂喚醒了被試的消極情緒。對消極情緒組被試的NA后測和PA后測得分進行配對樣本t檢驗, 結果發現, 其NA后測得分(M = 2.66, SD =0.78)顯著大于PA后測得分(M = 2.28, SD = 0.66),t(44) = 2.43, p = 0.020), 這說明實驗結束后被試仍處于消極情緒狀態。數據表明, 消極情緒誘發組被試在實驗過程中處于消極情緒喚醒狀態,即消極情緒誘發操縱是有效的。

2.5.2 不同情緒狀態和即時觀念對內隱性別刻板印象表達的影響

對原始數據進行檢查整理, 所有被試均完成全部實驗, 且平均準確率≥80%, 小于300 ms的反應數≤10%。對IAT測驗結果做了如下處理：將大于 10000 ms的反應時刪除, 將錯誤反應的反應時記為該部分反應時的平均值加 600 ms(Greenwald, Nosek, & Banaji, 2003)。IAT效應指標為D分數。

對不同情緒狀態和不同即時觀念條件下大學生的內隱性別刻板印象表達的IAT效應的描述統計結果見表 2。以情緒狀態和即時觀念為自變量, 以內隱性別刻板印象表達的IAT效應為因變量, 進行兩因素方差分析。結果表明：情緒狀態主效應不顯著, F(1,84) = 0.08, p = 0.778, η= 0.001; 即時觀念主效應不顯著, F(1,84) = 2.64, p = 0.108, η= 0.030;情緒狀態和即時觀念交互作用顯著, F(1,84) =16.56, p < 0.001, η= 0.165, 如圖 1 所示。一個克服自動激活參數(Overcoming Bias/OB), 一個辨識力參數(辨識(Detection/D)和一個猜測參數(Guessing/G)。由于是組間設計, 故每種實驗處理下的G參數不同。分析數據為被試IAT反應的錯誤頻次。參數估計結果見表3。

表2 不同實驗處理下內隱性別刻板印象表達的IAT效應

表 3 不同實驗處理下大學生內隱性別刻板印象表達的四重模型分析參數估計

圖1 情緒狀態和即時觀念交互作用

簡單效應檢驗發現, 情緒狀態對與刻板印象一致的即時觀念條件下被試的內隱性別刻板印象表達存在顯著影響, F(1,84) = 7.34, p = 0.008, η=0.080, 說明當被試持有與刻板印象內容一致的即時觀念時, 積極情緒狀態下的被試內隱性別刻板印象的表達(M = 0.48, SD = 0.09)顯著高于消極情緒狀態下的被試(M = 0.14, SD = 0.09)。當被試持有與刻板印象不一致或相反的即時觀念時, 情緒狀態對其內隱性別刻板印象表達存在顯著影響, F(1,84) =9.26, p = 0.003, η= 0.099, 積極情緒狀態下的被試內隱性別刻板印象的表達(M = –0.04, SD = 0.09)顯著低于消極情緒狀態下的被試(M = 0.36, SD = 0.09)。

2.5.3 不同情緒狀態和即時觀念大學生的內隱性別刻板印象表達的四重模型分析結果

本實驗針對情緒狀態的兩個水平(積極 vs.消極)和即時觀念的兩個水平(刻板一致 vs.刻板沖突)共設定了 20個四重模型參數, 每種實驗處理下各自設定了兩個自動激活聯結參數(激活(Activation/AC;),

統計結果說明模型擬合良好, χ(12) = 4.14,p = 0.981。接下來依次檢驗不同實驗處理下各參數估計值。

首先, 在刻板一致條件下：

1)將不同情緒狀態下被試的“女性–支持者”的自動激活參數(AC)分別與 0進行比較, 發現積極情緒狀態下被試 AC參數值顯著大于 0, χ(1) =19.54, p < 0.001, 消極情緒狀態下被試AC參數值與0無顯著差異, χ(1) = 0.21, p = 0.643。進一步檢驗后發現, 兩種情緒狀態條件下的AC參數值存在顯著差異, χ(1) = 5.95, p = 0.015, 即積極情緒狀態下被試的“女性-支持者”自動激活參數(AC)值(0.047)顯著大于消極情緒狀態下被試的 AC參數值(0.005)。數據說明, 相比消極情緒狀態, 積極情緒狀態下的被試有更強的“女性–支持者”自動激活聯結, 而消極情緒狀態下被試的“女性–支持者”自動激活聯結幾乎為0;

2)將不同情緒狀態下被試的“男性–領導者”的自動激活參數(AC)分別與 0進行差異檢驗, 結果表明積極情緒條件下的AC參數值顯著大于0, χ(1)= 18.17, p < 0.001, 而消極情緒條件下的AC參數值與0沒有差異, χ(1) = 1.94, p = 0.164。進一步檢驗發現, 兩種情緒狀態條件下的AC參數值存在顯著差異, χ(1) = 3.86, p = 0.049, 即積極情緒狀態下被試的“男性-領導者”自動激活參數(AC)值(0.045)顯著大于消極情緒狀態下被試的AC參數值(0.013)。數據說明, 相比消極情緒狀態, 積極情緒狀態下的被試有更強的“男性–領導者”自動激活聯結, 而消極情緒狀態下被試的“男性–領導者”自動激活聯結幾乎為0;

3)將兩種情緒狀態下被試的克服自動激活聯結參數(OB)分別與0進行差異檢驗, 結果表明二者與0均無顯著性差異(積極：χ(1) = 0.00, p = 0.995;消極：χ(1) = 0.03, p = 0.867), 說明在這兩種情緒條件下, 被試都沒有克服自動激活聯結。

4)將兩種情緒狀態下被試的辨識力參數(D)分別與 0進行差異檢驗, 結果表明二者均顯著大于0(積極：χ(1) = 1894.42, p < 0.001; 消極：χ(1) =1930.02, p < 0.001)。兩種情緒狀態條件下的辨識力參數(D)進行比較后發現, 二者之間無顯著差異, χ(1) = 0.24, p = 0.626。說明兩種情緒條件下, 被試對目標概念和屬性概念具有同等的辨識力。

其次, 在刻板沖突條件下：

1)將不同情緒狀態下被試的“女性–支持者”自動激活參數(AC)分別與 0進行比較, 結果發現兩種情緒狀態下被試的AC參數值與0均無顯著差異(積極：χ(1) = 0.20, p = 0.655; 消極：χ(1) = 3.67,p = 0.055)。進一步檢驗后發現, 二者也無顯著差異,χ(1) = 0.69, p = 0.405;

