積極總是好的嗎？積極元刻板印象對工作記憶的影響及其機制*

董天天 徐璐璐 賀 雯

積極總是好的嗎？積極元刻板印象對工作記憶的影響及其機制*

董天天1徐璐璐2賀 雯1

(1上海師范大學教育學院, 上海 200234) (2上海交通大學醫學院學生工作指導委員會, 上海 200025)

以往關于元刻板印象的研究集中于消極視角, 而對積極元刻板印象如何影響認知加工缺乏相應探討。本研究采用N-back任務, 選取農村大學生為被試, 通過3個實驗考察積極元刻板印象激活對工作記憶的影響及其機制。結果表明, 在工作記憶高難度任務(2-back)中, 積極元刻板印象激活會導致更低的正確率, 趨近動機在其中起中介作用, 核心自我評價起調節作用, 即積極元刻板印象激活會通過增加趨近動機, 降低高難度任務的正確率, 且這一效應僅存在于高核心自我評價者中。本研究將積極元刻板印象窒息效應拓展到認知加工領域, 并且揭示了窒息效應的內在機制。

積極元刻板印象, 窒息效應, 工作記憶, 趨近動機, 核心自我評價

1 問題提出

元刻板印象是指個體所持有的外群體成員關于其內群體成員的刻板印象(Vorauer et al., 1998), 其效價可以是消極的、中性的或積極的(Anseel, 2011)。元刻板印象激活會產生諸多效應(Oldenhuis, 2007; 董天天等, 2022; 賀雯等, 2014), 對個體的心理和行為表現產生重要影響。以往研究對消極元刻板印象的探究較多, 不僅探討了消極元刻板印象激活對社會心理的影響, 如群際情緒、態度等(Kamans et al., 2009; Owuamalam, Issmer et al., 2013), 還探究了消極元刻板印象激活對個體認知加工的影響, 如工作記憶(李夢文等, 2021; 孫亞文等, 2015)。工作記憶作為認知加工的重要形式, 與個體信息加工效率有密切關聯, 會對個體的學習、推理、問題解決、創造力等多個方面產生影響(Groborz & Necka, 2003; Kane & Engle, 2003; 蔡丹等, 2013)。已有研究發現消極元刻板印象激活會給個體的認知加工帶來消極影響, 它會占用工作記憶容量, 消耗有限的認知資源, 降低工作記憶任務表現(Beilock & DeCaro, 2007; 李夢文等, 2021; 孫亞文等, 2015)。與消極元刻板印象相比, 積極元刻板印象的研究起步較晚, 且主要聚焦于探究積極元刻板印象的社會心理效應(如群際情緒、態度) (Fowler & Gasiorek, 2019; Matera et al., 2015), 對積極元刻板印象激活影響個體認知加工的探究較為缺乏。

以往研究指出積極元刻板印象激活產生何種效應, 取決于群體成員持有積極元刻板印象的數量, 如果群體成員持有更多的積極元刻板印象就更易產生“促進效應”, 反之則更易產生“窒息效應” (Vázquez et al., 2017; Vorauer et al., 1998; 賀雯, 2010)。已有研究表明白人持有較多的積極元刻板印象(如有雄心、富有), 以及少量的消極元刻板印象(如自私), 他們檢索積極元刻板印象難度較低, 便會相信外群體的積極看法, 從而做出積極的反應以回饋外群體的積極期望, 產生促進效應; 而黑人持有更多的消極元刻板印象(如懶惰、不聰明), 少量的積極元刻板印象(如運動能力好), 在積極元刻板印象激活后, 他們會檢索困難, 感覺到積極元刻板印象包含的積極特質是不適用或不確定的, 產生自我懷疑, 自信心受損而感到壓力, 進而產生窒息效應(Sigelman & Tuch, 1997; Vázquez et al., 2017; Vorauer et al., 1998)。此外, 研究發現老年人在激活積極元刻板印象后, 認為積極元刻板印象特質不符合自己, 會表現出消極的群際接觸預期(Fowler & Gasiorek, 2018, 2019)。

積極元刻板印象激活使個體感受到外群體的期待, 一方面期待會對積極元刻板印象較少的群體造成壓力直接損害行為表現, 另一方面它又會使個體感受到激勵, 增強趨近動機來支持外群體的期待(Baumeister, 1982; Finkelstein et al., 2015; Mesagno & Beckmann, 2017)。而趨近動機又被證實是影響認知加工的一個重要因素(Yüvrük et al., 2020), 較強的趨近動機會抑制認知反應進一步加劇窒息效應(Bond, 1983)。因此, 趨近動機可能是積極元刻板印象激活降低工作記憶任務表現的一個中介變量。而根據資源保護理論(Alarcon et al., 2011), 核心自我評價作為資源工具箱(Finkelstein et al., 2020), 可保護個體免受外界壓力的消極影響。因而, 核心自我評價可能緩沖積極元刻板印象激活產生的壓力, 在積極元刻板印象激活對工作記憶的影響中起到調節作用。

研究發現農村大學生認為自己在城市大學生心目中有較多的負面看法, 即他們持有更多的消極元刻板印象(如優柔寡斷、不整潔等)和較少的積極元刻板印象(如獨立等) (孟小紅, 2013; 謝愛磊, 2018)。因此, 本研究選取農村大學生作為研究對象, 探索積極元刻板印象激活對工作記憶的影響, 揭示積極元刻板印象激活窒息效應及其內在機制。

