新聞報道對犯罪和好人刻板印象形成與改變的影響

宋小青?白晶?李林?宋靜靜

摘 要 新聞報道是刻板印象形成和轉變的重要影響因素，為探究新聞報道在積極與消極刻板印象的形成與轉變過程中的作用，采用實驗法探究被試對虛構群體的犯罪和好人刻板印象的形成與改變過程。首先，通過操作八篇報道中犯罪事件和助人事件的比例將被試隨機分為先形成犯罪刻板印象組、先形成好人刻板印象組和控制組三組。第二天，呈現另外八篇新的關于該虛構群體的報道，確保兩天內各組被試閱讀的犯罪和助人報道的數量一致。結果發現：第一天的媒體報道能夠有效地誘導被試形成相應的犯罪刻板印象或者好人刻板印象，第二天的新聞報道也會誘導被試第一天形成的刻板印象在第二天發生改變。并且，被試在第二天對先形成犯罪刻板印象組的熱情評價高于先形成好人刻板印象組和控制組，研究結果證實了刻板印象轉變過程中的標準轉換模型。

關鍵詞 刻板印象形成；刻板印象轉變；犯罪刻板印象；積極刻板印象

分類號 B849

DOI：10.16842/j. cnki. issn2095-5588.2023.05.002

1 引言

新聞媒體是刻板印象形成和轉變的重要影響因素，電視新聞（Dixon & Azocar， 2007）、報紙（Arendt et al.， 2014）、流行的電視節目（Weisbuch et al.， 2009）等均會誘發刻板印象和偏見的形成并促進其傳播。如果媒體經常報道某群體成員犯罪，讀者則會形成該群體都是罪犯的消極群體刻板印象。本研究擬采用實驗研究關注新聞媒體報道如何誘發犯罪刻板印象和好人刻板印象的形成以及轉變，這有助于人們動態了解刻板印象的轉變過程，豐富社會認知的相關理論，對于尋找降低刻板印象的針對性干預方法具有指導和實踐意義。

已經有大量學者研究了電視媒體在非裔美國人犯罪刻板印象形成中的作用（Dixon， 2017a， 2017b; Dixon & Williams， 2015; Jabold， 2019; Weisbuch et al.， 2009），這種影響是通過多種路徑同時實現的。首先，這些新聞可能會誤導讀者，使其認為黑人犯罪率很高。已有研究證明，媒體對不同群體刑事犯罪報道所占的比例可能與他們實際的比例不符（ Dixon， 2017a; Dixon & Linz， 2000a）。Dixon 和 Linz（2000a， 2000b）比較了電視新聞中和現實官方數據中黑人、白人和拉丁裔的犯罪率，結果發現新聞中呈現的黑人和拉丁裔的犯罪率虛高。其次，看新聞等可能導致觀眾形成和強化非裔美國人的罪犯角色，并且強化白人是受害者或者警察的社會角色。Dixon和Azocar（2007） 發現觀眾傾向于把身份不明的嫌疑人錯記為黑人，并且黑人犯罪嫌疑人更可能被認為有罪。其次，讀者看了描述黑人犯罪的新聞會加深和強化對黑人的犯罪刻板印象（Dixon & Azocar， 2007），從而將個體成員的犯罪行為拓展為該群體成員的典型行為，并進一步認為黑人群體比其他群體更不可能取得成功，以及更可能從事犯罪行為（Dixon & Azocar， 2007）。最后，電視媒體對群體消極刻板印象的傳播還會降低內群體成員的自尊（Shafer & Rivadeneyra， 2020），影響內群體成員的行為表現，他們可能因為知覺到外群體成員對自己的歧視和偏見而表現出更多的沖動行為和攻擊行為，這反而驗證了人們對該群體的消極刻板印象。

與此同時，研究者也開始關注媒體報道與刻板印象形成和改變的因果關系。有研究采用實驗法發現觀看黑人犯罪的新聞報道會增加人們對黑人面孔知覺時的威脅感知（Arendt， 2015）。也有研究采用縱向研究關注媒體報道與內群體成員態度的因果關系（Riva et al.， 2017）。在Jabold（2019）的實驗研究中，被試被隨機分至公平報道組和不公平報道組，公平報道組的被試需要看四篇關于虛擬群體A和四篇關于虛擬群體B的犯罪報道。不公平報道組的被試需要看兩篇關于虛擬群體A或者B以及六篇關于另一個虛擬群體的犯罪報道。結果表明，不公平組被試形成了關于虛擬群體的消極犯罪刻板印象。

