董天天 徐璐璐 賀 雯

積極總是好的嗎？積極元刻板印象對(duì)工作記憶的影響及其機(jī)制*

董天天1徐璐璐2賀 雯1

(1上海師范大學(xué)教育學(xué)院, 上海 200234) (2上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院學(xué)生工作指導(dǎo)委員會(huì), 上海 200025)

以往關(guān)于元刻板印象的研究集中于消極視角, 而對(duì)積極元刻板印象如何影響認(rèn)知加工缺乏相應(yīng)探討。本研究采用N-back任務(wù), 選取農(nóng)村大學(xué)生為被試, 通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)考察積極元刻板印象激活對(duì)工作記憶的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明, 在工作記憶高難度任務(wù)(2-back)中, 積極元刻板印象激活會(huì)導(dǎo)致更低的正確率, 趨近動(dòng)機(jī)在其中起中介作用, 核心自我評(píng)價(jià)起調(diào)節(jié)作用, 即積極元刻板印象激活會(huì)通過增加趨近動(dòng)機(jī), 降低高難度任務(wù)的正確率, 且這一效應(yīng)僅存在于高核心自我評(píng)價(jià)者中。本研究將積極元刻板印象窒息效應(yīng)拓展到認(rèn)知加工領(lǐng)域, 并且揭示了窒息效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。

積極元刻板印象, 窒息效應(yīng), 工作記憶, 趨近動(dòng)機(jī), 核心自我評(píng)價(jià)

1 問題提出

元刻板印象是指?jìng)€(gè)體所持有的外群體成員關(guān)于其內(nèi)群體成員的刻板印象(Vorauer et al., 1998), 其效價(jià)可以是消極的、中性的或積極的(Anseel, 2011)。元刻板印象激活會(huì)產(chǎn)生諸多效應(yīng)(Oldenhuis, 2007; 董天天等, 2022; 賀雯等, 2014), 對(duì)個(gè)體的心理和行為表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響。以往研究對(duì)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(duì)社會(huì)心理的影響, 如群際情緒、態(tài)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(duì)個(gè)體認(rèn)知加工的影響, 如工作記憶(李夢(mèng)文等, 2021; 孫亞文等, 2015)。工作記憶作為認(rèn)知加工的重要形式, 與個(gè)體信息加工效率有密切關(guān)聯(lián), 會(huì)對(duì)個(gè)體的學(xué)習(xí)、推理、問題解決、創(chuàng)造力等多個(gè)方面產(chǎn)生影響(Groborz & Necka, 2003; Kane & Engle, 2003; 蔡丹等, 2013)。已有研究發(fā)現(xiàn)消極元刻板印象激活會(huì)給個(gè)體的認(rèn)知加工帶來消極影響, 它會(huì)占用工作記憶容量, 消耗有限的認(rèn)知資源, 降低工作記憶任務(wù)表現(xiàn)(Beilock & DeCaro, 2007; 李夢(mèng)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(huì)心理效應(yīng)(如群際情緒、態(tài)度) (Fowler & Gasiorek, 2019; Matera et al., 2015), 對(duì)積極元刻板印象激活影響個(gè)體認(rèn)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(chǎn)生何種效應(yīng), 取決于群體成員持有積極元刻板印象的數(shù)量, 如果群體成員持有更多的積極元刻板印象就更易產(chǎn)生“促進(jìn)效應(yīng)”, 反之則更易產(chǎn)生“窒息效應(yīng)” (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(huì)相信外群體的積極看法, 從而做出積極的反應(yīng)以回饋外群體的積極期望, 產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng); 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(yùn)動(dòng)能力好), 在積極元刻板印象激活后, 他們會(huì)檢索困難, 感覺到積極元刻板印象包含的積極特質(zhì)是不適用或不確定的, 產(chǎn)生自我懷疑, 自信心受損而感到壓力, 進(jìn)而產(chǎn)生窒息效應(yīng)(Sigelman & Tuch, 1997; Vázquez et al., 2017; Vorauer et al., 1998)。此外, 研究發(fā)現(xiàn)老年人在激活積極元刻板印象后, 認(rèn)為積極元刻板印象特質(zhì)不符合自己, 會(huì)表現(xiàn)出消極的群際接觸預(yù)期(Fowler & Gasiorek, 2018, 2019)。

積極元刻板印象激活使個(gè)體感受到外群體的期待, 一方面期待會(huì)對(duì)積極元刻板印象較少的群體造成壓力直接損害行為表現(xiàn), 另一方面它又會(huì)使個(gè)體感受到激勵(lì), 增強(qiáng)趨近動(dòng)機(jī)來支持外群體的期待(Baumeister, 1982; Finkelstein et al., 2015; Mesagno & Beckmann, 2017)。而趨近動(dòng)機(jī)又被證實(shí)是影響認(rèn)知加工的一個(gè)重要因素(Yüvrük et al., 2020), 較強(qiáng)的趨近動(dòng)機(jī)會(huì)抑制認(rèn)知反應(yīng)進(jìn)一步加劇窒息效應(yīng)(Bond, 1983)。因此, 趨近動(dòng)機(jī)可能是積極元刻板印象激活降低工作記憶任務(wù)表現(xiàn)的一個(gè)中介變量。而根據(jù)資源保護(hù)理論(Alarcon et al., 2011), 核心自我評(píng)價(jià)作為資源工具箱(Finkelstein et al., 2020), 可保護(hù)個(gè)體免受外界壓力的消極影響。因而, 核心自我評(píng)價(jià)可能緩沖積極元刻板印象激活產(chǎn)生的壓力, 在積極元刻板印象激活對(duì)工作記憶的影響中起到調(diào)節(jié)作用。