1.1 積極元刻板印象激活與工作記憶

如前所述, 積極元刻板印象激活既可產生促進效應, 也會產生窒息效應。研究發現, 積極元刻板印象激活可為個體帶來積極體驗, 增加自信心(Doosje & Haslam, 2005; Finkelstein et al., 2015; Owuamalam, Tarrant et al., 2013; 林之萱等, 2020)。研究者認為由外部評價產生的積極體驗不僅會增加個體的自信水平、自我價值和自我效能感等內部資源, 還可以幫助個體抵抗更多的壓力, 保證較難認知任務的完成, 進而提高認知能力(Shih et al., 2012; Walton & Cohen, 2003)。例如, 感知到他人的積極評價可以提高個體思考和問題解決能力, 促進在數學測試任務中的表現(Clark et al., 2017; Su et al., 2022)。此外, 窒息效應假說指出當個體意識到他人對自己的表現有過高期望時, 會感受到壓力過大, 進而表現不佳(Baumeister, 1984; Krendl et al., 2012; Tagler, 2012; Vorauer, 2002; Voyles et al., 2014)。在刻板印象研究領域, 窒息效應用來解釋積極刻板印象不能提高任務表現的現象(Beilock & Carr, 2001; Cheryan & Bodenhausen, 2000)。研究者認為積極刻板印象激活是一種期待, 當個體懷疑自己是否有能力達到他人的期待時, 會感到壓力(Smith & Johnson, 2006; Tagler, 2012), 使其監督和控制自己的行為表現, 占用認知資源, 破壞認知任務的執行(Beilock & Carr, 2001; 2005; Mesagno & Beckmann, 2017; Tagler, 2012)。例如, Cheryan和Bodenhausen (2000)發現, 當亞裔美國女性被提醒亞洲人擅長數學, 在隨后的數學測試中表現更差。與積極刻板印象類似, 積極元刻板印象激活也是一種期望, 因為積極元刻板印象激活意味著個體也要同群體其他成員一樣優秀。尤其是群體持有的積極元刻板印象數量較少時, 個體會產生自我懷疑, 產生窒息效應(Vázquez et al., 2017), 影響認知任務的表現。由于本研究以農村大學生為被試, 而農村大學生有著較多的消極元刻板印象和較少的積極元刻板印象(孟小紅, 2013)。因此, 積極元刻板印象激活可能產生窒息效應, 損害工作記憶任務的完成。

1.2 趨近動機的中介作用

雖然對持有較少積極元刻板印象的群體, 激活積極元刻板印象會導致其產生壓力, 但積極元刻板印象同時也是一種期待。積極元刻板印象反映了外群體對內群體的積極評價, 如熱情的, 其激活會使個體意識到外群體的期待(Finkelstein et al., 2015; Fowler & Gasiorek, 2019)。個體在感受到外界的期待時往往會試圖創造美好的形象來支持外界對自己的期待(Baumeister, 1982; Mesagno & Beckmann, 2017), 增加完成任務的趨近動機(Bond, 1983)。因此, 積極元刻板印象激活可能會使得個體增加趨近動機以證明外群體的積極期待(Finkelstein et al., 2015)。盡管目前沒有研究證明積極元刻板印象激活會提高趨近動機, 但在刻板印象領域已有證據表明, 不管是積極自我還是他人刻板印象的激活都會提高個體的趨近動機(Seibt & F?rster, 2004; 馮軻, 2017)。

此外, 由外界期望產生的高強度趨近動機可能會進一步造成窒息效應的產生(Beilock & Gray, 2007)。在Gable和Harmon-Jones (2010)提出的情緒動機維度模型中, 趨近動機的強弱會對認知功能產生不同程度的影響。研究者發現, 在誘發高強度的趨近動機后, 被試的注意范圍認知反應受到抑制; 相反, 低強度的趨近動機會降低個體對目標的注意力集中水平, 從而擴大注意和認知活動, 提高個體的認知靈活性(Gable & Harmon-Jones, 2010; 鄒吉林等, 2011)。較高的趨近動機不僅窄化了早期注意的加工范圍, 還使得用于晚期注意加工的認知資源少于低趨近動機條件(劉芳等, 2016)。不管是注意加工范圍還是認知資源都與工作記憶密切相關(Conway et al., 2002)。在工作記憶有關的研究中, 研究者發現趨近動機會影響工作記憶, 例如, 與回避動機相比, 趨近動機會增加N-back任務的反應時(Yüvrük et al., 2020); 另外, 較高的趨近動機會降低高難度工作記憶任務的正確率(Avery & Smillie, 2013)。因為在面對難度較大的任務時, 趨近動機更容易激起個體的生理喚醒(Bond, 1983)。因此, 積極元刻板印象對工作記憶產生影響可能與引起較高的趨近動機有關。

1.3 核心自我評價的調節作用

核心自我評價(Core self-evaluations)是指個體對能力和價值的最基本評價, 是自我概念的中心特征變量, 包括自我效能感、自尊、控制點和情緒穩定性(Chang et al., 2012; Judge & Bono, 2001; Judge et al., 1998)。核心自我評價作為一種高階心理特質影響著重要的心理行為反應(Cross et al., 2021; 黎建斌, 聶衍剛, 2010)。Finkelstein等人(2015)提出核心自我評價可能是元刻板印象效應的潛在調節變量。依據資源保護理論, 核心自我評價作為資源工具箱, 可以緩解外部壓力對個體的消極影響(Alarcon et al., 2011; Finkelstein et al., 2020)。例如, 核心自我評價高的個體在工作中可以產生各種心理資源, 保護個體免受壓力的困擾(Bipp et al., 2019)。因此, 當面對積極元刻板印象激活帶來的壓力時, 核心自我評價高的個體具有更多的資源來抵抗元刻板印象的消極影響, 反之, 核心自我評價低的個體更容易受到元刻板印象的消極影響(Finkelstein et al., 2015)。因而, 核心自我評價可能會緩沖元刻板印象對工作記憶的消極影響, 即當積極元刻板印象激活時, 相比高核心自我評價的個體, 低核心自我評價的個體表現更差。具體而言, 當積極元刻板印象激活時, 低核心自我評價的個體更有可能表現出窒息效應, 即工作記憶成績下降, 而高核心自我評價的個體則不會。

綜上所述, 本研究采用N-back任務, 選取農村大學生為被試, 通過3個實驗探究積極元刻板印象激活的窒息效應及作用機制。實驗1考察積極元刻板印象激活是否產生窒息效應, 驗證假設1：與控制組相比, 積極元刻板激活組工作記憶正確率下降, 反應時增加; 在此基礎上, 實驗2考察積極元刻板印象激活產生窒息效應的機制, 驗證假設2：積極元刻板印象激活通過增加趨近動機影響工作記憶; 實驗3考察不同核心自我評價水平對積極元刻板印象激活時產生壓力的緩沖作用, 驗證假設3：積極元刻板印象激活使得低核心自我評價者工作記憶正確率降低, 反應時增加。基于上述分析, 我們建構了圖1所示的積極元刻板印象激活影響工作記憶的假設模型。以此, 更系統全面地了解積極元刻板印象激活的認知效應及作用機制。