2)將不同情緒狀態下被試的“男性–領導者”的自動激活參數(AC)分別與 0進行差異檢驗, 結果表明消極情緒條件下的 AC參數值顯著大于 0, χ(1) = 12.65, p < 0.001; 而積極情緒條件下的AC參數值與0差異不顯著, χ(1) = 0.12, p = 0.730。進一步檢驗發現, 兩種條件下的AC參數值存在顯著差異, χ(1) = 4.61, p = 0.032, 即消極情緒條件下的“男性-領導者”自動激活聯結參數 AC(0.038)顯著大于積極情緒條件下的 AC參數值(0.003)。這說明：相比積極情緒狀態, 消極情緒狀態下的被試有更強的“男性-領導者”自動激活聯結, 而積極情緒狀態下被試該自動激活聯結幾乎為0。

3)將兩種情緒狀態下被試的克服自動激活聯結參數(OB)分別與0進行差異檢驗, 結果表明二者與0均無顯著性差異(積極：χ(1) = 0.02, p = 0.894;消極：χ(1)≈0.00, p = 0.995), 說明在這兩種情緒條件下, 被試都沒有克服自動激活聯結。

4)將兩種情緒狀態下被試的辨識力參數值(D)分別與0進行差異檢驗, 結果表明二者均顯著大于0 (積極：χ(1) = 1958.63, p < 0.001; 消極：χ(1) =1793.28, p < 0.001)。兩種情緒狀態條件下的D參數值進行比較后發現, 二者之間無顯著差異, χ(1) =0.01, p = 0.940。說明兩種情緒狀態條件下, 被試對目標概念和屬性概念具有同等的辨識力。

此外, 對不同即時觀念(刻板一致 vs. 刻板沖突)條件下被試的自動激活聯結參數 AC值進行差異檢驗, 結果表明：對于積極情緒狀態下的被試,刻板一致條件下的 AC值(0.047)顯著大于刻板沖突條件下被試的AC值(0.005), χ(1) = 5.95, p =0.015, 同時, 刻板一致條件下的AC值(0.045)也顯著大于刻板沖突條件下被試的AC值(0.003), χ(1) =4.49, p = 0.026; 而對于消極情緒狀態下的被試, 刻板一致與刻板不一致條件下的 AC值和 AC值均無顯著差異(AC值：χ(1) = 0.90, p = 0.342, AC值：χ(1) = 1.79, p = 0.181)。

最后, 將4種實驗處理下被試的反應猜測參數(G)分別與 0.5比較, 結果發現積極情緒狀態-刻板一致組、消極情緒狀態-刻板一致組、積極情緒狀態-刻板沖突組、消極情緒狀態-刻板沖突組被試的G 參數值與 0.5均無顯著差異(χ(1) = 0.31, p =0.579; χ(1) = 0.05, p = 0.823; χ(1) = 0.27, p =0.604; χ(1) = 0.15, p = 0.702), 說明 4 種實驗處理下的被試均無猜測等反應偏向。

2.6 討論

首先, 本實驗參照前人研究(Niedenthal & Setterlund, 1994; Storbeck & Clore, 2005), 選取莫扎特的《G大調弦樂小夜曲》和馬勒的《第五交響曲》分別用于喚醒被試的積極彌散性情緒(愉悅)和消極彌散性情緒(悲傷)。結果表明, 對被試彌散性情緒的喚醒有效。

其次, 對IAT效應的方差分析結果與前人研究(Huntsinger et al., 2010)基本一致, 即在刻板一致即時觀念條件下, 積極情緒狀態的被試表現出更強的內隱性別刻板印象的表達, 而在刻板沖突即時觀念條件下, 即被試可獲得反刻板觀念時, 積極情緒反而抑制了內隱性別刻板印象的表達。這一結果再次支持了情緒通過調節可獲得的觀念, 進而調節由這些觀念引發的刻板印象的表達(Bri?ol et al., 2007;Clore & Huntsinger, 2007, 2009)的觀點。

進一步的四重模型分析結果從另一角度驗證了Huntsinger等(2009)提出的情緒調節的是自動化加工過程, 即消極情緒削弱了自動化加工的假設。并且, 與Huntsinger等(2009)采用加工分離程序(PDP)不同, 四重模型分析提供了更為精細的分析。

AC參數表示自動激活聯結, 值越大, 表明這一聯結被刺激任務激活的可能性越大。與很多雙加工理論中的刺激驅動、注意獲取的加工類似, AC參數與覺醒、意向和認知資源的獲得相對獨立。實驗結果表明當被試的即時觀念與刻板印象內容一致時, 積極情緒狀態下被試具有更強的“女性–支持者”和“男性–領導者”自動激活聯結, 而消極情緒狀態下被試的這兩項參數值幾乎為0。這說明刻板一致即時觀念條件下, 彌散性情緒通過調節“女性–支持者”和“男性–領導者”自動激活聯結成分來影響內隱性別刻板印象的表達, 具體而言, 消極彌散性情緒降低了“女性–支持者”和“男性–領導者”自動激活聯結程度, 進而抑制了內隱性別刻板印象的表達。相反, 當被試持有與刻板印象不一致或相反的即時觀念時, 相比積極情緒狀態, 消極情緒狀態下的被試有更強的 “男性–領導者”自動激活聯結(“女性–支持者”的自動激活聯結參數與 0差異不顯著),而積極情緒狀態下被試的這兩項參數值都幾乎為0,這說明在刻板沖突即時觀念條件下, 彌散性情緒主要通過調節 “男性–領導者”自動激活聯結成分來影響內隱性別刻板印象的表達。此條件下, 積極彌散性情緒反而降低了兩類自動激活聯結程度, 進而抑制了內隱性別刻板印象的表達。綜上, 實驗再次驗證了Clore和Huntsinger (2007, 2009)等人的觀點：積極彌散性情緒暗示著被試的任何即時觀念和反應傾向都是有價值的(消極情緒反之), 從而在一定程度上激活了這些觀念并影響了隨后反應。也就是說, 相比消極情緒, 積極情緒促進了被試頭腦中任何即時可得信息的激活, 進而調節(提高/降低)了固有的自動激活聯結并影響(促進/抑制)內隱性別刻板印象的表達。此外, 積極情緒狀態下, 不同即時觀念組被試的自動激活聯結差異顯著, 而消極情緒狀態下, 不同即時觀念組被試兩類自動激活聯結均無顯著差異的結果也說明積極情緒促進了頭腦中即時觀念的提取, 消極情緒對此并無作用。