研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村大學(xué)生認(rèn)為自己在城市大學(xué)生心目中有較多的負(fù)面看法, 即他們持有更多的消極元刻板印象(如優(yōu)柔寡斷、不整潔等)和較少的積極元刻板印象(如獨(dú)立等) (孟小紅, 2013; 謝愛磊, 2018)。因此, 本研究選取農(nóng)村大學(xué)生作為研究對(duì)象, 探索積極元刻板印象激活對(duì)工作記憶的影響, 揭示積極元刻板印象激活窒息效應(yīng)及其內(nèi)在機(jī)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(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng), 也會(huì)產(chǎn)生窒息效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn), 積極元刻板印象激活可為個(gè)體帶來積極體驗(yàn), 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(rèn)為由外部評(píng)價(jià)產(chǎn)生的積極體驗(yàn)不僅會(huì)增加個(gè)體的自信水平、自我價(jià)值和自我效能感等內(nèi)部資源, 還可以幫助個(gè)體抵抗更多的壓力, 保證較難認(rèn)知任務(wù)的完成, 進(jìn)而提高認(rèn)知能力(Shih et al., 2012; Walton & Cohen, 2003)。例如, 感知到他人的積極評(píng)價(jià)可以提高個(gè)體思考和問題解決能力, 促進(jìn)在數(shù)學(xué)測(cè)試任務(wù)中的表現(xiàn)(Clark et al., 2017; Su et al., 2022)。此外, 窒息效應(yīng)假說指出當(dāng)個(gè)體意識(shí)到他人對(duì)自己的表現(xiàn)有過高期望時(shí), 會(huì)感受到壓力過大, 進(jìn)而表現(xiàn)不佳(Baumeister, 1984; Krendl et al., 2012; Tagler, 2012; Vorauer, 2002; Voyles et al., 2014)。在刻板印象研究領(lǐng)域, 窒息效應(yīng)用來解釋積極刻板印象不能提高任務(wù)表現(xiàn)的現(xiàn)象(Beilock & Carr, 2001; Cheryan & Bodenhausen, 2000)。研究者認(rèn)為積極刻板印象激活是一種期待, 當(dāng)個(gè)體懷疑自己是否有能力達(dá)到他人的期待時(shí), 會(huì)感到壓力(Smith & Johnson, 2006; Tagler, 2012), 使其監(jiān)督和控制自己的行為表現(xiàn), 占用認(rèn)知資源, 破壞認(rèn)知任務(wù)的執(zhí)行(Beilock & Carr, 2001; 2005; Mesagno & Beckmann, 2017; Tagler, 2012)。例如, Cheryan和Bodenhausen (2000)發(fā)現(xiàn), 當(dāng)亞裔美國(guó)女性被提醒亞洲人擅長(zhǎng)數(shù)學(xué), 在隨后的數(shù)學(xué)測(cè)試中表現(xiàn)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?yàn)榉e極元刻板印象激活意味著個(gè)體也要同群體其他成員一樣優(yōu)秀。尤其是群體持有的積極元刻板印象數(shù)量較少時(shí), 個(gè)體會(huì)產(chǎn)生自我懷疑, 產(chǎn)生窒息效應(yīng)(Vázquez et al., 2017), 影響認(rèn)知任務(wù)的表現(xiàn)。由于本研究以農(nóng)村大學(xué)生為被試, 而農(nóng)村大學(xué)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(chǎn)生窒息效應(yīng), 損害工作記憶任務(wù)的完成。

1.2 趨近動(dòng)機(jī)的中介作用

雖然對(duì)持有較少積極元刻板印象的群體, 激活積極元刻板印象會(huì)導(dǎo)致其產(chǎn)生壓力, 但積極元刻板印象同時(shí)也是一種期待。積極元刻板印象反映了外群體對(duì)內(nèi)群體的積極評(píng)價(jià), 如熱情的, 其激活會(huì)使個(gè)體意識(shí)到外群體的期待(Finkelstein et al., 2015; Fowler & Gasiorek, 2019)。個(gè)體在感受到外界的期待時(shí)往往會(huì)試圖創(chuàng)造美好的形象來支持外界對(duì)自己的期待(Baumeister, 1982; Mesagno & Beckmann, 2017), 增加完成任務(wù)的趨近動(dòng)機(jī)(Bond, 1983)。因此, 積極元刻板印象激活可能會(huì)使得個(gè)體增加趨近動(dòng)機(jī)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(huì)提高趨近動(dòng)機(jī), 但在刻板印象領(lǐng)域已有證據(jù)表明, 不管是積極自我還是他人刻板印象的激活都會(huì)提高個(gè)體的趨近動(dòng)機(jī)(Seibt & F?rster, 2004; 馮軻, 2017)。

此外, 由外界期望產(chǎn)生的高強(qiáng)度趨近動(dòng)機(jī)可能會(huì)進(jìn)一步造成窒息效應(yīng)的產(chǎn)生(Beilock & Gray, 2007)。在Gable和Harmon-Jones (2010)提出的情緒動(dòng)機(jī)維度模型中, 趨近動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱會(huì)對(duì)認(rèn)知功能產(chǎn)生不同程度的影響。研究者發(fā)現(xiàn), 在誘發(fā)高強(qiáng)度的趨近動(dòng)機(jī)后, 被試的注意范圍認(rèn)知反應(yīng)受到抑制; 相反, 低強(qiáng)度的趨近動(dòng)機(jī)會(huì)降低個(gè)體對(duì)目標(biāo)的注意力集中水平, 從而擴(kuò)大注意和認(rèn)知活動(dòng), 提高個(gè)體的認(rèn)知靈活性(Gable & Harmon-Jones, 2010; 鄒吉林等, 2011)。較高的趨近動(dòng)機(jī)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(rèn)知資源少于低趨近動(dòng)機(jī)條件(劉芳等, 2016)。不管是注意加工范圍還是認(rèn)知資源都與工作記憶密切相關(guān)(Conway et al., 2002)。在工作記憶有關(guān)的研究中, 研究者發(fā)現(xiàn)趨近動(dòng)機(jī)會(huì)影響工作記憶, 例如, 與回避動(dòng)機(jī)相比, 趨近動(dòng)機(jī)會(huì)增加N-back任務(wù)的反應(yīng)時(shí)(Yüvrük et al., 2020); 另外, 較高的趨近動(dòng)機(jī)會(huì)降低高難度工作記憶任務(wù)的正確率(Avery & Smillie, 2013)。因?yàn)樵诿鎸?duì)難度較大的任務(wù)時(shí), 趨近動(dòng)機(jī)更容易激起個(gè)體的生理喚醒(Bond, 1983)。因此, 積極元刻板印象對(duì)工作記憶產(chǎn)生影響可能與引起較高的趨近動(dòng)機(jī)有關(guān)。