2 實驗1：積極元刻板印象激活對工作記憶的影響

本實驗旨在考察積極元刻板印象激活對工作記憶的影響。

2.1 方法

2.1.1 被試

采用G*Power 3.1來事先確定樣本量(Faul et al., 2007), 按照2 × 3實驗設計,= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達到80% (1 ? β)的統計檢驗力。通過廣告招募97名農村大學生(戶籍所在地和家庭常住地均為農村, 男30名, 女67名; 平均年齡為19.74± 1.02歲)。剔除11個無效數據(問卷未完成, 正確率、反應時在3個標準差以外), 最終積極元刻板印象激活組43名, 控制組43名。所有被試均為右利手, 視力或矯正視力正常。實驗結束后, 被試獲得10元報酬。獨立樣本檢驗及卡方檢驗的結果表明, 積極元刻板印象激活組被試和控制組被試在年齡不存在顯著差異,(84) = 1.13,= 0.261; 性別存在顯著差異, χ2(1) = 17.16,< 0.001。故研究將性別混雜變量和積極元刻板印象激活同時作為自變量, 開展多元線性回歸以控制混雜, 考察積極元刻板印象對工作記憶的影響。

2.1.2 實驗設計

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務難度: 低/中/高)混合實驗設計。自變量為激活類型和任務難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務難度為被試內變量。因變量為N-back任務反應時和正確率。

2.1.3 實驗工具和材料

(1)元刻板印象激活操縱

借鑒Owuamalam和Zagefka (2011)操縱元刻板印象激活的方式。積極元刻板印象激活組要求被試列出他們認為城市大學生對農村大學生持有的4個積極印象; 控制組被試列出當前科學技術發展的4個印象。

(2)元刻板印象激活操縱檢驗

通過詢問被試認為城市大學生對農村大學生的普遍看法(1 = 非常消極, 7 = 非常積極)來檢驗元刻板印象激活操縱的有效性(Matera et al., 2015)。

(3)工作記憶任務

采用N-back任務來測量工作記憶。該任務選擇了3種黑色的實心圖形：三角形、圓形和正方形。刺激大小6.5 cm × 6.5 cm, 像素187 × 308。

2.1.4 實驗程序

在獲得知情同意后, 被試隨機分配到兩個組(積極元刻板激活或控制組)。完成元刻板印象激活任務后, 立即完成元刻板印象操縱檢驗。接下來完成N-back任務。三個階段約12分鐘。

N-back程序由E-prime 2.0編寫。任務包含三個部分, 0-back、1-back和2-back分別代表低難度、中難度和高難度的任務。在0-back任務中, 三角形出現時按“A”鍵, 其他形狀(圓形或正方形)出現時按“L”鍵。在1-back任務中, 將當前出現的圖形與之前的圖形進行比較, 并判斷兩者是否相同。在2-back任務中, 將當前出現的圖形與前兩個出現的圖形(前一個的前一個圖形)進行比較, 并判斷是否相同。如果相同, 按“A”鍵, 如果不相同, 按“L”鍵。每項任務開始之前, 電腦屏幕上都會出現指導語。接著進行練習實驗, 在充分理解實驗要求后方可進入正式實驗。實驗過程中先呈現500 ms注視點, 再呈現500 ms刺激, 最后是2000 ms的判斷時間。

2.2 結果

2.2.1 操縱檢驗

為檢驗元刻板印象激活的有效性, 對操縱問題的得分進行獨立樣本檢驗。激活類型差異顯著,(84) = 3.04,= 0.003,= 0.66。積極元刻板印象激活組得分(= 5.30,= 0.13)顯著高于控制組(= 4.63,= 0.18), 95% CI = [0.23, 1.12]。說明實驗操縱有效。

2.2.2 N-back任務成績

對N-back任務中的正確率和反應時進行重復測量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應顯著,(1, 84) = 5.24,= 0.025, η2p= 0.06, 積極元刻板印象激活組的正確率(= 0.81,= 0.01)低于控制組(= 0.84,= 0.01), 95% CI = [0.01, 0.07]。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 207.81,< 0.001, η2p= 0.71, 中難度條件的正確率(= 0.88,= 0.01), 95% CI = [0.06, 0.10], 和高難度條件的正確率(= 0.64,= 0.02), 95% CI = [0.27, 0.35], 均低于低難度條件(= 0.95,= 0.01); 高難度條件的正確率低于中難度條件, 95% CI = [0.20, 0.27]。激活類型與任務難度之間交互作用顯著,(2, 168) = 5.60,= 0.004, η2p= 0.06。簡單效應分析發現, 在高難度條件下, 積極元刻板印象激活組的正確率(= 0.60,= 0.03)顯著低于控制組(= 0.69,= 0.03), 95% CI = [0.02, 0.16]。其他條件差異不顯著。

在反應時維度, 激活類型主效應不顯著,(1, 84) = 1.15,= 0.288。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 91.58,< 0.001, η2p= 0.52, 中難度條件的反應時(= 710.54,= 19.11), 95% CI = [210.37, 267.85], 和高難度條件的反應時(= 778.97,= 30.59), 95% CI = [249.82, 365.25], 均長于低難度條件(= 471.43,= 10.60); 高難度條件的反應時長于中難度條件, 95% CI = [17.45, 119.40]。激活類型和任務難度交互作用不顯著,(2, 168) = 1.47,= 0.232。

2.2.3 積極元刻板印象與工作記憶的關系

為進一步檢驗性別因素對激活類型與工作記憶的影響, 控制性別后, 以高難度任務條件正確率為結果變量, 激活類型(0 = 控制組, 1 = 積極元刻板印象激活組)作為預測變量進行線性回歸分析, 結果顯示激活類型對高難度任務正確率的回歸系數顯著(β= –0.27,= 0.025), 說明積極元刻板印象激活可以負向預測高難度任務正確率。回歸分析與方差分析的結論一致。在模型中性別對高難度任務正確率的預測作用不顯著(β= –0.001,= 0.996)。