D參數表示辨識適當反應的能力, 即代表正確反應能被確定的可能性, 在很大程度上反映了控制性加工。參數D會受到意向和認知容量的影響, 如被試在任務中的動機增強, 那么參數D值就會增加,反之亦然。實驗結果表明, 無論何種即時觀念類型,兩種彌散性情緒狀態的被試對目標概念和屬性概念具有同等的辨識力。這說明彌散性情緒未參與調節以D參數為代表的控制性加工過程。

OB參數表示成功克服自動激活聯結的偏向。當自動激活聯結(AC)與辨識力(D)提供的驅動不相容時, OB將會協調二者之間的關系。具體而言, 在本實驗的不相容任務中, 辨識力(D)和兩類自動激活聯結(AC)具有不同的驅動效應, 那么克服偏向(OB)將決定二者中哪一個最終驅動行為反應：如果克服偏向(OB)起作用, 即被試成功地克服了自動激活聯結(AC), 則辨識力(D)將驅動行為反應; 如果偏向沒有被克服(1-OB), 那么自動激活聯結(AC)將驅動行為反應。參數OB也受到認知容量和動機的影響, 即認知資源較少時, 克服偏向(OB)將變得更加困難; 同樣地, 被試動機較高時, 參數 OB值也會相應增加。實驗結果表明, 各個實驗處理下的被試都沒有成功克服自動激活聯結。

G參數代表的是在其它反應驅動缺失時的一種操作偏向, 即它不是一種隨機反應, 而是一種系統偏向。作為一種猜測加工, G參數既可以代表一種自動化加工, 也可以是某種具有意識性的猜測策略。實驗結果表明4種實驗處理下的被試均無明顯反應偏向。

綜上所述, 實驗1通過音樂有效地喚醒了被試不同效價的彌散性情緒, 并再次驗證了 Huntesinger等人(2009, 2010)提出的情緒通過調節可獲得的觀念, 進而調節由這些觀念引發的刻板印象表達的觀點。進一步的四重模型分析結果從另一角度驗證了Huntsinger等(2009)提出的情緒調節的是自動化加工過程的假設。但是, 與以往研究一樣, 本實驗僅僅關注于彌散性情緒(即, 心境)對內隱刻板印象表達的調節, 只考察了情緒的效價(愉悅度)這一維度,并未考慮情緒的強度(喚醒度)對內隱刻板印象表達的影響。實驗2探討不同指向性情緒如何調節大學生對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者的內隱刻板印象表達, 將關注更為強烈的、指向情境的社會性情緒的作用。

3 實驗2 指向性情緒對不同感染途徑艾滋病患者和病毒攜帶者內隱刻板印象表達的調節

3.1 實驗設計

采用2(感染途徑：輸血vs.性亂)×2(相對情緒效價：積極 vs.消極)的嵌套實驗設計。本實驗包括 2個因素：感染途徑和相對情緒效價。其中, 相對情緒效價是在感染途徑變量的基礎上進一步區分的,不同感染途徑條件下相對情緒效價的劃分標準并不完全相同, 因此, 如圖 2所示, 相對情緒效價是嵌套在感染途徑內的次級因素。故本實驗采用兩因素嵌套設計的分析方法。因變量指標為IAT的D分數,其值越高, 說明因變量內隱刻板印象的表達越強。

圖2 感染途徑與相對情緒效價變量關系

3.2 被試

有償招募在校大學生 80名, 視力或矯正視力正常。實驗過程中3名被試因個人原因未能完成實驗, 其數據被刪除, 有效被試77名(女生46名, 男生31名, 年齡：19～26歲)。

3.3 材料

3.3.1 情緒誘發材料

情緒誘發視頻的編輯和篩選：通過互聯網搜索下載和專家推薦(某市疾病預防控制中心提供預防艾滋病宣傳內部資料)的方式確定情緒誘發材料,使用SONY Vegas Pro v10.0視頻編輯軟件剪輯為三組情緒誘發視頻(同情情緒、厭惡情緒、中性情緒),文件格式為 MPEG-4, 視頻分辨率 720×480像素(24000 fps); 請5名心理學工作者根據視頻時長、視頻含義是否容易理解、視頻能否有效誘發預期的情緒等標準對三組視頻進行評價、修改, 最終確定三個視頻片段作為情緒誘發實驗材料。

情緒誘發視頻的主觀評定：以主觀報告的方法對視頻誘發情緒的效果進行評價, 參照Gross評定情緒誘發視頻片段的 16個情緒條目的報告問卷(Gross & Levenson, 1995), 剔除與本研究預期誘發情緒類型無關的條目, 并參考《現代漢語詞典》, 經過3名心理學專業研究生和2名漢語言文學專業研究生討論, 自編包含 8個條目的情緒主觀報告問卷。對各項目按Likert 9點計分方式評分, 從0(一點也沒有)到 8(非常強烈), 分數越高代表被試體驗到該情緒的強度越高。招募45名大學生被試(男女生各半), 隨機分為3組, 分別觀看視頻片段A、B、C, 完成情緒主觀報告問卷, 評分結果見表4。

對3個視頻片段情緒誘發效果的主觀報告結果表明：視頻片段A組被試的同情情緒評分(M = 6.60,SD = 1.06)顯著高于視頻片段 B、C組, F(2,44) =139.73, p < 0.001, 視頻片段B組被試的厭惡情緒評分(M = 6.67, SD = 0.98)顯著高于視頻片段A、C組,F(2,44) = 110.07, p < 0.001。其他情緒評分均小于4, 并且單因素方差分析事后多重比較檢驗結果表明：視頻片段A組被試和視頻片段B組被試對快樂、興趣、熱情、輕蔑、恐懼、憤怒6項情緒評分均無顯著差異, p＞0.01; 視頻片段 C組被試的快樂、興趣各類情緒的主觀報告評分均小于4。結果說明視頻A、B有效地誘發了被試相應的指向性情緒(同情、厭惡), 視頻 C有效地控制了被試的指向性情緒。

表4 情緒誘發效果報告

3.3.2 IAT材料

參照 Neumann等的實驗范式(Neumann, Hülsenbeck, & Seibt, 2004), 以頭像照片(艾滋病患者vs.正常人)和屬性詞(積極vs.消極)為IAT材料。

實驗照片的篩選：在實驗 1階段收集的 48張照片中, 選擇平均吸引力程度在 3.8～4.2的照片 8張(男性 4張, 女性 4張), 隨機劃分為兩組(每組有男性照片 2張, 女性照片 2張)作為實驗材料, 分別命名為組1和組2。在剩余照片中選擇吸引力程度適中的 32張(男性 16張, 女性 16張)作為實驗干擾材料。