1.3 核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

核心自我評(píng)價(jià)(Core self-evaluations)是指?jìng)€(gè)體對(duì)能力和價(jià)值的最基本評(píng)價(jià), 是自我概念的中心特征變量, 包括自我效能感、自尊、控制點(diǎn)和情緒穩(wěn)定性(Chang et al., 2012; Judge & Bono, 2001; Judge et al., 1998)。核心自我評(píng)價(jià)作為一種高階心理特質(zhì)影響著重要的心理行為反應(yīng)(Cross et al., 2021; 黎建斌, 聶衍剛, 2010)。Finkelstein等人(2015)提出核心自我評(píng)價(jià)可能是元刻板印象效應(yīng)的潛在調(diào)節(jié)變量。依據(jù)資源保護(hù)理論, 核心自我評(píng)價(jià)作為資源工具箱, 可以緩解外部壓力對(duì)個(gè)體的消極影響(Alarcon et al., 2011; Finkelstein et al., 2020)。例如, 核心自我評(píng)價(jià)高的個(gè)體在工作中可以產(chǎn)生各種心理資源, 保護(hù)個(gè)體免受壓力的困擾(Bipp et al., 2019)。因此, 當(dāng)面對(duì)積極元刻板印象激活帶來的壓力時(shí), 核心自我評(píng)價(jià)高的個(gè)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(píng)價(jià)低的個(gè)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(píng)價(jià)可能會(huì)緩沖元刻板印象對(duì)工作記憶的消極影響, 即當(dāng)積極元刻板印象激活時(shí), 相比高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體, 低核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體表現(xiàn)更差。具體而言, 當(dāng)積極元刻板印象激活時(shí), 低核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體更有可能表現(xiàn)出窒息效應(yīng), 即工作記憶成績(jī)下降, 而高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體則不會(huì)。

綜上所述, 本研究采用N-back任務(wù), 選取農(nóng)村大學(xué)生為被試, 通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)探究積極元刻板印象激活的窒息效應(yīng)及作用機(jī)制。實(shí)驗(yàn)1考察積極元刻板印象激活是否產(chǎn)生窒息效應(yīng), 驗(yàn)證假設(shè)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(yīng)時(shí)增加; 在此基礎(chǔ)上, 實(shí)驗(yàn)2考察積極元刻板印象激活產(chǎn)生窒息效應(yīng)的機(jī)制, 驗(yàn)證假設(shè)2：積極元刻板印象激活通過增加趨近動(dòng)機(jī)影響工作記憶; 實(shí)驗(yàn)3考察不同核心自我評(píng)價(jià)水平對(duì)積極元刻板印象激活時(shí)產(chǎn)生壓力的緩沖作用, 驗(yàn)證假設(shè)3：積極元刻板印象激活使得低核心自我評(píng)價(jià)者工作記憶正確率降低, 反應(yīng)時(shí)增加?；谏鲜龇治? 我們建構(gòu)了圖1所示的積極元刻板印象激活影響工作記憶的假設(shè)模型。以此, 更系統(tǒng)全面地了解積極元刻板印象激活的認(rèn)知效應(yīng)及作用機(jī)制。

2 實(shí)驗(yàn)1：積極元刻板印象激活對(duì)工作記憶的影響

本實(shí)驗(yàn)旨在考察積極元刻板印象激活對(duì)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達(dá)到80% (1 ? β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。通過廣告招募97名農(nóng)村大學(xué)生(戶籍所在地和家庭常住地均為農(nóng)村, 男30名, 女67名; 平均年齡為19.74± 1.02歲)。剔除11個(gè)無效數(shù)據(jù)(問卷未完成, 正確率、反應(yīng)時(shí)在3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試獲得10元報(bào)酬。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)及卡方檢驗(yàn)的結(jié)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(shí)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(duì)工作記憶的影響。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務(wù)難度: 低/中/高)混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。自變量為激活類型和任務(wù)難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務(wù)難度為被試內(nèi)變量。因變量為N-back任務(wù)反應(yīng)時(shí)和正確率。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)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(rèn)為城市大學(xué)生對(duì)農(nóng)村大學(xué)生持有的4個(gè)積極印象; 控制組被試列出當(dāng)前科學(xué)技術(shù)發(fā)展的4個(gè)印象。

(2)元刻板印象激活操縱檢驗(yàn)

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

(3)工作記憶任務(wù)

采用N-back任務(wù)來測(cè)量工作記憶。該任務(wù)選擇了3種黑色的實(shí)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(shí)驗(yàn)程序

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

N-back程序由E-prime 2.0編寫。任務(wù)包含三個(gè)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(wù)。在0-back任務(wù)中, 三角形出現(xiàn)時(shí)按“A”鍵, 其他形狀(圓形或正方形)出現(xiàn)時(shí)按“L”鍵。在1-back任務(wù)中, 將當(dāng)前出現(xiàn)的圖形與之前的圖形進(jìn)行比較, 并判斷兩者是否相同。在2-back任務(wù)中, 將當(dāng)前出現(xiàn)的圖形與前兩個(gè)出現(xiàn)的圖形(前一個(gè)的前一個(gè)圖形)進(jìn)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(xiàng)任務(wù)開始之前, 電腦屏幕上都會(huì)出現(xiàn)指導(dǎo)語(yǔ)。接著進(jìn)行練習(xí)實(shí)驗(yàn), 在充分理解實(shí)驗(yàn)要求后方可進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)過程中先呈現(xiàn)500 ms注視點(diǎn), 再呈現(xiàn)500 ms刺激, 最后是2000 ms的判斷時(shí)間。

2.2 結(jié)果

2.2.1 操縱檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)元刻板印象激活的有效性, 對(duì)操縱問題的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。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(shí)驗(yàn)操縱有效。