2.3 討論

實驗1結果驗證了假設1, 激活積極元刻板印象后, 高難度任務(2-back)的正確率低于控制組。然而, 積極元刻板印象激活對反應時沒有影響, 這可能是被試在完成工作記憶任務時存在速度、正確率的權衡, 這與孫亞文等人(2015)在消極元刻板印象激活對工作記憶影響的研究類似。總之, 積極元刻板印象對工作記憶任務的正確率有消極影響, 且這種影響僅限于最大認知負荷的工作記憶任務, 這說明積極元刻板印象激活造成了額外的認知負擔, 干擾了復雜認知任務的執行, 即積極元刻板印象激活產生了窒息效應。究其原因, 可能與農村大學生持有積極元刻板印象較少, 在面對外群體的期待時感到自我懷疑有關。因為持有積極元刻板印象數量較少的群體更有可能產生窒息效應(Vázquez et al., 2017)。此外, 由于積極元刻板印象包含許多積極特質, 其激活會使個體感受到外群體的期待(Finkelstein et al., 2015), 擁有較少積極元刻板印象的農村大學生可能會更渴望滿足外群體的積極期待, 來證明自己所在群體的能力, 這可能會使得個體產生較強的趨近動機來完成任務。而趨近動機又是影響工作記憶的一個重要因素(Avery & Smillie, 2013; Yüvrük et al., 2020)。因此, 為進一步探索積極元刻板印象窒息效應的機制, 在實驗2中探究趨近動機的中介作用。

3 實驗2：趨近動機的中介作用

實驗1探究了積極元刻板印象如何影響工作記憶任務表現。與控制組相比積極元刻板印象激活條件下, 工作記憶高難度任務正確率降低。本實驗在實驗1的基礎上進一步探討積極元刻板印象對工作記憶的影響及趨近動機的作用。在本實驗中, 被試在積極元刻板印象激活或控制條件下完成趨近動機和工作記憶任務。

3.1 方法

3.1.1 被試

采用G*Power 3.1來事先確定樣本量(Faul et al., 2007), 按照2 × 3實驗設計,= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達到80% (1 ? β)的統計檢驗力。通過廣告招募94名農村大學生(戶籍所在地和家庭常住地均為農村)。剔除8個無效數據(問卷未完成, 正確率在3個標準差以外), 最終有效被試86名(男14名, 女72名; 平均年齡為20.12± 1.01歲), 其中積極元刻板印象激活組43名, 控制組43名。所有被試均為右利手, 視力或矯正視力正常。實驗結束后, 被試得到15元報酬。獨立樣本檢驗及卡方檢驗的結果表明, 積極元刻板印象激活組被試和控制組被試的年齡((84) = 0.64,= 0.525)、性別(χ2(1) = 1.37,= 0.243)不存在顯著差異。

3.1.2 實驗設計

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務難度: 低/中/高)混合實驗設計。自變量為激活類型和任務難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務難度為被試內變量。因變量為趨近動機量表得分和N-back任務反應時和正確率。

3.1.3 實驗工具和材料

趨近動機：被試回答對目前任務的接近程度來測量趨近動機(1 =非常想回避, 9 =非常想接近) (Briggs & Martin, 2009; 馮軻, 2017)。其余材料和工具同實驗1。

3.1.4 實驗程序

所有被試在獲得知情同意后, 被隨機分配到兩個組(積極元刻板激活或控制組)。完成元刻板印象激活任務后, 立即完成元刻板印象操縱檢驗。接下來, 完成趨近動機量表和N-back任務。4個階段大約需要15分鐘。

3.2 結果

3.2.1 操縱檢驗

為檢驗元刻板印象激活的有效性, 對操縱問題的得分進行獨立樣本檢驗。激活類型差異顯著,(84) = 5.17,< 0.001,= 1.13。積極元刻板印象激活組得分(= 5.30,= 0.14)顯著高于控制組(= 4.33,= 0.12), 95% CI = [0.60, 1.35]。說明實驗操縱有效。

3.2.2 趨近動機

對趨近動機得分進行獨立樣本檢驗。激活類型差異顯著,(84) = 2.33,= 0.022,= 0.51, 積極元刻板印象激活組的趨近動機(= 7.19,= 0.22), 高于控制組(= 6.51,= 0.19), 95% CI = [0.10, 1.25].

3.2.3 N-back任務成績

對N-back任務中的正確率和反應時進行重復測量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應顯著,(1, 84) = 9.05,= 0.003, η2p= 0.10, 積極元刻板印象激活組的正確率(= 0.80,= 0.01)低于控制組(= 0.84,= 0.01), 95% CI = [0.01, 0.07]。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 255.04,< 0.001, η2p= 0.75, 中難度條件的正確率(= 0.88,= 0.01), 95% CI = [0.06, 0.10]和高難度條件的正確率(= 0.63,= 0.02), 95% CI = [0.30, 0.37], 均低于低難度條件(= 0.96,= 0.01); 高難度條件的正確率低于中難度條件, 95% CI = [0.22, 0.29]。激活類型與任務難度之間交互作用顯著,(2, 168) = 4.61,= 0.011, η2p= 0.05。簡單效應分析發現, 在高難度條件下, 積極元刻板印象激活組的正確率(= 0.58,= 0.02)顯著低于控制組(= 0.67,= 0.02), 95% CI = [0.03, 0.15]。其他條件差異不顯著。

在反應時維度, 激活類型主效應不顯著,(1, 84) = 0.41,= 0.522。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 137.34,< 0.001, η2p= 0.62, 中難度條件的反應時(= 746.58,= 16.26), 95% CI = [254.89, 304.98], 和高難度條件的反應時(= 814.74,= 26.14), 95% CI = [296.98, 399.22], 均長于低難度條件(= 466.64,= 11.32); 高難度條件的反應時長于中難度條件, 95% CI = [16.80, 119.53]。激活類型和任務難度交互作用不顯著,(2, 168) = 1.84,= 0.162。