屬性詞的篩選：參考《現代漢語詞典》(第5版) (中國社會科學院語言研究所詞典編輯室, 2008),經過3名心理學專業研究生和2名漢語言文學專業研究生討論, 選取積極屬性詞語和消極屬性詞語各10個。請30名大學生被試(男女生各半)對其積極-消極程度進行5點量表評價：1代表“非常積極”, 2代表“比較積極”, 3代表“不確定”, 4代表“比較消極”, 5代表“非常消極”。選出最典型的積極和消極屬性詞各4個(M= 1.67, SD= 0.68; M= 4.06, SD= 0.82)作為IAT實驗材料。

3.4 實驗程序

本實驗包含預備實驗和正式實驗兩部分, 具體過程如下：①進入實驗室后, 告知被試要完成一個心理學實驗, 牽涉的個人信息將完全保密, 強調實驗紀律, 并告知實驗流程, 指導被試在計算機上填寫個人情況, 宣布實驗開始; ②被試被隨機分為3組,依照指導語要求, 觀看視頻, 時長約10分鐘; ③進入正式實驗：包括“學習-測驗”任務和 IAT任務 2個階段。

階段1：“學習-測驗”任務

每個被試需首先完成實驗的學習階段, 即按照實驗指導語要求記住組1和組2中哪一組是艾滋病患者哪一組是非艾滋病患者的正常人, 為隨后的IAT分類任務做準備。在學習照片以前, 指導語會對照片中的艾滋病患者有一個描述, 告知其感染途徑(輸血vs.性亂)。輸血感染途徑對應的指導語是：“下面將呈現一系列照片, 這些照片中的人都是在一次意外事故后的輸血中不幸感染上了艾滋病毒,現在他們都是艾滋病患者。請努力認清并記住這些由于輸血不慎而感染上艾滋病毒的患者, 在以后的實驗任務中將需要你能準確、快速地辨認他們。”性亂感染途徑對應的指導語是：“下面將呈現一系列照片, 這些照片中的人都是在不健康的性亂行為中感染上了艾滋病毒, 現在他們都是艾滋病患者。請努力記住這些由于性亂行為而感染上艾滋病毒的患者, 在以后的實驗任務中將需要你能準確、快速地辨認他們。”兩個水平下, 與艾滋病患者相對應的正常人的照片學習指導語是一樣的, 都是“下面將呈現另外4張照片, 這些照片中的人是沒有感染艾滋病的正常人。同樣請努力記住他們, 在以后的實驗任務中也需要你能準確、快速地辨認他們。”被試隨機學習其中一類感染途徑的艾滋病患者照片。為平衡照片順序可能造成的影響, 有一半被試學到的是組1是艾滋病患者, 組2是未感染艾滋病的正常人, 另一半被試學到的是組2是艾滋病患者而組1是未感染艾滋病的正常人。學習效果通過一個 Eprime2.0編寫的實驗程序進行測驗, 在隨機呈現的 40張照片中按照學習階段的指導語做歸類任務(正常人; 艾滋病患者; 未出現), 只有當正確率達到95%(即最多允許出現2次錯誤)時方可進入下一階段的IAT實驗程序。

階段2：IAT任務

通過階段1測驗的被試立即開始進行IAT任務。

④情緒操縱有效性檢查：實驗結束后詢問被試實驗過程中同情厭惡等情緒體驗, 并對接受厭惡情緒喚醒的被試進行一對一的安撫和疏導。

3.5 結果與分析

3.5.1 情緒操縱有效性

對 3段情緒誘發視頻誘發效果的前測結果表明：視頻A、B能夠有效地誘發被試相應的指向性情緒(同情、厭惡), 視頻 C能夠有效地控制被試的指向性情緒。考慮到實驗的耗時和干擾等問題, 正式實驗中采用被試主觀報告方法檢查情緒操縱有效性。

實驗任務完成后, 詢問被試實驗過程中同情厭惡等情緒體驗, 其中視頻片段B (厭惡情緒)組有一名被試因個人原因, 厭惡情緒過于強烈, 中止了實驗, 其余被試均報告在整個實驗過程中一直處于同情或厭惡情緒體驗中, 中性情緒組被試均報告無強烈的同情或厭惡情緒體驗。實驗結束后, 對接受厭惡情緒喚醒的被試進行了一對一的安撫和疏導,被試報告感覺良好, 無不良情緒反應。

3.5.2 不同指向性情緒狀態大學生對不同感染途徑艾滋病患者內隱刻板印象表達的IAT效應

對 80名被試原始數據進行檢查整理：刪除沒有完成全部實驗和平均準確率低于0.8的被試(3名);將大于 10000 ms的反應時刪除, 將錯誤反應的反應時記為該部分反應時的平均值加 600 ms; 所有被試小于300 ms的反應數均大于10% (Greenwald et al., 2003)。經過上述處理后, 得到有效被試77名。

不同指向性情緒狀態下大學生對不同感染途徑艾滋病患者內隱刻板印象表達的IAT效應的描述統計結果見表5。

表5 對艾滋病患者內隱刻板印象表達的IAT效應

以感染途徑為主自變量, 相對情緒效價為次自變量, 以對艾滋病患者內隱刻板印象表達的IAT效應為因變量(指標為D 分數), 進行兩因素嵌套設計的方差分析。結果表明：感染途徑主效應極其顯著,F(1,73) = 23.60, p < 0.001, η= 0.244, 即大學生對因性亂行為感染的艾滋病患者的內隱刻板印象表達的IAT效應(M = 0.68, SD = 0.30)顯著大于對因輸血感染的艾滋病患者的內隱刻板印象表達(M = 0.35,SD = 0.31); 相對情緒效價主效應也顯著, F(2,73) =3.15, p = 0.049, η= 0.080, 即相對積極情緒效價組被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達的IAT效應(M = 0.43, SD = 0.30)顯著小于相對消極情緒效價組被試的IAT效應值(M = 0.61, SD = 0.36)。

3.5.3 不同指向性情緒狀態大學生對不同感染途徑艾滋病患者內隱刻板印象表達的四重模型分析

本實驗針對感染途徑的兩個水平(輸血vs.性亂)和相對情緒效價的兩個水平(積極 vs.消極)共設定了 20個四重模型參數, 每種實驗處理下各自設定了兩個自動激活聯結參數(AC), 一個克服自動激活聯結參數(OB), 一個辨識力參數(D)和一個猜測參數(G), 由于是組間設計, 故每種實驗處理下的G不同。分析數據為被試IAT反應的錯誤頻次。參數估計結果見表6。