2.2.2 N-back任務(wù)成績(jī)

對(duì)N-back任務(wù)中的正確率和反應(yīng)時(shí)進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應(yīng)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(wù)難度主效應(yīng)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(wù)難度之間交互作用顯著,(2, 168) = 5.60,= 0.004, η2p= 0.06。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 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(yīng)時(shí)維度, 激活類型主效應(yīng)不顯著,(1, 84) = 1.15,= 0.288。任務(wù)難度主效應(yīng)顯著,(2, 168) = 91.58,< 0.001, η2p= 0.52, 中難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 710.54,= 19.11), 95% CI = [210.37, 267.85], 和高難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 778.97,= 30.59), 95% CI = [249.82, 365.25], 均長(zhǎng)于低難度條件(= 471.43,= 10.60); 高難度條件的反應(yīng)時(shí)長(zhǎng)于中難度條件, 95% CI = [17.45, 119.40]。激活類型和任務(wù)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(guān)系

為進(jìn)一步檢驗(yàn)性別因素對(duì)激活類型與工作記憶的影響, 控制性別后, 以高難度任務(wù)條件正確率為結(jié)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(yù)測(cè)變量進(jìn)行線性回歸分析, 結(jié)果顯示激活類型對(duì)高難度任務(wù)正確率的回歸系數(shù)顯著(β= –0.27,= 0.025), 說明積極元刻板印象激活可以負(fù)向預(yù)測(cè)高難度任務(wù)正確率。回歸分析與方差分析的結(jié)論一致。在模型中性別對(duì)高難度任務(wù)正確率的預(yù)測(cè)作用不顯著(β= –0.001,= 0.996)。

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1, 激活積極元刻板印象后, 高難度任務(wù)(2-back)的正確率低于控制組。然而, 積極元刻板印象激活對(duì)反應(yīng)時(shí)沒有影響, 這可能是被試在完成工作記憶任務(wù)時(shí)存在速度、正確率的權(quán)衡, 這與孫亞文等人(2015)在消極元刻板印象激活對(duì)工作記憶影響的研究類似?？傊? 積極元刻板印象對(duì)工作記憶任務(wù)的正確率有消極影響, 且這種影響僅限于最大認(rèn)知負(fù)荷的工作記憶任務(wù), 這說明積極元刻板印象激活造成了額外的認(rèn)知負(fù)擔(dān), 干擾了復(fù)雜認(rèn)知任務(wù)的執(zhí)行, 即積極元刻板印象激活產(chǎn)生了窒息效應(yīng)。究其原因, 可能與農(nóng)村大學(xué)生持有積極元刻板印象較少, 在面對(duì)外群體的期待時(shí)感到自我懷疑有關(guān)。因?yàn)槌钟蟹e極元刻板印象數(shù)量較少的群體更有可能產(chǎn)生窒息效應(yīng)(Vázquez et al., 2017)。此外, 由于積極元刻板印象包含許多積極特質(zhì), 其激活會(huì)使個(gè)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(nóng)村大學(xué)生可能會(huì)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(huì)使得個(gè)體產(chǎn)生較強(qiáng)的趨近動(dòng)機(jī)來完成任務(wù)。而趨近動(dòng)機(jī)又是影響工作記憶的一個(gè)重要因素(Avery & Smillie, 2013; Yüvrük et al., 2020)。因此, 為進(jìn)一步探索積極元刻板印象窒息效應(yīng)的機(jī)制, 在實(shí)驗(yàn)2中探究趨近動(dòng)機(jī)的中介作用。

3 實(shí)驗(yàn)2：趨近動(dòng)機(jī)的中介作用

實(shí)驗(yàn)1探究了積極元刻板印象如何影響工作記憶任務(wù)表現(xiàn)。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(wù)正確率降低。本實(shí)驗(yàn)在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討積極元刻板印象對(duì)工作記憶的影響及趨近動(dòng)機(jī)的作用。在本實(shí)驗(yàn)中, 被試在積極元刻板印象激活或控制條件下完成趨近動(dòng)機(jī)和工作記憶任務(wù)。

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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達(dá)到80% (1 ? β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。通過廣告招募94名農(nóng)村大學(xué)生(戶籍所在地和家庭常住地均為農(nóng)村)。剔除8個(gè)無效數(shù)據(jù)(問卷未完成, 正確率在3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試得到15元報(bào)酬。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)及卡方檢驗(yàn)的結(jié)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務(wù)難度: 低/中/高)混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。自變量為激活類型和任務(wù)難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務(wù)難度為被試內(nèi)變量。因變量為趨近動(dòng)機(jī)量表得分和N-back任務(wù)反應(yīng)時(shí)和正確率。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)工具和材料

趨近動(dòng)機(jī)：被試回答對(duì)目前任務(wù)的接近程度來測(cè)量趨近動(dòng)機(jī)(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(shí)驗(yàn)1。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

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

3.2 結(jié)果

3.2.1 操縱檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)元刻板印象激活的有效性, 對(duì)操縱問題的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。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(shí)驗(yàn)操縱有效。

3.2.2 趨近動(dòng)機(jī)

對(duì)趨近動(dòng)機(jī)得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。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(dòng)機(jī)(= 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(wù)成績(jī)

對(duì)N-back任務(wù)中的正確率和反應(yīng)時(shí)進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應(yīng)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(wù)難度主效應(yīng)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(wù)難度之間交互作用顯著,(2, 168) = 4.61,= 0.011, η2p= 0.05。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 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(yīng)時(shí)維度, 激活類型主效應(yīng)不顯著,(1, 84) = 0.41,= 0.522。任務(wù)難度主效應(yīng)顯著,(2, 168) = 137.34,< 0.001, η2p= 0.62, 中難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 746.58,= 16.26), 95% CI = [254.89, 304.98], 和高難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 814.74,= 26.14), 95% CI = [296.98, 399.22], 均長(zhǎng)于低難度條件(= 466.64,= 11.32); 高難度條件的反應(yīng)時(shí)長(zhǎng)于中難度條件, 95% CI = [16.80, 119.53]。激活類型和任務(wù)難度交互作用不顯著,(2, 168) = 1.84,= 0.162。

3.2.4 趨近動(dòng)機(jī)的中介作用

各變量之間的相關(guān)關(guān)系如表1所示, 表1表明激活類型與趨近動(dòng)機(jī)和高難度條件下的正確率顯著相關(guān)。

為探討趨近動(dòng)機(jī)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(píng)估其中介效應(yīng)(Hayes, 2013)。設(shè)置重復(fù)樣本為5000次, 計(jì)算95%置信區(qū)間, 若不包含0, 則間接效應(yīng)成立。檢驗(yàn)水準(zhǔn)為α = 0.05。