研究人員對犯罪刻板印象的改變有不同的看法。一些研究人員指出，犯罪刻板印象一旦形成，很難改變。即便呈現反刻板材料也不能改變原有的刻板印象。人們在生活中會進行自我驗證，更容易注意到符合刻板預期的信息，對刻板化信息的反應速度更快。而對于不符合刻板印象的信息，人們會花費更多的時間和精力去關注和思考（Dickter & Gyurovski， 2012; Garcia-Marques et al.， 2016; Jerónimo et al.， 2017），并試圖解釋這些不一致信息（Sekaquaptewa et al.， 2003; Sekaquaptewa & Espinoza， 2004），將其感知為非典型的或者不正確的，以維持現有的刻板印象（Song & Zuo， 2016）。因此當向人們解釋該群體的犯罪率總體上并沒有高于其他群體時，人們可能會忽視該信息，或者認為這是小樣本數據的非典型結果，進而仍然維持這個群體高犯罪率刻板印象的內隱態度。

也有研究積極關注刻板印象的改變方法，認為反刻板印象信息的呈現可以有效減少先前形成的刻板印象。這可能是因為反刻板印象信息的呈現會減少人們使用啟發式思維（Prati et al.， 2015），促進認知靈活性的發展（Damer et al.， 2019），最終導致刻板印象減少（Eimear et al.， 2015; Pedulla， 2014）。也有學者關注內群體身份、社會分類等其他改變刻板印象的干預方法（陳莉， 2021）。根據以上研究，反刻板材料是否能夠改變刻板印象似乎存在矛盾的結果，我們推測是否能將反刻板材料解釋為群體典型特征是其中的重要條件變量，如果人們能輕松將反刻板目標解釋為非群體典型成員，則不會導致刻板印象的轉變。

以往關于犯罪刻板印象形成和改變的研究存在以下局限性：首先，它們通常是分別對刻板印象的形成和轉變進行的獨立研究（Dixon & Azocar， 2007; Eimear et al.， 2015），比如采用實證研究回溯和分析社會環境（媒體、家庭和學校教育）對刻板印象形成的影響（Dixon & Azocar， 2007; Tiedemann， 2000），以及反刻板材料對群體刻板印象轉變的作用（Eimear et al.， 2015），而較少動態地、連續地探究刻板印象的形成和轉變過程。其次，主要集中于現實中已經存在的群體：性別和年齡等。然而，在研究這些群體刻板印象時，通常是從理論和經驗層面分析形成過程、內容和形態（佐斌， 2015）。有實證研究分析電視媒體暴露與青少年刻板印象程度的相關（Tiedemann， 2000; Davies et al.， 2002），但并不能證實電視媒體對青少年刻板印象形成的因果關系。并且這些對現實群體的研究都因為被試已經存在相應的群體刻板印象而導致研究結果的效度和說服力不高。因此，有必要關注虛構群體，采用實驗研究更好地回答新聞媒體和刻板印象形成的因果關系，更清晰、全面地模擬刻板印象形成和改變的動態過程。此外，以往研究探討了犯罪刻板印象的形成和轉變（Jabold， 2019），消極刻板印象的形成可能比積極刻板印象的形成更加容易（Richey et al.， 1982），并且消極刻板印象的轉變可能比積極刻板印象的轉變更加困難。但是尚沒有實驗研究嘗試探究積極刻板印象和消極刻板印象的形成和轉化機制是否存在差異。

基于以上內容，本研究關注人們對虛構群體的犯罪刻板印象和好人刻板印象的形成和改變過程。我們第一天向被試呈現該虛構群體的相關媒體報道，讓被試分別對其形成犯罪刻板印象或者好人刻板印象。根據以往文獻，我們呈現六篇關于該群體的犯罪報道和兩篇助人事件報道（犯罪率達到75%）以形成對該群體的犯罪刻板印象。第二天，呈現新的媒體報道，即反刻板印象材料，并再次測量被試對該群體的刻板印象以分析其改變（Jabold， 2019）。先形成犯罪刻板印象組的被試第二天閱讀兩篇犯罪報道和六篇助人事件報道（助人事件概率達到了75%），此時，被試不能將這些反刻板印象材料解釋為非典型成員的偶然事件，并且兩天的媒體報道結合起來顯示該虛構群體的犯罪率和助人行為概率均為50%，誘導被試意識到該群體成員就像所有其他群體中一樣既有好人也有壞人。