3.2.4 趨近動機的中介作用

各變量之間的相關關系如表1所示, 表1表明激活類型與趨近動機和高難度條件下的正確率顯著相關。

為探討趨近動機在積極元刻板印象激活和工作記憶之間的作用, 采用SPSS中Bootstrap方法評估其中介效應(Hayes, 2013)。設置重復樣本為5000次, 計算95%置信區間, 若不包含0, 則間接效應成立。檢驗水準為α = 0.05。

結果表明(見圖2), 積極元刻板印象激活正向預測趨近動機(β0.49,0022, 95% CI = [0.07, 0.91]), 負向預測高難度任務的正確率(β?0.46,0.028, 95% CI = [?0.88, ?0.05]); 此外, 趨近動機負向預測高難度任務的正確率(β?0.26,0014, 95% CI = [?0.47, ?0.05])。結果表明, 趨近動機在積極元刻板印象激活對工作記憶的影響中起部分中介作用, 中介效應(?0.13)占總效應(?0.59)的22.03%。

3.3 討論

實驗2驗證了假設2, 與實驗1結果一致, 激活積極元刻板印象后, 高難度任務(2-back)的正確率下降。本實驗結果再次驗證了積極元刻板印象激活的窒息效應。進一步分析發現, 當積極元刻板印象被激活時, 被試有更強的趨近動機, 進而引起工作記憶高難度任務正確率的下降。這是因為積極元刻板印象激活為個體營造了一個目標和期望, 使得個體增強趨近動機來證明自己(Finkelstein et al., 2015; Seibt & F?rster, 2004)。過高的趨近動機使得導致完成工作記憶任務的認知資源減少, 降低工作記憶任務正確率(Beilock & Gray, 2007; Gable & Harmon- Jones, 2010; Yüvrük et al., 2020; 劉芳等, 2016)。實驗2的研究結果表明趨近動機是積極元刻板印象窒息效應的中介機制。此外, 以往研究認為核心自我評價可為個體提供完成任務所需的內部資源(Finkelstein et al., 2015), 可能會緩沖元刻板印象對工作記憶的消極影響。因此, 我們在實驗3中進一步探索核心自我評價的調節作用。

4 實驗3：核心自我評價的調節作用

實驗2進一步重復驗證了實驗1。積極元刻板印象激活造成了高任務難度工作記憶表現下降, 這一過程趨近動機起中介作用。然后, 我們考慮到積極元刻板印象窒息效應是否在所有情況下都會產生此效果。因此, 實驗3探討了核心自我評價(一個重要的個體差異變量)在積極元刻板印象激活中的作用, 旨在為積極元刻板印象如何影響工作記憶提供證據。

4.1 方法

4.1.1 被試

用G*Power 3.1來事先確定樣本量(Faul et al., 2007), 按照2 × 3實驗設計,= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達到80% (1 ? β)的統計檢驗力。通過廣告招募96名農村大學生(戶籍所在地和家庭常住地均為農村)。剔除10個無效數據(問卷未完成, 正確率在3個標準差以外), 最終有效被試86名(男12名, 女74名; 平均年齡為19.88 ± 1.60歲), 其中積極元刻板印象激活組43名, 控制組43名。所有被試均為右利手, 視力或矯正視力正常。實驗結束后, 被試得到15元報酬。獨立樣本檢驗及卡方檢驗的結果表明, 積極元刻板印象激活組被試和控制組被試的年齡((84) = 1.77,= 0.081)、性別(χ2(1) = 0,= 1)不存在顯著差異。

表1 各測量變量之間的相關系數

注:*< 0.05,**< 0.01,***< 0.001.

圖2 趨近動機的中介作用圖

4.1.2 實驗設計

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務難度: 低/中/高)混合實驗設計。自變量為激活類型和任務難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務難度為被試內變量。因變量為趨近動機量表得分和N-back任務反應時和正確率。

4.1.3 實驗工具和材料

核心自我評價量表：采用由Judge等人(2003)編制的核心自我評價量表, 共12個項目, 5點計分(1 = 非常不同意, 5 = 非常同意)。分數越高, 表明核心自我評價越高。本研究的Cronbach’s α 為0.85。除此之外的所有實驗工具和材料同實驗2。

4.1.4 實驗程序

被試在獲得知情同意后被隨機分配到兩種元刻板印象激活條件(積極元刻板印象激活或控制組)。先完成核心自我評價量表, 接著完成元刻板印象激活, 隨即完成元刻板印象操縱檢查和趨近動機量表, 最后進行了與實驗1相同的N-back任務。此過程約15分鐘。

4.2 結果

4.2.1 操縱檢驗

為了檢驗元刻板印象激活的有效性, 對操縱問題得分進行獨立樣本檢驗。激活類型差異顯著,(84) = 6.01,< 0.001,= 1.31。積極元刻板印象激活組(= 5.60,= 0.13)顯著大于控制組(= 4.47,= 0.14), 95% CI = [0.76, 1.52]。說明實驗操縱有效。

4.2.2 趨近動機

對趨近動機得分進行獨立樣本檢驗。分析結果表明, 激活類型差異顯著,(84) = 2.25,= 0.027,= 0.49, 積極元刻板印象激活組的趨近動機(= 7.47,= 0.20)高于控制組(= 6.72,= 0.26), 95% CI = [0.09, 1.40]。

4.2.3 N-back任務成績

對N-back任務的正確率和反應時進行重復測量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應顯著,(1, 84) = 9.74,= 0.002, η2p= 0.10, 積極元刻板印象激活條件的正確率(= 0.82,= 0.01)低于控制組(= 0.86,= 0.01), 95% CI = [0.02, 0.07]。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 230.33,< 0.001, η2p= 0.73, 中難度條件的正確率(= 0.89,= 0.01), 95% CI = [0.06, 0.10], 和高難度條件的正確率(= 0.67,= 0.02), 95% CI = [0.27, 0.34], 均低于低難度條件(= 0.97,= 0.01); 高難度條件的正確率低于中難度條件, 95% CI = [0.19, 0.26]。激活類型和任務難度交互作用顯著,(2, 168) = 6.12,= 0.003, η2p= 0.07, 簡單效應分析發現高難度條件下, 積極元刻板印象激活條件的正確率(= 0.61,= 0.02)低于控制組(= 0.72,= 0.02), 95% CI = [0.04, 0.17]。其他條件差異不顯著。