結(jié)果表明(見圖2), 積極元刻板印象激活正向預(yù)測(cè)趨近動(dòng)機(jī)(β0.49,0022, 95% CI = [0.07, 0.91]), 負(fù)向預(yù)測(cè)高難度任務(wù)的正確率(β?0.46,0.028, 95% CI = [?0.88, ?0.05]); 此外, 趨近動(dòng)機(jī)負(fù)向預(yù)測(cè)高難度任務(wù)的正確率(β?0.26,0014, 95% CI = [?0.47, ?0.05])。結(jié)果表明, 趨近動(dòng)機(jī)在積極元刻板印象激活對(duì)工作記憶的影響中起部分中介作用, 中介效應(yīng)(?0.13)占總效應(yīng)(?0.59)的22.03%。

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2驗(yàn)證了假設(shè)2, 與實(shí)驗(yàn)1結(jié)果一致, 激活積極元刻板印象后, 高難度任務(wù)(2-back)的正確率下降。本實(shí)驗(yàn)結(jié)果再次驗(yàn)證了積極元刻板印象激活的窒息效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 當(dāng)積極元刻板印象被激活時(shí), 被試有更強(qiáng)的趨近動(dòng)機(jī), 進(jìn)而引起工作記憶高難度任務(wù)正確率的下降。這是因?yàn)榉e極元刻板印象激活為個(gè)體營(yíng)造了一個(gè)目標(biāo)和期望, 使得個(gè)體增強(qiáng)趨近動(dòng)機(jī)來證明自己(Finkelstein et al., 2015; Seibt & F?rster, 2004)。過高的趨近動(dòng)機(jī)使得導(dǎo)致完成工作記憶任務(wù)的認(rèn)知資源減少, 降低工作記憶任務(wù)正確率(Beilock & Gray, 2007; Gable & Harmon- Jones, 2010; Yüvrük et al., 2020; 劉芳等, 2016)。實(shí)驗(yàn)2的研究結(jié)果表明趨近動(dòng)機(jī)是積極元刻板印象窒息效應(yīng)的中介機(jī)制。此外, 以往研究認(rèn)為核心自我評(píng)價(jià)可為個(gè)體提供完成任務(wù)所需的內(nèi)部資源(Finkelstein et al., 2015), 可能會(huì)緩沖元刻板印象對(duì)工作記憶的消極影響。因此, 我們?cè)趯?shí)驗(yàn)3中進(jìn)一步探索核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用。

4 實(shí)驗(yàn)3：核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步重復(fù)驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)1。積極元刻板印象激活造成了高任務(wù)難度工作記憶表現(xiàn)下降, 這一過程趨近動(dòng)機(jī)起中介作用。然后, 我們考慮到積極元刻板印象窒息效應(yīng)是否在所有情況下都會(huì)產(chǎn)生此效果。因此, 實(shí)驗(yàn)3探討了核心自我評(píng)價(jià)(一個(gè)重要的個(gè)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(jù)。

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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),= 0.25, α = 0.05, 需要86名被試達(dá)到80% (1 ? β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。通過廣告招募96名農(nóng)村大學(xué)生(戶籍所在地和家庭常住地均為農(nóng)村)。剔除10個(gè)無效數(shù)據(jù)(問卷未完成, 正確率在3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試得到15元報(bào)酬。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)及卡方檢驗(yàn)的結(jié)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(cè)量變量之間的相關(guān)系數(shù)

注:*< 0.05,**< 0.01,***< 0.001.

圖2 趨近動(dòng)機(jī)的中介作用圖

4.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 (激活類型: 積極元刻板印象激活/控制組) × 3 (任務(wù)難度: 低/中/高)混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。自變量為激活類型和任務(wù)難度, 其中激活類型為被試間變量, 任務(wù)難度為被試內(nèi)變量。因變量為趨近動(dòng)機(jī)量表得分和N-back任務(wù)反應(yīng)時(shí)和正確率。

4.1.3 實(shí)驗(yàn)工具和材料

核心自我評(píng)價(jià)量表：采用由Judge等人(2003)編制的核心自我評(píng)價(jià)量表, 共12個(gè)項(xiàng)目, 5點(diǎn)計(jì)分(1 = 非常不同意, 5 = 非常同意)。分?jǐn)?shù)越高, 表明核心自我評(píng)價(jià)越高。本研究的Cronbach’s α 為0.85。除此之外的所有實(shí)驗(yàn)工具和材料同實(shí)驗(yàn)2。

4.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

被試在獲得知情同意后被隨機(jī)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(píng)價(jià)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(dòng)機(jī)量表, 最后進(jìn)行了與實(shí)驗(yàn)1相同的N-back任務(wù)。此過程約15分鐘。

4.2 結(jié)果

4.2.1 操縱檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)元刻板印象激活的有效性, 對(duì)操縱問題得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。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(shí)驗(yàn)操縱有效。

4.2.2 趨近動(dòng)機(jī)

對(duì)趨近動(dòng)機(jī)得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。分析結(jié)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(dòng)機(jī)(= 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(wù)成績(jī)

對(duì)N-back任務(wù)的正確率和反應(yīng)時(shí)進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。在正確率維度, 激活類型主效應(yīng)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(wù)難度主效應(yīng)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(wù)難度交互作用顯著,(2, 168) = 6.12,= 0.003, η2p= 0.07, 簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)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(yīng)時(shí)維度, 激活類型主效應(yīng)不顯著,(1, 84) = 1.65,= 0.203。任務(wù)難度主效應(yīng)顯著,(2, 168) = 95.87,< 0.001, η2p= 0.53, 中難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 700.71,= 14.30), 95% CI = [197.75, 252.35], 和高難度條件的反應(yīng)時(shí)(= 811.64,= 28.34), 95% CI = [276.72, 395.24], 長(zhǎng)于低難度條件(= 475.66,= 10.20); 高難度條件的反應(yīng)時(shí)長(zhǎng)于中難度條件, 95% CI = [56.19, 165.66]。激活類型和任務(wù)難度的交互作用不顯著,(2, 168) = 1.90,= 0.153。

4.2.4 核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

采用Process模型5分析核心自我評(píng)價(jià)調(diào)節(jié)作用。以積極元刻板印象為自變量, 以趨近動(dòng)機(jī)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(píng)價(jià)。