我們假設，對虛構群體更高比例的犯罪報道會誘發被試在第一天形成對該群體的犯罪刻板印象，第二天呈現的該虛擬群體的犯罪率和助人行為概率相當的材料會導致犯罪刻板印象降低。對虛構群體更高比例的助人報道會誘發被試在第一天形成對該群體的好人刻板印象，第二天呈現的該虛擬群體的犯罪率和助人行為概率相當的材料會導致好人刻板印象降低。

2 方法

2.1 被試

來自中國中部一所大學的58名大學生參與了這項研究。年齡從19歲到32歲（M=22.40，SD=2.31）。其中男性17名（29.3%），女性41名（70.7%）。20名受訪者來自農村（34.5%），38名受訪者來自城市（65.5%）。本研究采用G*power方法計算所需樣本量，設置效應量為f=0.5，統計效力為0.8，df=5，所需樣本量為86，因為前后測為重復測量，因此所需樣本量為43個。

2.2 實驗材料與測量工具

2.2.1 實驗材料

實驗所用的媒體報道選自央視新聞微博官方賬號，采用專家主觀評價法選取犯罪報道16篇和好人好事報道16篇，三名心理學專家討論篩選，盡可能確保每個類型里面的16篇報道的效價喚起程度相似，以及材料具有同質性。犯罪報道主要包括偷、殺、搶、奪等犯罪行為，好人好事報道主要包括做慈善、救人、助人等。每篇報道字數大約100字。同時，我們對每篇報道的內容進行適當修改，刪除了有關時間和地點的信息，替換了罪犯的姓名。

2.2.2 測量工具

外顯犯罪刻板印象：使用7點語義差異量表測量被試對該虛構群體的外顯犯罪刻板印象，包含五對詞語（例如，誠實和不誠實）以匹配犯罪刻板印象的內容（MacLin & Herrera， 2006），采用7級評分，-3表示具有非常少這種特質，+3表示具有非常多這種特質。這一測量方法在以往研究中被證實是科學有效的（MacLin & Herrera， 2006）。本研究中，該問卷的內部一致性系數是0.80。

好人刻板印象：要求被試判斷該虛構群體成員具有熱情相關特質的程度，包括友好、熱情、善良、有愛心和無私，采用7級評分，-3表示具有非常少這種特質，+3表示具有非常多這種特質。所有特質的得分總和為被試對該虛構群體的好人刻板印象，該研究方法已經被廣泛用于研究對某群體的熱情刻板印象（Song & Zuo， 2016）。在本研究中，該問卷的內部一致性系數是0.90。

整體好感度：為評估被試對虛構群體的態度和喜歡程度，采用一道題目進行好感度測量，使用6點計分，1表示好感度較低，6表示具有非常高的好感度，分數越高，代表被試對虛構群體的好感度越高（Judd et al.， 1995）。

2.3 研究程序

本研究獲得第一作者所在單位的倫理委員會的許可。參考以往研究，該研究連續兩天在線進行（Jabold， 2019）。第一天，被試簽署了知情同意書，隨后提供人口統計學信息。此后，向被試介紹虛構群體“Laapians”，告訴被試Laapians代表的是真實存在的某一新興社會群體，為了進行科學研究，將其名字進行了英文字母替換，該群體的典型特征是群體成員的英文名字均以lap為結尾（Ratliff & Nosek， 2010）。介紹完該虛構群體的情況以后，被試被隨機分為三個實驗條件：（1）同等概率組，即控制組，被試閱讀關于虛構群體的8篇報道（Jabold， 2019），包含4篇犯罪報道和4篇助人行為報道。（2）高犯罪率組，即先形成犯罪刻板印象組，被試閱讀關于該虛構群體的6篇犯罪報道和2篇助人行為報道。（3）高助人率組，即先形成好人刻板印象組，被試閱讀關于該虛構群體的2篇犯罪報道和6篇助人行為報道。在呈現這些報道之前告知被試稍后需要回答與這些文章有關的事實性問題，以保證被試認真閱讀。8篇報道的呈現順序是隨機的。最后測量被試對目標群體的反社會犯罪刻板印象和好人刻板印象，以及對目標群體的好感程度。