在反應時維度, 激活類型主效應不顯著,(1, 84) = 1.65,= 0.203。任務難度主效應顯著,(2, 168) = 95.87,< 0.001, η2p= 0.53, 中難度條件的反應時(= 700.71,= 14.30), 95% CI = [197.75, 252.35], 和高難度條件的反應時(= 811.64,= 28.34), 95% CI = [276.72, 395.24], 長于低難度條件(= 475.66,= 10.20); 高難度條件的反應時長于中難度條件, 95% CI = [56.19, 165.66]。激活類型和任務難度的交互作用不顯著,(2, 168) = 1.90,= 0.153。

4.2.4 核心自我評價的調節作用

采用Process模型5分析核心自我評價調節作用。以積極元刻板印象為自變量, 以趨近動機為中介變量, 以高難度條件的正確率為因變量, 在模型中加入核心自我評價。

結果表明(見表2), 積極元刻板印象激活正向預測趨近動機(β = 0.47,= 0.027), 負向預測高難度任務正確率(β = ?0.45,= 0.023); 趨近動機負向預測高難度任務正確率(β = ?0.24,= 0.023)。積極元刻板印象激活和核心自我評價的交互項對高難度任務正確率有顯著的預測作用(β = ?0.52,= 0.008)。這表明, 核心自我評價調節了積極元刻板印象激活與工作記憶之間的關系。

表2 核心自我評價的調節效應分析結果

為更清楚地揭示該調節效應的實質, 將核心自我評價按照正負1個標準差高低分組, 進行簡單斜率分析。當核心自我評價較低時(? 1), 積極元刻板印象的激活組高難度任務的正確率和控制組差異不顯著(βsimple= 0.07,= 0.26,= 0.791)。當核心自我評價較高時(+ 1), 積極元刻板印象激活組高難度任務的正確率顯著低于控制組(βsimple= ?0.96,= ?3.55,< 0.001)。這表明, 核心自我評價越高, 積極元刻板印象的激活對高難度任務正確率的影響越大(見圖3)。

圖3 核心自我評價在積極元刻板印象與高難度任務正確率中的調節作用

4.3 討論

實驗3的結果驗證了實驗2, 同時發現了核心自我評價的調節作用。當積極元刻板印象激活時, 高核心自我評價被試在工作記憶高難度任務(2-back)中的正確率更低。然而, 積極元刻板印象對低核心自我評價者并沒有產生影響。這表明積極元刻板印象窒息效應更可能發生在具有高核心自我評價者中, 沒有支持假設3。導致這一結果的原因可能是, 核心自我評價在積極元刻板印象激活中發揮了脆弱性因素的作用(劉丹霓, 李董平, 2017)。根據壓力易損假說, 具有積極品質的保護性因子會受到風險因素的制約, 使得個體在低壓力環境下表現良好, 但在高壓力環境下會破壞個體的表現(Chu et al., 2021; Li et al., 2012; 王建平等, 2010)。有實證研究也發現高核心自我評價會加劇壓力等風險因素對學習等的危害(高斌等, 2021)。因此, 積極元刻板印象激活產生的高壓力環境使得高核心自我評價的被試更容易產生窒息效應。

5 總討論

實驗1結果表明, 相比控制組, 積極元刻板印象激活會降低工作記憶高難度任務的正確率。實驗2結果表明, 相比控制組, 積極元刻板印象激活的趨近動機顯著增強, 積極元刻板印象激活通過趨近動機降低高難度任務的正確率。實驗3結果表明, 核心自我評價起調節作用, 積極元刻板印象激活通過增加趨近動機降低高難度任務的正確率僅存在于高核心自我評價者中, 低核心自我評價者中未發現此效應。

5.1 積極元刻板印象激活對工作記憶的影響

以往研究主要考察消極元刻板印象及其影響(Méndez et al., 2007; Owuamalam, Issmer et al., 2013; Owuamalam & Zagefka, 2014; Van Leeuwen et al., 2014)。考慮到元刻板印象效價的作用, 本研究在先前消極元刻板印象激活影響工作記憶基礎之上(李夢文等, 2021; 孫亞文等, 2015), 探究了積極元刻板印象對工作記憶的影響。本研究的3個實驗一致發現積極元刻板印象激活組在高難度任務(2-back)中的正確率低于控制組。這表明積極元刻板印象激活產生了窒息效應。根據窒息效應假說, 當積極元刻板印象激活后, 個體感受到期待, 壓力增加, 進而迫使他們監督自己的行為表現以達到外群體的預期(Beilock & Carr, 2001; Tagler, 2012), 并占用相關認知資源(Belletier et al., 2015; Engle, 2002; Mesagno & Beckmann, 2017), 使得在執行難度較大的工作記憶任務時正確率下降。此外, 本研究的結果一定程度上與相關的研究證據相一致, 例如Baumeister (1984)研究發現當被告知他人期望他們成功時, 其任務表現會大打折扣。因為他們覺得有必要滿足他人的期待, 此時積極的評價對他們而言不僅是一個參考, 還是一個比較的標準, 如果完成不了就意味著失敗, 這會增加他們的壓力使得任務表現變差(Seibt & F?rster, 2004)。

同時, 研究發現窒息效應的發生僅限于認知負荷要求較高的高難度任務(2-back), 在0-back和1-back任務中, 積極元刻板印象激活組和控制組的任務成績沒有顯著差異。這表明, 當工作記憶中需要監控、更新、存儲的需求較低時, 積極元刻板印象激活(與控制組相比)不會影響工作記憶的加工。在高難度條件下, 任務的完成對個體的認知資源提出了更高的要求(Beilock & Carr, 2005), 壓力使得被試完成工作記憶的認知資源受限, 正確率下降。而在難度較低的任務條件下, 任務的完成需要的認知資源較少, 使得工作記憶加工并未受到限制。