結(jié)果表明(見表2), 積極元刻板印象激活正向預(yù)測(cè)趨近動(dòng)機(jī)(β = 0.47,= 0.027), 負(fù)向預(yù)測(cè)高難度任務(wù)正確率(β = ?0.45,= 0.023); 趨近動(dòng)機(jī)負(fù)向預(yù)測(cè)高難度任務(wù)正確率(β = ?0.24,= 0.023)。積極元刻板印象激活和核心自我評(píng)價(jià)的交互項(xiàng)對(duì)高難度任務(wù)正確率有顯著的預(yù)測(cè)作用(β = ?0.52,= 0.008)。這表明, 核心自我評(píng)價(jià)調(diào)節(jié)了積極元刻板印象激活與工作記憶之間的關(guān)系。

表2 核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

為更清楚地揭示該調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)質(zhì), 將核心自我評(píng)價(jià)按照正負(fù)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差高低分組, 進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。當(dāng)核心自我評(píng)價(jià)較低時(shí)(? 1), 積極元刻板印象的激活組高難度任務(wù)的正確率和控制組差異不顯著(βsimple= 0.07,= 0.26,= 0.791)。當(dāng)核心自我評(píng)價(jià)較高時(shí)(+ 1), 積極元刻板印象激活組高難度任務(wù)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(píng)價(jià)越高, 積極元刻板印象的激活對(duì)高難度任務(wù)正確率的影響越大(見圖3)。

圖3 核心自我評(píng)價(jià)在積極元刻板印象與高難度任務(wù)正確率中的調(diào)節(jié)作用

4.3 討論

實(shí)驗(yàn)3的結(jié)果驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)2, 同時(shí)發(fā)現(xiàn)了核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)積極元刻板印象激活時(shí), 高核心自我評(píng)價(jià)被試在工作記憶高難度任務(wù)(2-back)中的正確率更低。然而, 積極元刻板印象對(duì)低核心自我評(píng)價(jià)者并沒有產(chǎn)生影響。這表明積極元刻板印象窒息效應(yīng)更可能發(fā)生在具有高核心自我評(píng)價(jià)者中, 沒有支持假設(shè)3。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是, 核心自我評(píng)價(jià)在積極元刻板印象激活中發(fā)揮了脆弱性因素的作用(劉丹霓, 李董平, 2017)。根據(jù)壓力易損假說, 具有積極品質(zhì)的保護(hù)性因子會(huì)受到風(fēng)險(xiǎn)因素的制約, 使得個(gè)體在低壓力環(huán)境下表現(xiàn)良好, 但在高壓力環(huán)境下會(huì)破壞個(gè)體的表現(xiàn)(Chu et al., 2021; Li et al., 2012; 王建平等, 2010)。有實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)高核心自我評(píng)價(jià)會(huì)加劇壓力等風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)學(xué)習(xí)等的危害(高斌等, 2021)。因此, 積極元刻板印象激活產(chǎn)生的高壓力環(huán)境使得高核心自我評(píng)價(jià)的被試更容易產(chǎn)生窒息效應(yīng)。

5 總討論

實(shí)驗(yàn)1結(jié)果表明, 相比控制組, 積極元刻板印象激活會(huì)降低工作記憶高難度任務(wù)的正確率。實(shí)驗(yàn)2結(jié)果表明, 相比控制組, 積極元刻板印象激活的趨近動(dòng)機(jī)顯著增強(qiáng), 積極元刻板印象激活通過趨近動(dòng)機(jī)降低高難度任務(wù)的正確率。實(shí)驗(yàn)3結(jié)果表明, 核心自我評(píng)價(jià)起調(diào)節(jié)作用, 積極元刻板印象激活通過增加趨近動(dòng)機(jī)降低高難度任務(wù)的正確率僅存在于高核心自我評(píng)價(jià)者中, 低核心自我評(píng)價(jià)者中未發(fā)現(xiàn)此效應(yīng)。

5.1 積極元刻板印象激活對(duì)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)?？紤]到元刻板印象效價(jià)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(chǔ)之上(李夢(mèng)文等, 2021; 孫亞文等, 2015), 探究了積極元刻板印象對(duì)工作記憶的影響。本研究的3個(gè)實(shí)驗(yàn)一致發(fā)現(xiàn)積極元刻板印象激活組在高難度任務(wù)(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(chǎn)生了窒息效應(yīng)。根據(jù)窒息效應(yīng)假說, 當(dāng)積極元刻板印象激活后, 個(gè)體感受到期待, 壓力增加, 進(jìn)而迫使他們監(jiān)督自己的行為表現(xiàn)以達(dá)到外群體的預(yù)期(Beilock & Carr, 2001; Tagler, 2012), 并占用相關(guān)認(rèn)知資源(Belletier et al., 2015; Engle, 2002; Mesagno & Beckmann, 2017), 使得在執(zhí)行難度較大的工作記憶任務(wù)時(shí)正確率下降。此外, 本研究的結(jié)果一定程度上與相關(guān)的研究證據(jù)相一致, 例如Baumeister (1984)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)被告知他人期望他們成功時(shí), 其任務(wù)表現(xiàn)會(huì)大打折扣。因?yàn)樗麄冇X得有必要滿足他人的期待, 此時(shí)積極的評(píng)價(jià)對(duì)他們而言不僅是一個(gè)參考, 還是一個(gè)比較的標(biāo)準(zhǔn), 如果完成不了就意味著失敗, 這會(huì)增加他們的壓力使得任務(wù)表現(xiàn)變差(Seibt & F?rster, 2004)。