表 6 對不同感染途徑艾滋病患者內隱刻板印象表達的四重模型分析參數估計

統計結果說明模型擬合良好, χ(12) = 19.39, p =0.08。依次檢驗各參數估計值：

1)將不同實驗處理下被試的艾滋病患者與消極屬性(艾滋病患者-“壞”)的自動激活聯結參數(AC)分別與 0進行比較, 結果表明輸血感染途徑水平下積極情緒(同情)組被試的AC參數值與0無顯著差異, χ(1) = 0.000, p = 0.970; 消極情緒(中性)組被試的AC參數值顯著大于0, χ(1) = 7.66, p =0.006; 性亂感染途徑水平下被試的 AC參數值均顯著大于0, 消極情緒(厭惡)組：χ(1) = 32.73, p <0.01; 積極情緒(中性)組：χ(1) = 17.21, p < 0.01。進一步檢驗發現, 性亂感染途徑-消極情緒(厭惡)組被試的 AC參數值(0.061)顯著大于輸血感染途徑-積極情緒組(同情)被試的 AC參數值(≈0.000),χ(1) = 7.15, p = 0.008; 輸血感染途徑下, 消極情緒(中性)組被試的 AC參數值(0.026)顯著大于積極情緒(同情)組被試 AC參數值(≈0.000), χ(1) = 7.58, p= 0.006。數據說明, 輸血感染-消極情緒(中性)組、性亂感染-積極情緒(中性)組和性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試具有較強的艾滋病患者與消極屬性(艾滋病患者-“壞”)的自動激活聯結; 相比輸血感染-積極情緒(同情)組, 性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試具有更強的艾滋病患者與消極屬性的自動激活聯結, 數據表明輸血感染-消極情緒(中性)組被試的這一自動激活聯結也強于輸血感染-積極情緒(同情)組;

2)將不同實驗處理下被試的正常人與積極屬性(正常人-“好”)的自動激活聯結參數(AC)分別與0進行比較, 結果表明輸血感染途徑水平下, 積極情緒(同情)組被試的 AC參數值與 0無顯著差異,χ(1) ≈ 0.000, p = 0.970; 消極情緒(中性)組被試的AC參數值顯著大于 0, χ(1) = 14.48, p < 0.001; 性亂感染途徑水平下被試的 AC參數值均顯著大于0, 消極情緒(厭惡)組：χ(1) = 18.47, p < 0.001; 積極情緒(中性)組：χ(1) = 23.5, p < 0.001。進一步檢驗發現, 性亂感染途徑-消極情緒(厭惡)組被試的AC參數值(0.046)顯著大于輸血感染途徑-積極情緒組(同情)被試的 AC參數值(≈0.000), χ(1) = 5.12,p = 0.024; 輸血感染途徑下, 消極情緒(中性)組被試的AC參數值(0.035)顯著大于積極情緒(同情)組被試 AC參數值(≈ 0.000), χ(1) = 3.94, p = 0.047。數據說明, 輸血感染-消極情緒(中性)組、性亂感染-積極情緒(中性)組和性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試具有較強的正常人與積極屬性(正常人-“好”)的自動激活聯結; 相比輸血感染-積極情緒(同情)組, 性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試具有更強的正常人與積極屬性的自動激活聯結, 同時, 輸血感染-消極情緒(中性)組被試的這一自動激活聯結也強于輸血感染-積極情緒(同情)組;

3)將不同實驗處理下被試的克服自動激活聯結參數(OB)分別與0進行差異檢驗, 結果表明4組被試的OB參數值與0均無顯著性差異, χ(1) ≈ 0.00,p = 0.963, 說明在這四種實驗處理下, 被試都沒有成功克服自動激活聯結。

4)將不同實驗處理下被試的辨識力參數值(D)分別與0進行差異檢驗, 結果表明4組被試的D參數值均顯著大于0(輸血感染-積極情緒組：χ(1) =1990.21, p < 0.001; 輸血感染-消極情緒組：χ(1) =1749.77, p < 0.001; 性亂感染-積極情緒組：χ(1) =1906.06, p < 0.001; 性亂感染-消極情緒組：χ(1) =1734.46, p < 0.001)。進一步檢驗發現, 輸血感染-積極情緒(同情)組被試與性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試的D參數值無顯著差異, χ(1) = 2.62, p =0.105; 輸血感染-消極情緒(中性)組被試與性亂感染-積極情緒(中性)組被試的D參數值無顯著差異,χ(1) = 0.12, p = 0.728; 然而, 輸血感染-積極情緒(同情)組被試的D參數值(0.895)顯著小于輸血感染-消極情緒(中性)組被試的D參數值(0.912), χ(1) =7.57, p = 0.006; 性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試的D參數值(0.869)顯著小于性亂感染-積極情緒(中性)組被試的 D 參數值(0.926), χ(1) = 9.24, p =0.002。數據說明, 4種實驗處理下的被試對目標概念和屬性概念都有一定的辨識力, 并且隨著指向性情緒強度(喚醒度)的增強, 辨識力減弱。

5)將不同實驗處理下被試的猜測反應參數(G)分別與 0.5進行比較, 結果發現輸血感染-積極情緒(同情)組、輸血感染-消極情緒(中性)組、性亂感染-積極情緒(中性)組、性亂感染-消極情緒(厭惡)組被試的 G參數值與 0.5均無顯著差異, χ(1) =2.21, p = 0.137; χ(1) = 1.27, p = 0.259; χ(1) = 1.59,p = 0.208; χ(1) = 0.58, p = 0.446, 說明 4 種實驗處理下的被試均無猜測等反應偏向。

3.6 討論

首先, 主試觀察和被試報告均表明本實驗中通過視頻方式對被試不同指向性情緒的喚醒和控制是有效的。其次, IAT效應方差分析結果表明感染途徑主效應極其顯著, 相比輸血感染途徑, 被試對因性亂行為感染的艾滋病患者和病毒攜帶者存有更強的消極內隱刻板印象。同時, 結果也表明相對情緒效價主效應顯著, 相對積極情緒效價組被試對艾滋病患者和病毒攜帶者的內隱消極刻板印象也相對較弱。進一步的四重模型分析對不同實驗處理下被試的AC(艾滋病患者-消極)、AC(正常人-積極)、OB (目標概念)、D、G等參數進行了估計和檢驗。