本研究中積極元刻板印象激活之所以出現窒息效應, 可能與被試選取有關。農村大學生在與城市大學生進行比較的過程中, 所持有的積極元刻板印象較少, 積極元刻板印象對他們來說是較難提取的。當積極元刻板印象較難提取時, 積極元刻板印象激活對個體而言是一種壓力, 容易引發窒息效應(Vázquez et al., 2017)。今后的研究可考察持有較多積極元刻板印象的其他群體是否有同樣的效應。

5.2 趨近動機的中介作用

趨近動機是積極元刻板印象對工作記憶產生影響的一個重要機制。實驗2發現, 積極元刻板印象激活顯著預測趨近動機即積極元刻板印象增加了被試的趨近動機。積極元刻板印象蘊含著外群體的積極評價如“有經驗的、善良的”, 會使得個體想要滿足外界的期待證明自己的實力, 這與完成任務的趨近動機有關(Finkelstein et al., 2015)。例如先前有研究發現積極刻板印象激活增加了個體的趨近動機(馮軻, 2017)。同理, 在本研究中積極元刻板印象激活使個體意識到外群體的積極評價, 這對他們而言是一個參考點或目標, 會引導他們接近這一理想狀態(Finkelstein et al., 2015; Seibt & F?rster, 2004)。因此, 積極元刻板印象激活使得個體的趨近動機增加。

其次, 趨近動機負向預測工作記憶高難度任務正確率, 即趨近動機強度越高, 工作記憶任務成績越差。這與以往研究一致, 例如在關于不同趨近動機對工作記憶影響的研究中發現, 高強度的趨近動機會降低工作記憶的正確率(Yüvrük et al., 2020)。進一步中介效應分析表明, 趨近動機在積極元刻板印象激活與工作記憶之間起中介作用。當積極元刻板印象激活時, 個體會認為外群體給予了積極的期望, 并有較強的意愿去驗證它。個體對完成目標有強烈的動機, 過強的趨近動機會使個體的注意力集中在目標上, 增加目標對注意資源的占用, 進而影響工作記憶相關認知資源的消耗(Gable & Harmon-Jones, 2010; Yüvrük et al., 2020)。以往研究者在解釋窒息效應發生的機制時也提到, 個體為達到外界的期望會增加完成任務的動機, 而動機和任務目標成績之間的關系符合耶克斯-多德森定律即倒U型關系, 過高強度的動機使得完成任務成績下降, 導致窒息效應的產生(Beilock & Gray, 2007)。此外, 對農村大學生而言, 由于積極元刻板印象較少, 會更加期待獲得外群體的認可, 導致較強的動機產生進而損害任務成績(Baumeister et al., 1985)。總之, 本研究發現積極元刻板印象激活會通過增加趨近動機降低高難度任務正確率, 揭示了積極元刻板印象影響工作記憶的內在機制。

5.3 核心自我評價的調節作用

核心自我評價在積極元刻板印象激活與工作記憶之間起調節作用。依據資源保護理論(Alarcon et al., 2011), 核心自我評價作為一種積極心理品質, 會抵抗積極元刻板印象帶來的消極影響。令人驚訝的是, 本研究發現積極元刻板印象激活后(與控制組相比), 高核心自我評價的被試在高難度任務(2-back)中工作記憶正確率降低。這表明當積極元刻板印象被激活時, 核心自我評價的保護作用消失。研究結果沒有支持假設的資源保護理論, 而是支持了壓力易損假說。在積極元刻板印象激活產生的高壓力環境下, 核心自我評價發揮了破壞性的作用, 使得高核心自我評價的個體更易產生窒息效應(Li et al., 2012; 王建平等, 2010)。究其原因, 可能與農村大學生這一群體有關。因為本研究中激活農村大學生的積極元刻板印象, 詢問他們認為城市大學生對農村大學生的看法, 這一過程中涉及到兩個群體的比較。而農村大學生與城市大學生相比處于弱勢地位(Xiang & Zhao, 2012)。根據社會比較理論, 弱勢群體在與優勢群體進行比較時, 會威脅到自我, 降低個體的自我評價(付宗國, 張承芬, 2004)。激活積極元刻板印象可能會威脅到農村大學生的自我評價, 而原本核心自我評價較高的個體會體驗到更大的沖突, 因此更易產生窒息效應。而自我評價較低的個體可能會更有防御性, 采取更為保守的策略來完成任務(Finkelstein et al., 2020)。這一發現也表明積極元刻板印象的激活對個體而言是一種高壓力環境。

本研究有以下理論意義：第一, 本研究首次發現了積極元刻板印象對工作記憶的消極影響, 豐富了積極元刻板印象激活效應的研究。已有研究探討了積極元刻板印象對群際態度、情緒等方面的影響(Fowler & Gasiorek, 2019; Matera et al., 2015)。本研究則將其擴展到認知加工相關的研究中, 這種擴展有助于更好地了解積極元刻板印象對認知加工的影響過程和作用結果。具體來說, 當積極元刻板印象激活時, 會引起較高的趨近動機進而對工作記憶產生消極影響, 而這種影響僅在高核心自我評價者中起作用。該發現幫助研究者們更為全面地理解元刻板印象與認知加工的關系。第二, 本研究澄清了積極元刻板印象窒息效應的機制。研究詳細考察了積極元刻板印象窒息效應, 發現了趨近動機的中介作用, 論證了積極元刻板印象激活的窒息效應與趨近動機的聯系。此外, 關注了核心自我評價的調節作用, 為主效應確立了邊界條件。

本研究有以下實踐意義：第一, 激活積極元刻板印象并不一定是減少消極元刻板印象消極影響的有效方法。以往研究發現積極元刻板印象可以改善群際態度, 比如激活積極元刻板印象與消極元刻板印象相比可以改善女性對聾啞人的態度(Matera et al., 2015)。本研究發現, 當群體持有較少積極元刻板印象時, 激活積極元刻板印象產生了窒息效應。因此, 激活積極元刻板印象的干預方法應謹慎采用。此外, 窒息效應的產生與積極元刻板印象的缺乏有關。增加積極元刻板印象的普識, 強化積極元刻板印象信念, 或許可以改善積極元刻板印象的窒息效應。第二, 關注積極元刻板印象影響中的高核心自我評價者。以往研究認為核心自我評價是積極的心理特質(Alarcon et al., 2011), 然而本研究結果表明當個體核心自我評價較高時, 積極元刻板印象窒息效應更容易發生。因此, 需增加對高核心自我評價者的關注, 以防止受到積極元刻板印象的影響, 導致其產生負面的表現。