同時(shí), 研究發(fā)現(xiàn)窒息效應(yīng)的發(fā)生僅限于認(rèn)知負(fù)荷要求較高的高難度任務(wù)(2-back), 在0-back和1-back任務(wù)中, 積極元刻板印象激活組和控制組的任務(wù)成績(jī)沒有顯著差異。這表明, 當(dāng)工作記憶中需要監(jiān)控、更新、存儲(chǔ)的需求較低時(shí), 積極元刻板印象激活(與控制組相比)不會(huì)影響工作記憶的加工。在高難度條件下, 任務(wù)的完成對(duì)個(gè)體的認(rèn)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(rèn)知資源受限, 正確率下降。而在難度較低的任務(wù)條件下, 任務(wù)的完成需要的認(rèn)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(xiàn)窒息效應(yīng), 可能與被試選取有關(guān)。農(nóng)村大學(xué)生在與城市大學(xué)生進(jìn)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(duì)他們來說是較難提取的。當(dāng)積極元刻板印象較難提取時(shí), 積極元刻板印象激活對(duì)個(gè)體而言是一種壓力, 容易引發(fā)窒息效應(yīng)(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(yīng)。

5.2 趨近動(dòng)機(jī)的中介作用

趨近動(dòng)機(jī)是積極元刻板印象對(duì)工作記憶產(chǎn)生影響的一個(gè)重要機(jī)制。實(shí)驗(yàn)2發(fā)現(xiàn), 積極元刻板印象激活顯著預(yù)測(cè)趨近動(dòng)機(jī)即積極元刻板印象增加了被試的趨近動(dòng)機(jī)。積極元刻板印象蘊(yùn)含著外群體的積極評(píng)價(jià)如“有經(jīng)驗(yàn)的、善良的”, 會(huì)使得個(gè)體想要滿足外界的期待證明自己的實(shí)力, 這與完成任務(wù)的趨近動(dòng)機(jī)有關(guān)(Finkelstein et al., 2015)。例如先前有研究發(fā)現(xiàn)積極刻板印象激活增加了個(gè)體的趨近動(dòng)機(jī)(馮軻, 2017)。同理, 在本研究中積極元刻板印象激活使個(gè)體意識(shí)到外群體的積極評(píng)價(jià), 這對(duì)他們而言是一個(gè)參考點(diǎn)或目標(biāo), 會(huì)引導(dǎo)他們接近這一理想狀態(tài)(Finkelstein et al., 2015; Seibt & F?rster, 2004)。因此, 積極元刻板印象激活使得個(gè)體的趨近動(dòng)機(jī)增加。

其次, 趨近動(dòng)機(jī)負(fù)向預(yù)測(cè)工作記憶高難度任務(wù)正確率, 即趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越高, 工作記憶任務(wù)成績(jī)?cè)讲?。這與以往研究一致, 例如在關(guān)于不同趨近動(dòng)機(jī)對(duì)工作記憶影響的研究中發(fā)現(xiàn), 高強(qiáng)度的趨近動(dòng)機(jī)會(huì)降低工作記憶的正確率(Yüvrük et al., 2020)。進(jìn)一步中介效應(yīng)分析表明, 趨近動(dòng)機(jī)在積極元刻板印象激活與工作記憶之間起中介作用。當(dāng)積極元刻板印象激活時(shí), 個(gè)體會(huì)認(rèn)為外群體給予了積極的期望, 并有較強(qiáng)的意愿去驗(yàn)證它。個(gè)體對(duì)完成目標(biāo)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī), 過強(qiáng)的趨近動(dòng)機(jī)會(huì)使個(gè)體的注意力集中在目標(biāo)上, 增加目標(biāo)對(duì)注意資源的占用, 進(jìn)而影響工作記憶相關(guān)認(rèn)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(yīng)發(fā)生的機(jī)制時(shí)也提到, 個(gè)體為達(dá)到外界的期望會(huì)增加完成任務(wù)的動(dòng)機(jī), 而動(dòng)機(jī)和任務(wù)目標(biāo)成績(jī)之間的關(guān)系符合耶克斯-多德森定律即倒U型關(guān)系, 過高強(qiáng)度的動(dòng)機(jī)使得完成任務(wù)成績(jī)下降, 導(dǎo)致窒息效應(yīng)的產(chǎn)生(Beilock & Gray, 2007)。此外, 對(duì)農(nóng)村大學(xué)生而言, 由于積極元刻板印象較少, 會(huì)更加期待獲得外群體的認(rèn)可, 導(dǎo)致較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)產(chǎn)生進(jìn)而損害任務(wù)成績(jī)(Baumeister et al., 1985)?？傊? 本研究發(fā)現(xiàn)積極元刻板印象激活會(huì)通過增加趨近動(dòng)機(jī)降低高難度任務(wù)正確率, 揭示了積極元刻板印象影響工作記憶的內(nèi)在機(jī)制。

5.3 核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

核心自我評(píng)價(jià)在積極元刻板印象激活與工作記憶之間起調(diào)節(jié)作用。依據(jù)資源保護(hù)理論(Alarcon et al., 2011), 核心自我評(píng)價(jià)作為一種積極心理品質(zhì), 會(huì)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(fā)現(xiàn)積極元刻板印象激活后(與控制組相比), 高核心自我評(píng)價(jià)的被試在高難度任務(wù)(2-back)中工作記憶正確率降低。這表明當(dāng)積極元刻板印象被激活時(shí), 核心自我評(píng)價(jià)的保護(hù)作用消失。研究結(jié)果沒有支持假設(shè)的資源保護(hù)理論, 而是支持了壓力易損假說。在積極元刻板印象激活產(chǎn)生的高壓力環(huán)境下, 核心自我評(píng)價(jià)發(fā)揮了破壞性的作用, 使得高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體更易產(chǎn)生窒息效應(yīng)(Li et al., 2012; 王建平等, 2010)。究其原因, 可能與農(nóng)村大學(xué)生這一群體有關(guān)。因?yàn)楸狙芯恐屑せ钷r(nóng)村大學(xué)生的積極元刻板印象, 詢問他們認(rèn)為城市大學(xué)生對(duì)農(nóng)村大學(xué)生的看法, 這一過程中涉及到兩個(gè)群體的比較。而農(nóng)村大學(xué)生與城市大學(xué)生相比處于弱勢(shì)地位(Xiang & Zhao, 2012)。根據(jù)社會(huì)比較理論, 弱勢(shì)群體在與優(yōu)勢(shì)群體進(jìn)行比較時(shí), 會(huì)威脅到自我, 降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)(付宗國(guó), 張承芬, 2004)。激活積極元刻板印象可能會(huì)威脅到農(nóng)村大學(xué)生的自我評(píng)價(jià), 而原本核心自我評(píng)價(jià)較高的個(gè)體會(huì)體驗(yàn)到更大的沖突, 因此更易產(chǎn)生窒息效應(yīng)。而自我評(píng)價(jià)較低的個(gè)體可能會(huì)更有防御性, 采取更為保守的策略來完成任務(wù)(Finkelstein et al., 2020)。這一發(fā)現(xiàn)也表明積極元刻板印象的激活對(duì)個(gè)體而言是一種高壓力環(huán)境。