對 AC參數的檢驗結果表明除輸血感染–積極情緒(同情)組被試, 其余3組被試, 即輸血感染–消極情緒(中性)組、性亂感染-積極情緒(中性)組和性亂感染–消極情緒(厭惡)組被試均具有較強的艾滋病患者與消極屬性(艾滋病患者-“壞”)的自動激活聯結和正常人與積極屬性(正常人-“好”)的自動激活聯結。并且, 在輸血感染-積極情緒(同情)組和性亂感染–消極情緒(厭惡)組之間, 以及輸血感染–積極情緒(同情)組和輸血感染-消極情緒(中性)組之間, 這兩類自動激活聯結均有顯著差異。這說明指向性情緒調節了內隱刻板印象表達的自動化加工過程。由于這是一個嵌套設計, 感染途徑組內的相對情緒效價只是情緒強弱的差異, 而感染途徑組間的不同情緒效價才是真正意義上的情緒效價的差異(同情vs.厭惡), 所以感染途徑組間的AC差異顯著, 說明指向性情緒效價對內隱刻板印象表達的調節作用, 即積極指向性情緒(同情)通過降低 AC參數值, 進而抑制了對艾滋病患者的消極刻板印象的表達。同時, 感染途徑組內的 AC差異顯著, 說明指向性情緒強度(喚醒度)對內隱刻板印象表達的調節作用。

對反映控制性加工的 D參數的檢驗結果表明,4種實驗處理下的被試對目標概念和屬性概念都具有一定的辨識力。感染途徑組內D參數值差異顯著,說明隨著指向性情緒強度(喚醒度)的增強, 辨識力(D)減弱, 而 D參數值在感染途徑組間并無差異性顯著。這說明指向性情緒參與調節了以D參數為代表的控制性加工過程, 并且是情緒強度(喚醒度)的調節作用, 與效價無關, 即無論積極還是消極, 指向性情緒越強, 以D參數為代表的控制性加工越弱,進而促進內隱刻板印象的表達。

對OB參數的檢驗結果表明4種實驗處理下的被試均沒有成功克服自動激活聯結。最后, G參數與0.5的差異檢驗結果表明4種實驗處理下的被試均無猜測等反應偏向。

綜上所述, 實驗2通過視頻有效誘發了被試不同效價、不同喚醒度的指向性情緒, 結果表明被試對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者的內隱刻板印象表達不同; 積極效價的指向性情緒抑制了被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達, 而消極效價的指向性情緒促進被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達。進一步的四重模型分析發現與喚醒度較低的彌散性情緒相比, 具有較高喚醒度的社會性情緒, 特別是與刻板印象內容相關的指向性情緒,對內隱刻板印象表達的調節機制也有所不同：指向性情緒不僅調節內隱刻板印象表達的自動化加工過程, 即通過自動激活(AC)成分調節內隱刻板印象的表達, 也參與調節內隱刻板印象表達的控制性加工過程, 即通過辨識力(D)成分調節內隱刻板印象表達。

4 總討論

4.1 不同情緒對內隱刻板印象表達的調節

以往有關情緒對內隱刻板印象表達的調節機制的研究在實驗結果方面存在著分歧。本研究實驗1在驗證這一問題時沿用了前人研究范式(Huntsinger et al., 2010), 用音樂誘發被試的不同效價的彌散性情緒, 同時對其即時觀念進行操縱、控制, 實驗結果基本一致, 即在刻板一致即時觀念條件下, 積極情緒狀態的被試表現出更強的內隱性別刻板印象的表達, 而在刻板沖突即時觀念條件下, 即被試可獲得反刻板觀念時, 積極情緒反而抑制了內隱性別刻板印象的表達。這一結果再次支持了情緒通過調節可獲得的觀念, 進而調節由這些觀念引發的刻板印象的表達的觀點(Bri?ol et al., 2007; Clore &Huntsinger, 2007, 2009)。也就是說, 積極彌散情緒暗示著被試的任何可得觀念和反應傾向都是有價值的, 從而在一定程度上激活了這些觀念并影響了隨后反應。具體而言, 相比消極情緒, 積極彌散情緒應該促進被試頭腦中任何即時的可得信息的激活。

也有研究(DeSteno et al., 2004)發現, 憤怒而非一般消極情緒, 促進了對外群體的內隱偏見, 這一研究結果被解釋為憤怒和一般消極情緒對群際關系的相關性不同所致。的確, 以往研究大多關注于彌散性情緒(即, 心境)對內隱刻板印象表達的調節,只考察了情緒的效價(愉悅度)這一維度, 并未考慮情緒的強度(喚醒度)對內隱刻板印象表達的影響。本研究在明確情緒界定和分類的同時, 也關注更具社會現實意義的問題, 探討大學生對不同感染途徑(輸血感染、性亂感染)的艾滋病患者和病毒攜帶者的消極刻板印象, 關注更為強烈的、指向情境的社會性情緒在其中的調節作用。實驗2通過視頻誘發了被試不同效價、不同喚醒度的指向性情緒, 結果表明被試對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者的內隱刻板印象表達不同; 積極效價的指向性情緒抑制了被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達, 而消極效價的指向性情緒促進被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達。這說明與喚醒度較低的彌散性情緒相比, 具有較高喚醒度的社會性情緒, 特別是與刻板印象內容相關的指向性情緒, 對內隱刻板印象表達的調節有所不同：消極情緒會促進消極的內隱刻板印象的表達。

4.2 情緒對內隱刻板印象表達的調節機制

針對以往研究在對實驗結果的解釋方面存在的爭論, 本研究在探討不同情緒對內隱刻板印象表達的調節作用的基礎上, 引入四重模型來進一步分析這一調節作用究竟發生在認知加工的自動加工過程還是控制加工過程, 以及不同情緒分別是通過哪些心理成分(AC, OB, D, G)來調節內隱刻板印象的表達。

對實驗1的IAT結果的四重模型分析表明：一般情況下, 彌散性情緒通過調節自動激活聯結成分(AC)來影響內隱性別刻板印象的表達, 即消極彌散性情緒降低了“女性–支持者”和“男性–領導者”自動激活聯結程度, 進而抑制了內隱性別刻板印象的表達; 而當被試持有反刻板即時觀念時, 積極情緒狀態下被試的這兩項 AC參數值都幾乎為 0, 這說明此條件下, 積極彌散性情緒反而降低了兩類自動激活聯結程度, 進而抑制了內隱性別刻板印象的表達。同時, 對D參數的分析結果表明, 無論何種即時觀念類型, 兩種彌散性情緒狀態下的被試對目標概念和屬性概念具有同等的辨識力, 這說明彌散性情緒未參與調節以 D參數為代表的控制性加工過程。綜上, 實驗1結果說明彌散性情緒通過調節認知加工的自動化加工過程(AC), 進而調節內隱刻板印象的表達, 同時彌散性情緒未參與調節以D參數為代表的控制性加工過程。這從另一角度驗證了(Huntsinger et al., 2009; Huntsinger et al., 2010)的觀點, 即彌散性的消極情緒會給自動化加工傳遞消極因素, 減少對刻板印象之類的既定反應的自動激活和隨后表達。而積極彌散性情緒卻暗示著被試的任何即時觀念和反應傾向都是有價值的, 從而在一定程度上激活了這些觀念并影響了隨后反應。也就是說, 積極彌散性情緒促進了被試頭腦中任何即時可得信息的激活, 進而調節(提高/降低)了固有的自動激活聯結并影響(促進/抑制)內隱性別刻板印象的表達, 而消極彌散性情緒是抑制了自動化加工, 進而抑制內隱刻板印象的表達。