5.4 局限與展望

第一, 未來研究需拓展窒息效應及機制。本研究在工作記憶領域發現了積極元刻板印象的窒息效應。然而, 促進效應的研究涉及到群際情緒、態度和社會性行為等方面(Fowler & Gasiorek, 2018, 2019; Matera et al., 2015; 林之萱等, 2020)。與促進效應的研究范圍相比, 窒息效應研究范圍較少, 未來可將研究拓展到群際情緒、社會性行為等其它方面。此外, 研究在積極元刻板印象與工作記憶之間發現了趨近動機的中介作用。然而, 由于僅使用單條目考察趨近動機, 未來亦可采用更多維的成熟量表來測量趨近動機以更深入探討其作用。未來研究還可以在其他積極元刻板印象領域對趨近動機的中介作用進行考察, 例如, 群際情緒、群際態度等, 以驗證該內在機制是否具有領域限制。同時, 根據壓力窒息效應, 壓力可能是積極元刻板印象窒息效應的重要機制, 未來研究可進一步考察該機制的作用, 以進一步彌補當前積極元刻板印象窒息效應研究的不足。

第二, 還需進一步關注積極元刻板印象窒息效應和促進效應發生的邊界條件。本研究發現積極元刻板印象激活會對工作記憶產生消極影響且僅存在于高核心自我評價者中。積極元刻板印象在何種情況下會對工作記憶產生積極影響？本研究發現窒息效應的原因可能是群體的選擇, 未來研究可從積極元刻板印象特質較多的群體中考察積極元刻板印象是否能夠產生促進效應。然而, 有關刻板印象研究表明, 無論是積極刻板印象還是消極刻板印象激活都會干擾認知功能(Shih et al., 2015)。是否同刻板印象一樣, 不論積極還是消極元刻板印象都會對工作記憶產生消極影響是未來值得探討的問題。

第三, 基于目前的研究結果, 可進一步探索減少積極元刻板印象負面影響的有效方法。目前, 元刻板印象干預方面主要集中于消極元刻板印象, 例如群際接觸、認知重評等(黃瀟瀟等, 2019; 吳佩佩等, 2019)。但是對于積極元刻板印象窒息效應干預研究較少, 未來亟需進一步探索。

6 結論

(1)積極元刻板印象激活會產生窒息效應, 降低工作記憶高難度任務的正確率。

(2)積極元刻板印象激活通過增加趨近動機影響工作記憶。

(3)核心自我評價調節積極元刻板印象窒息效應, 積極元刻板印象激活降低了高核心自我評價個體工作記憶高難度任務的正確率。

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Is positivity always beneficial? The effect of positive meta-stereotypes on working memory and their mechanism

DONG Tiantian1, XU Lulu2, HE Wen1

(1College of Education, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China) (2Student Affairs Steering Committee, Shanghai Jiao Tong University School of Medicine, Shanghai 200025, China)

Meta-stereotypes are ingroup beliefs regarding the stereotypes that outgroup members hold about the ingroup members. Studies on meta-stereotypes have been conducted with a focus from the negative perspective of it. In comparison, positive meta-stereotypes can have either a boost effect or a choking effect. However, there is a lack of discussion on them, especially in cognitive processing. As the core of cognitive processing, working memory influences many aspects of information processing. Based on the positive meta-stereotypes effect, this study investigates the relationship between positive meta-stereotypes and working memory, as well as their underlying mechanisms.

Approach motivation may be closely related to positive meta-stereotypes and working memory. When positive meta-stereotypes are activated, individuals tend to increase approach motivation to prove that they have reached the expectations of others. In addition, approach motivation is an essential factor affecting working memory. The stronger the approach motivation is, the worse the working memory performance will be. However, approach motivation’s role in the relationship between positive meta-stereotypes and working memory remains unknown. Therefore, this study clarifies the relationship between positive meta-stereotypes and working memory and reveals approach motivation’s mediating role in the association between positive meta-stereotypes and working memory.

Core self-evaluations refers to the essential evaluation of an individual’s ability and value, which may be a potential moderating variable of the meta-stereotypes effect. According to the Theory of Resource Conservation, core self-evaluations alleviates the harmful influence of external pressure on individuals. Individuals with high core self-evaluations have more resources to combat the adverse impact of pressure after positive meta-stereotypes are activated. To be more specific, when positive meta-stereotypes are activated, low core self-evaluators will experience stress, reducing working memory performance.

The current study comprised three experiments. Experiment 1 aimed to explore the relationship between meta-stereotypes and working memory in college students from rural areas. All participants were randomly assigned to positive meta-stereotypes activation or control conditions. They then completed meta-stereotypes manipulation examination and N-back task. Compared with the control group, the positive meta-stereotypes activation group had a lower working memory accuracy under difficult task conditions. Experiment 2 examined the mediating effect of approach motivation. All participants were randomly assigned to positive meta-stereotypes activation or control conditions. Subsequently, they completed meta-stereotypes manipulation examination, approach motivation measurement and N-back task. The results of Experiment 1 were replicated as approach motivation played a mediating role. Finally, Experiment 3 explored the moderating effect of core self- evaluations. The participants completed core self-evaluations measures and the same measurement as Experiment 2. The results replicated the findings of Experiment 2 and found that core self-evaluations played a moderator. The working memory accuracy of the participants with high core self-evaluations decreased in the difficult task (2-back). The research results support the “stress vulnerability hypothesis”.

This study enriches the previous research on meta-stereotypes and its mechanisms on working memory. These findings have theoretical value concerning meta-stereotypes effect and practical value in alleviating the harmful effects of positive meta-stereotypes.

positive meta-stereotypes, choking effect, working memory, approach motivation, core self-evaluations

2022-09-09

* 上海市哲學社會科學規劃項目(項目編號：2022BSH002)資助。

董天天和徐璐璐為本文共同第一作者。

賀雯, E-mail: hewen@shnu.edu.cn

B849: C91