本研究有以下理論意義：第一, 本研究首次發(fā)現(xiàn)了積極元刻板印象對(duì)工作記憶的消極影響, 豐富了積極元刻板印象激活效應(yīng)的研究。已有研究探討了積極元刻板印象對(duì)群際態(tài)度、情緒等方面的影響(Fowler & Gasiorek, 2019; Matera et al., 2015)。本研究則將其擴(kuò)展到認(rèn)知加工相關(guān)的研究中, 這種擴(kuò)展有助于更好地了解積極元刻板印象對(duì)認(rèn)知加工的影響過程和作用結(jié)果。具體來說, 當(dāng)積極元刻板印象激活時(shí), 會(huì)引起較高的趨近動(dòng)機(jī)進(jìn)而對(duì)工作記憶產(chǎn)生消極影響, 而這種影響僅在高核心自我評(píng)價(jià)者中起作用。該發(fā)現(xiàn)幫助研究者們更為全面地理解元刻板印象與認(rèn)知加工的關(guān)系。第二, 本研究澄清了積極元刻板印象窒息效應(yīng)的機(jī)制。研究詳細(xì)考察了積極元刻板印象窒息效應(yīng), 發(fā)現(xiàn)了趨近動(dòng)機(jī)的中介作用, 論證了積極元刻板印象激活的窒息效應(yīng)與趨近動(dòng)機(jī)的聯(lián)系。此外, 關(guān)注了核心自我評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用, 為主效應(yīng)確立了邊界條件。

本研究有以下實(shí)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(fā)現(xiàn)積極元刻板印象可以改善群際態(tài)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(duì)聾啞人的態(tài)度(Matera et al., 2015)。本研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)群體持有較少積極元刻板印象時(shí), 激活積極元刻板印象產(chǎn)生了窒息效應(yīng)。因此, 激活積極元刻板印象的干預(yù)方法應(yīng)謹(jǐn)慎采用。此外, 窒息效應(yīng)的產(chǎn)生與積極元刻板印象的缺乏有關(guān)。增加積極元刻板印象的普識(shí), 強(qiáng)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(yīng)。第二, 關(guān)注積極元刻板印象影響中的高核心自我評(píng)價(jià)者。以往研究認(rèn)為核心自我評(píng)價(jià)是積極的心理特質(zhì)(Alarcon et al., 2011), 然而本研究結(jié)果表明當(dāng)個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)較高時(shí), 積極元刻板印象窒息效應(yīng)更容易發(fā)生。因此, 需增加對(duì)高核心自我評(píng)價(jià)者的關(guān)注, 以防止受到積極元刻板印象的影響, 導(dǎo)致其產(chǎn)生負(fù)面的表現(xiàn)。

5.4 局限與展望

第一, 未來研究需拓展窒息效應(yīng)及機(jī)制。本研究在工作記憶領(lǐng)域發(fā)現(xiàn)了積極元刻板印象的窒息效應(yīng)。然而, 促進(jìn)效應(yīng)的研究涉及到群際情緒、態(tài)度和社會(huì)性行為等方面(Fowler & Gasiorek, 2018, 2019; Matera et al., 2015; 林之萱等, 2020)。與促進(jìn)效應(yīng)的研究范圍相比, 窒息效應(yīng)研究范圍較少, 未來可將研究拓展到群際情緒、社會(huì)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(fā)現(xiàn)了趨近動(dòng)機(jī)的中介作用。然而, 由于僅使用單條目考察趨近動(dòng)機(jī), 未來亦可采用更多維的成熟量表來測(cè)量趨近動(dòng)機(jī)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(lǐng)域?qū)吔鼊?dòng)機(jī)的中介作用進(jìn)行考察, 例如, 群際情緒、群際態(tài)度等, 以驗(yàn)證該內(nèi)在機(jī)制是否具有領(lǐng)域限制。同時(shí), 根據(jù)壓力窒息效應(yīng), 壓力可能是積極元刻板印象窒息效應(yīng)的重要機(jī)制, 未來研究可進(jìn)一步考察該機(jī)制的作用, 以進(jìn)一步彌補(bǔ)當(dāng)前積極元刻板印象窒息效應(yīng)研究的不足。

第二, 還需進(jìn)一步關(guān)注積極元刻板印象窒息效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)發(fā)生的邊界條件。本研究發(fā)現(xiàn)積極元刻板印象激活會(huì)對(duì)工作記憶產(chǎn)生消極影響且僅存在于高核心自我評(píng)價(jià)者中。積極元刻板印象在何種情況下會(huì)對(duì)工作記憶產(chǎn)生積極影響？本研究發(fā)現(xiàn)窒息效應(yīng)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(zhì)較多的群體中考察積極元刻板印象是否能夠產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)。然而, 有關(guān)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(huì)干擾認(rèn)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(huì)對(duì)工作記憶產(chǎn)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(jié)果, 可進(jìn)一步探索減少積極元刻板印象負(fù)面影響的有效方法。目前, 元刻板印象干預(yù)方面主要集中于消極元刻板印象, 例如群際接觸、認(rèn)知重評(píng)等(黃瀟瀟等, 2019; 吳佩佩等, 2019)。但是對(duì)于積極元刻板印象窒息效應(yīng)干預(yù)研究較少, 未來亟需進(jìn)一步探索。

6 結(jié)論

(1)積極元刻板印象激活會(huì)產(chǎn)生窒息效應(yīng), 降低工作記憶高難度任務(wù)的正確率。

(2)積極元刻板印象激活通過增加趨近動(dòng)機(jī)影響工作記憶。

(3)核心自我評(píng)價(jià)調(diào)節(jié)積極元刻板印象窒息效應(yīng), 積極元刻板印象激活降低了高核心自我評(píng)價(jià)個(gè)體工作記憶高難度任務(wù)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(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào)：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