實驗2的IAT結果表明大學生對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者持有不同程度的內隱刻板印象：相比輸血感染途徑, 大學生對性亂行為感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者具有更消極的內隱刻板印象; 并且, 積極指向性情緒(同情)抑制了被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達, 而消極指向性情緒(厭惡)促進了被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達。進一步的四重模型分析對不同實驗處理下被試的AC(艾滋病患者–消極)、AC(正常人–積極)、OB (目標概念)、D、G等參數進行了估計和檢驗, 結果表明指向性情緒調節內隱刻板印象表達的自動化加工過程, 即通過自動激活聯結(AC)成分調節內隱刻板印象的表達。具體而言, 感染途徑組間AC參數差異顯著, 說明指向性情緒效價對內隱刻板印象表達的調節作用, 即積極指向性情緒通過降低AC參數值, 進而抑制了對艾滋病患者的消極刻板印象的表達。同時, 感染途徑組內AC參數差異也顯著, 說明指向性情緒強度(喚醒度)對內隱刻板印象表達的調節作用, 指向性情緒喚醒度越強, 其效價(積極/消極)對AC參數的調節作用(降低/提高)越強, 進而調節(抑制/促進)被試對艾滋病患者的消極刻板印象表達。與此同時, 對反映控制性加工的D參數的檢驗結果表明, 4種實驗處理下的被試對目標概念和屬性概念都具有一定的辨識力。感染途徑組內D參數值差異顯著, 說明情緒喚醒度調節D參數值的大小, 即隨著指向性情緒喚醒度的增強, 辨識力(D)減弱, 而 D 參數值在感染途徑組間并無差異性顯著, 這說明指向性情緒參與調節了以D參數為代表的控制性加工過程, 并且是情緒喚醒度的調節作用, 與效價無關, 即無論何種效價,指向性情緒越強, 以D參數為代表的控制性加工越弱。這可能是由于指向性情緒越強, 也就是人們越沖動, 會占用大量的認知資源, 受認知資源限制的控制性加工就會被削弱。

此外, 本研究中對OB參數的檢驗結果說明各實驗處理下的被試均沒有成功克服自動激活聯結。同時, G參數與0.5的差異檢驗結果表明各實驗處理下的被試均無猜測等反應偏向。

4.3 對IAT結果的四重模型分析

以往相關研究多采用武器識別任務(weaponidentification task)范式(Huntsinger et al., 2009; Huntsinger et al., 2010)和IAT任務范式(Huntsinger et al.,2010)測量內隱刻板印象表達。相比傳統的詞匯判斷任務、范疇歸類任務等方法, 武器識別任務更為有效地測量了個體的種族刻板印象, 但作為西方文化背景下的產物, 其局限于“黑人–攻擊性”的種族刻板印象, 缺少跨文化的普適性。本研究采用了前人研究中的IAT任務范式, 分別測量了被試的內隱性別刻板印象和對艾滋病患者及病毒攜帶者的內隱刻板印象, 并引入了四重模型理論(Quad Model)對IAT結果進行進一步分析。

在IAT任務中, 被試的相同行為反應很可能源于不同的心理機制, 比如, 表現出較低 IAT效應的被試有可能是因為他們成功克服了某一刻板印象的自動化聯結, 也可能是因為他們本身就沒有這種自動化聯結。IAT測量本身并不能分離這二者的不同。所以, 本研究在對IAT效應進行分析的基礎上,對2個實驗中被試的IAT反應錯誤率數據分別進行了四重模型分析。依據不同實驗設計, 分別設定四類參數(AC, OB, D, G)：AC參數反映了內隱刻板印象聯結被呈現刺激激活的可能性, 相反, 1–AC則表示聯結未被激活的可能性。D參數反映了準確覺察、辨識刺激的能力, 它代表在某一指定任務中確定一個與情境相符的恰當或正確反應的可能性。OB參數反映了成功克服某一激活聯結或行為沖動,并以一種與情境相符的恰當或正確反應取而代之的可能性。G參數反映的是在其它反應驅動缺失時的一種操作偏向, 研究中G參數代表偏好右手反應的可能性, 1–G則代表偏好左手反應的可能性。這四類參數分別反映了AC, OB, D, G四種心理成分在內隱測量中發生的概率。其不同組合形成的加工樹中的路徑各自代表一個特定反應的理論概率。

采用極大似然估計法(MLE)估算出使觀測值出現可能性最大的各參數值。卡方檢驗結果表明, 2個實驗中的模型均很好地擬合了數據, 即所獲得的參數值反映了相應加工成分參與行為反應的程度。在此基礎上進一步考察了各參數的效度, 即在多項式模型中進行假設檢驗：設定兩個或更多參數彼此相等, 或設定參數等于某個特殊值(如0或0.5)。四重模型分析的應用使本研究在探討不同彌散性情緒和指向性情緒調節內隱刻板印象表達的內在機制這一問題上獲得了新的有意義的結果, 進一步完善了情緒對內隱刻板印象表達的調節機制的相關理論, 給這一領域提供了新的具有方法論意義的研究視角。同時, 本研究也為四重模型在內隱社會認知領域的應用提供了證據。

5 結論

(1)當被試即時觀念與刻板印象內容一致時,積極彌散性情緒促進內隱刻板印象的表達; 反之,當被試持有與刻板印象內容不一致或相反的即時觀念時, 積極彌散性情緒抑制內隱刻板印象的表達;

(2)彌散性情緒通過調節認知加工的自動化加工過程(AC), 進而調節內隱刻板印象的表達; 彌散性情緒未參與調節以 D參數為代表的控制性加工過程;

(3)大學生對不同感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者持有不同程度的內隱刻板印象：相比輸血感染途徑, 大學生對性亂行為感染途徑的艾滋病患者和病毒攜帶者具有更消極的內隱刻板印象;

(4)指向性情緒效價和感染途徑影響大學生對艾滋病患者的內隱刻板印象表達：被試對不同感染途徑的艾滋病患者的內隱刻板印象的表達不同; 積極效價的指向性情緒將抑制被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達, 消極效價的指向性情緒將促進被試對艾滋病患者的內隱刻板印象表達;

(5)指向性情緒調節內隱刻板印象表達的自動化加工過程, 即通過自動激活(AC)成分調節內隱刻板印象的表達;

(6)指向性情緒也參與調節內隱刻板印象表達的控制性加工過程, 即通過辨識力(D)成分調節內隱刻板印象表達。

Allport, G. W. (1954). The nature of prejudice. New York:Addison-Wesley.