第二天，被試再次填寫知情同意書。同第一天一樣，了解該虛構群體，并且閱讀關于該群體的8篇新的不同的媒體報道。同等概率實驗條件的被試第二天仍然閱讀4篇犯罪報道和4篇助人報道。第一天高犯罪率組的被試，在第二天則閱讀6篇助人報道和2篇犯罪報道。第一天高助人率組的被試在第二天則閱讀6篇犯罪報道和2篇助人報道。因此三種實驗條件下的被試在兩天時間里均閱讀了8篇關于該虛擬群體的犯罪報道和8篇助人報道，只是呈現順序不同。最后測量被試的犯罪和好人刻板印象、對目標的好感程度。實驗完成后，向被試表示感謝并提供一定報酬。

3 結果

3.1 犯罪刻板印象

采用2（時間：第一天，第二天）×3（組別：先形成熱情印象，先形成犯罪印象，對照）混合測量方差分析測量媒體報道對犯罪刻板印象的影響。結果表明，時間和組別的主效應不顯著，F（1， 55）=1.30，p=0.26，η2p=0.02；F（2，55）=0.92，p=0.40，η2p=0.03，時間與組別交互作用顯著，F（2，55）=47.15，p<0.001，η2p=0.63。

簡單效應分析結果表明，組別在第一天的簡單效應顯著，F（2，55）=18.65，p<0.001，η2p=0.40，事后檢驗結果表明被試對先形成犯罪刻板印象組的反社會評價（M=5.94，SD=4.61）高于先形成好人刻板印象組（M=-2.94，SD=3.94）和對照組（M=-1.20，SD=5.56）。組別在第二天的簡單效應也顯著，F（2，55）=23.98，p<0.001， η2p=0.47，被試第二天對先形成犯罪刻板印象組的反社會評價（M=-5.89，SD=4.54）低于先形成好人刻板印象組（M=4.84，SD=4.88）和對照組（M=0.00，SD=5.49），并且對先形成好人刻板印象組的反社會評價高于對照組。

簡單效應分析還表明，時間在先形成好人刻板印象組的簡單效應顯著，F（1，55）=28.63， p<0.001， η2p=0.34，第一天對目標的反社會評價（M=-2.94，SD=3.94）低于第二天（M=4.84，SD=4.88）。時間在先形成犯罪刻板印象組的簡單效應也顯著，F（1，55）=66.16，p<0.001，η2p=0.55，第一天對目標的反社會評價（M=5.94，SD=4.61）高于第二天（M=-5.89，SD=4.54）。時間在對照組的簡單效應不顯著，F（1，55）=0.72，p=0.41， η2p=0.01。

此外，我們還分析了組別對兩次刻板評價變化程度的影響。單因素方差分析結果表明，組別的影響顯著，F（2，55）=9.60，p<0.001，η2p=0.26，先形成犯罪刻板印象組和先形成好人刻板印象組（M=11.84，SD=7.57；M=8.42，SD=5.04）的評價變化程度比對照組的（M=4.00，SD=3.55）高，并且先形成犯罪刻板印象組的刻板評價變化程度略高于先形成好人刻板印象組。

3.2 好人刻板印象

采用2（時間：第一天，第二天）×3（組別：先形成好人刻板印象，先形成犯罪刻板印象，對照）混合測量方差分析。結果顯示，時間與組別的主效應不顯著，F（1，55）=0.001， p=0.98；F（2，55）=0.23，p=0.79，η2p=0.01，二者交互作用顯著，F（2，55）=39.70，p<0.001，η2p=0.59。