Bless, H., & Schwarz, N. (1999). Sufficient and necessary conditions in dual-process models: The case of mood and information processing. In S. Chaiken & Y. Trope (Eds.),Dual-process theories in social psychology (pp. 423–440).New York: Guilford Press.

Bodenhausen, G. V. (1993). Emotion, arousal and stereotypic judgment: A heuristic model of affect and stereotyping. In D. M. Mackie & D. L. Davis, (Eds.), Affect, cognition and stereotyping: Interactive processes in intergroup perception(pp. 13–37). San Diego,CA: academic press.

Bodenhausen, G. V., Kramer, G. P., & Süsser, K. (1994). Happiness and Stereotypic Thinking Social Judgment. Journal of Personality and Social Psychology, 66(4), 621–632.

Bodenhausen, G. V., Sheppard, L. A., & Kramer, G. P. (1994).Negative affect and social judgment: The differential impact of anger and sadness. European Journal of Social Psychology,24(1), 45–62.

Bri?ol, P., Petty, R. E., & Barden, J. (2007). Happiness versus sadness as a determinant of thought confidence in persuasion:A self-validation analysis. Journal of Personality and Social Psychology, 93(5), 711–727.

Clore, G. L., & Huntsinger, J. R. (2007). How emotions inform judgment and regulate thought. Trends in Cognitive Sciences,11(9), 393–399.

Clore, G. L., & Huntsinger, J. R. (2009). How the object of affect guides its impact. Emotion Review, 1(1), 39–54.

Clore, G. L., Wyer, R. S., Dienes, B., Gasper, K., Gohm, C., &Isbell, L. (2001). Affective feelings as feedback: Some cognitive consequences. In L. Martin & G. Clore (Eds.), Theories of mood an cognition: A user’s handbook (pp. 27–62). NJ:Erlbaum.

Conrey, F. R., Sherman, J. W., Gawronski, B., Hugenberg, K.,& Groom, C. J. (2005). Separating multiple processes in implicit social cognition: The quad model of implicit task performance. Journal of Personality and Social Psychology,89(4), 469–487.

Dasgupta, N., & Asgari, S. (2004). Seeing is believing:Exposure to counterstereotypic women leaders and its effect on the malleability of automatic gender stereotyping.Journal of Experimental Social Psychology, 40(5), 642–658.

DeSteno, D., Dasgupta, N., Bartlett, M. Y., & Cajdric, A.(2004). Prejudice from thin air the effect of emotion on automatic intergroup attitudes. Psychological Science, 15(5),319–324.

Greenwald, A. G., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003).Understanding and using the implicit association test: I. An improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology, 85(2), 197–216.

Gross, J. J., & Levenson, R. W. (1995). Emotion elicitation using films. Cognition & Emotion, 9(1), 87–108.

Huntsinger, J. R., Sinclair, S., & Clore, G. L. (2009). Affective regulation of implicitly measured stereotypes and attitudes:Automatic and controlled processes. Journal of Experimental Social Psychology, 45(3), 560–566.

Huntsinger, J. R., Sinclair, S., Dunn, E., & Clore, G. L. (2010).Affective regulation of stereotype activation: It’s the(accessible) thought that counts. Personality and Social Psychology Bulletin, 36(4), 564–577.

Jacoby, L. L. (1991). A process dissociation framework:Separating automatic from intentional uses of memory.Journal of Memory and Language, 30(5), 513–541.

Lippman, W. (1922). Public opinion. New York: Harcourt &Brace.

Neumann, R., Hülsenbeck, K., & Seibt, B. (2004). Attitudes towards people with AIDS and avoidance behavior:Automatic and reflective bases of behavior. Journal of Experimental Social Psychology, 40(4), 543–550.

Niedenthal, P. M., & Setterlund, M. B. (1994). Emotion congruence in perception. Personality and Social Psychology Bulletin, 20(4), 401–411.

Park, J., & Banaji, M. R. (2000). Mood and heuristics: The influence of happy and sad states on sensitivity and bias in stereotyping. Journal of Personality and Social Psychology,78(6), 1005–1023.

Payne, B. K. (2001). Prejudice and perception: The role of automatic and controlled processes in misperceiving a weapon.Journal of Personality and Social Psychology, 81(2), 181–192.Payne, B. K. (2005). Conceptualizing control in social cognition: How executive functioning modulates the expression of automatic stereotyping. Journal of Personality and Social Psychology, 89(4), 488–503.

Schwarz, N., & Clore, G. L. (2007). Feelings and phenomenal experiences. In E. T. Higgins & A. Kruglanski (Eds.),Social psychology: A handbook of basic principles (pp.385–407). New York: Guilford Press.

Sherman, J. W., Gawronski, B., Gonsalkorale, K., Hugenberg,K., Allen, T. J., & Groom, C. J. (2008). The self-regulation of automatic associations and behavioral impulses. Psychological Review, 115(2), 314–335.

Storbeck, J., & Clore, G. L. (2005). With sadness comes accuracy; With happiness, false memory mood and the false memory effect. Psychological Science, 16(10), 785–791.

Stroessner, S. J., Hamilton, D. L., & Mackie, D. M. (1992).Affect and stereotyping: The effect of induced mood on distinctiveness-based illusory correlations. Journal of Personality and Social Psychology, 62(4), 564–576.

The Chinese Academy of Social Sciences Language Institute Dictionary Editorial Office. (2008). Modern Chinese Dictionary (5th ed.). Beijing, China: The Commerical Press.

[中國社會科學院語言研究所詞典編輯室. (2008). 現代漢語詞典 (第5版). 北京: 商務印書館.]

Wang P. (2000). Affection, cognition and stereotyping. In P.Wang (Ed.), Stereotypes of theory and research (pp. 180–192).Lanzhou, China: Gansu Education Publishing House.

[王沛. (2002). 情感、認知與刻板化. 見 刻板印象的理論與研究 (pp. 180–192). 蘭州: 甘肅教育出版社.]

Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54(6), 1063–1070.

Wilder, D. A. (1993). The role of anxiety in facilitating stereotypic judgments of outgroup behavior. In D. M.Mackie & D. L. Hamilton (Eds.), Affect, cognition, and stereotyping: Interactive processes in group perception (pp.87–109). San Diego,CA: Academic Press.