簡單效應分析結果表明，組別在第一天的簡單效應顯著，F（2，55）=20.53，p<0.001，η2p=0.43，對先形成犯罪刻板印象組的熱情評價（M=-3.21，SD=5.07）低于先形成好人刻板印象組（M=6.79， SD=5.19）和對照組（M=3.30， SD=4.38），對先形成好人刻板印象組的熱情評價高于對照組。組別在第二天的簡單效應也顯著F（2， 55）=16.63，p<0.001，η2p=0.38，對先形成犯罪刻板印象組的熱情評價（M=7.05， SD=4.96）高于先形成好人刻板印象組（M=-1.42， SD=5.07）和對照組（M=1.2， SD=3.83）。

簡單效應分析還顯示，時間在先形成熱情犯罪刻板印象組的簡單效應顯著，F（1，55）=30.17，p<0.001，η2p=0.35，第一天對目標的熱情評價程度（M=6.79，SD=5.19）高于第二天（M=-0.42，SD=5.07）。時間在先形成犯罪刻板印象組的簡單效應也顯著，F（1，55）=47.15，p<0.001，η2p=0.46，第一天對目標的熱情評價程度（M=-3.21，SD=5.07）低于第二天（M=7.05，SD=4.96）。時間在對照組條件下的簡單效應不顯著，F（1，55）=2.08，p=0.15，η2p=0.04。

此外，我們還分析了組別對熱情評價變化程度的影響，單因素方差因素分析結果表明，組別的效應是顯著的，F（2，55）=9.70，p<0.001，η2p=0.26。先形成犯罪刻板印象組和先形成好人刻板印象組（M=10.78，SD=7.33；M=8.84，SD=5.90）的熱情評價變化的程度比對照組的高（M=3.00，SD=3.49）。并且先形成犯罪刻板印象組的評價變化程度略高于先形成好人刻板印象組。

3.3 目標的好感度

使用2（時間：第一天，第二天）×3（組別：先形成好人刻板印象，先形成犯罪刻板印象，對照）混合測量方差分析。結果顯示，時間與組別的主效應不顯著，F（1，55）=1.52，p=0.22，η2p=0.03；F（2，55）=0.14， p=0.87，η2p=0.01，二者的交互作用顯著，F（2，55）=50.48，p<0.001，η2p=0.65。

簡單效應分析結果表明，組別在第一天的簡單效應顯著，F（2，55）=24.76，p<0.001， η2p=0.47，被試對先形成好人刻板印象組的好感度評價（M=4.58，SD=0.84）高于先形成犯罪刻板印象組（M=2.58，SD=0.84）和對照組（M=3.55，SD=0.94），并且對先形成犯罪刻板印象組的好感度評價低于對照組。組別在第二天的簡單效應也顯著，F（2，55）=13.35，p<0.001，η2p=0.32，對先形成犯罪刻板印象組的好感度評價（M=4.32，SD=1.00）高于先形成好人刻板印象組（M=2.53，SD=1.22）和對照組（M=3.30，SD=0.98），并且對先形成好人刻板印象組的好感度評價低于對照組。

4 討論

4.1 刻板印象的形成和轉變

本研究證實了新聞媒體報道會誘導人們對某群體形成刻板印象。根據聯想命題評估模型，對象和事件的時間空間聯系會誘發聯想學習過程（Gawronski & Bodenhausen， 2006），這一過程會使個體忽略所觀察規律的客觀有效性，形成不一定正確的心理聯想。例如，如果一家報紙對某群體犯罪的報道比對另一群體的犯罪報道的頻率更高，那么讀者在該群體和犯罪事件之間將會形成更強的心理聯結。此外，有研究指出，當高本質性群體（High entitative groups，常常包含很多原型類型的表征而非具體例子為基礎的表征）的內群體成員做了某一行為后，人們不單會針對該個體形成行為-特質心理聯結，也會對整個群體成員形成這種行為-特質聯結，即形成了群體刻板印象，這種群體印象又會進一步誘導人們認為群體內其他成員都具備相關特質。因此，對某一個群體內成員的特質推斷被推廣到群體內所有其他成員（Crawford et al.， 2002; Neuberg & Fiske， 1987）。由此，本研究建設性地重復驗證了聯想命題評估模型。

本研究還發現當人們對某群體的犯罪刻板印象形成以后，呈現反刻板印象信息會誘發被試扭轉對該群體的犯罪刻板印象，即有可能被試在第二天已經忘記了前一天關于該群體的相關報道，而只是依據新的媒體報道對該群體進行刻板評價。然而本研究中被試第一天對“先形成好人刻板印象組”的熱情評價與第二天對“先形成犯罪刻板印象組”的熱情評價存在顯著差別，即先呈現高犯罪率的媒體報道后呈現高熱情比例的媒體報道時，人們對這個群體的熱情評價顯著高于直接呈現高熱情比例報道。因此被試并沒有忘記第一天的媒體報道內容（雖然兩個組別的被試不同，但是采用隨機分組，我們假設兩組被試是同質的）。

此外，研究發現被試在第二天對先形成犯罪刻板印象組的熱情評價高于先形成好人刻板印象組和控制組，此結果證實了標準轉換模型。根據該模型，人們會基于群體的刻板印象對群體行為產生不同的刻板預期和內隱要求，并基于這種不同的評價標準對不同目標的同一行為給予不同的評價（Biernat & Vescio， 2002; Holder & Kessels， 2017）。比如人們有“罪犯做壞事、好人做好事”的刻板預期，并會以此為判斷標準，即好人做了好事是情理之中，而罪犯做了好事則超出了原本的刻板預期，反而會給予其積極的評價。

4.2 比較犯罪刻板印象和好人刻板印象的改變

研究發現先形成犯罪刻板印象組被試的犯罪和好人刻板印象改變量均大于先形成好人刻板印象組被試的刻板印象改變量，即被試發現犯罪群體其實也做了很多好事的時候，對犯罪和好人刻板印象評價的改變量高于知道好人群體做了很多壞事時候的刻板評價改變量。我們推測負面刻板印象要比正面刻板印象更容易改變。以往研究指出人們會更容易注意到不好的信息和事物，這被稱為負面偏好（Richey et al.， 1982）。根據進化心理學的視角，過去人類生存環境中危機四伏，如果不能對壞事做出迅捷反應，基因就很難傳遞。因此，負面偏好能夠幫助人們適應自然和社會、提高生存和繁衍機會。由此我們推斷犯罪刻板印象比好人刻板印象深刻。然而，對某個群體的犯罪刻板印象和負面推斷本身是一種歧視和偏見，而這在當今社會并不允許被直接表達。此時反刻板信息呈現以后，被試意識到自己此前的偏見和歧視是片面和不合理的，從而抱著愧疚和補償心理而對該群體進行更加熱情的評價。然而這只是一種經驗猜測，需要未來研究驗證。

4.3 研究意義與局限

本研究發現大眾傳媒對刻板印象的形成和改變有非常重要的預測作用，反刻板印象信息的呈現會扭轉對群體的犯罪刻板印象，并且犯罪刻板印象的改變比積極刻板印象的改變幅度大。該研究豐富了社會認知和人際知覺的相關研究，證實了刻板評價的標準轉換模型。此外，本研究具有一定社會實踐意義，社會媒體應該承擔相應的社會責任，呈現公平公正的新聞媒體報道，避免誘導偏見和歧視。同時，人們也應該意識到大眾傳媒的影響，在閱讀和觀看新聞報道時學會獨立思考和質疑。

本研究存在以下局限：（1）采用媒體報道某虛構群體的事跡形成群體刻板印象，然而群體刻板印象在不同群體的比較中會更加突出，未來研究應該通過比較兩個群體的犯罪率和好人好事概率誘導刻板印象的形成和轉變。（2）雖然采用間接的數據比較證實了被試并沒有遺忘第一天的研究材料，但是應該采用更加直觀的操作檢驗驗證被試對第一天新聞媒體報道的記憶。（3） 默認隨機分組的三組被試是同質的，未來研究有必要測量和控制被試對新聞媒體的信任程度，提高研究結果的可靠性。

5 結論

本研究探討了被試對虛構群體犯罪和好人刻板印象的形成與改變過程。第一天的媒體報道能夠有效誘導被試形成相應的犯罪刻板印象或者好人刻板印象，第二天的媒體報道也會誘導被試第一天形成的刻板印象在第二天發生改變。并且，被試在第二天對先形成犯罪刻板印象組的熱情評價高于先形成好人刻板印象組和控制組，研究結果證實了刻板印象轉變過程中的標準轉換模型。

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