消极反馈条件下青少年自尊结构与注意偏差的关系

1、消极反馈条件下青少年自尊结构与注意偏差的关系     消极反馈条件下青少年自尊结构与注意偏差的关系吴明证/梁宁建/孙晓玲     2.3消极反馈操纵消极反馈操纵借鉴Egloff & Schmukle编制的dZ测验11，赵燕将其编制成计算机控制的测验12。测验的指导语为：“这是一个测量你的注意能力的测试。在下面的实验中将呈现一系列字母，请找出下列形式的字母(即目标字母，共有三种形式：上面有两横的字母d；下面有两横的字母d；上面有一横下面有一横的字母d)。并在对应的复选框中打勾而忽略其它所有字母，如q，p，b等

2、字母(也包括带有少于两横的字母d和带有多于两横的字母d)。注意不要错选，错选将扣分，整个实验持续时间为2.5分钟。2.5分钟后实验将自动停止，因此，你应该尽可能的快，也要尽可能的准确”。实验中，屏幕上同时呈现上述若干形式的字母共十七行，每行包括四十个字母，每一字母下面对应一个复选框。上述类型的p，q，d字母随机分布在各行中。实验开始后计算机自动计时，2.5分钟后计算机将自动停止测验，自动生成并向被试呈现其“注意力测验结果”。根据实验要求，程序全部提供消极反馈。报告形式为：“您好！你的平均得分为？，大学生的平均得分为？(比被试的得分多8分)，你在注意力方面的心理素质不太理想。”测试完成后被试立即

3、填写抑郁问卷。2.4统计研究采用SPSS15.0统计软件包进行数据的统计分析。3结果与分析3.1数据的预处理研究借鉴Greenwald等对内隐自尊测量的方法进行预处理13。删除大于10,000毫秒的反应时，然后剔除反应时低于300毫秒的反应超过10的被试。随后，计算相容(包括阶段3和6)以及不相容(包括阶段4和7)两部分的标准差SD1和SD2。计算四个任务阶段的平均反应时M3、M6、M4和M7，并用D=(M6-M3)/SD1+(M7-M4)/SD2)/2表示被试的内隐自尊。对于注意偏差的测量数据，先分别计算各被试反应时的平均值和标准差，删除三个标准差以外的数据，得到最终的数据结果。3.2外显自

4、尊、内隐自尊与能力注意偏差的关系研究以内隐自尊和外显自尊的平均值为界将被试分为高、低两组，配对后形成四种自尊结构。不同自尊结构被试的能力注意偏差参见表1。研究以外显自尊(高、低)、内隐自尊(高、低)、词汇(高能力、中性、低能力)为自变量进行混合测量的方差分析。组间方差分析表明，外显自尊主效应显著(F=5.393，p=0.022)，内隐自尊的主效应显著(F=4.549，p=0.035)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(F=9.251，p=0.003)。进一步分析发现，高外显自尊条件下，内隐自尊高的个体反应时显著少于内隐自尊低的个体(F=10.571，p=0.002)；低外显自尊条件下

5、，内隐自尊高的个体和内隐自尊低的个体反应时差异不显著(F=0.524，p=0.572)。组内方差分析表明，词汇的主效应显著(F=6.306，p=0.002)，被试对低能力词汇的反应时长于高能力词汇和中性词。词汇×外显自尊的交互效应不显著(F=0.895，p=0.410)，词汇×外显自尊的交互效应不显著(F=1.283，p=0.279)，词汇×外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(F=3.650，p=0.027)。进一步分析发现，对于低能力词汇，外显自尊的主效应显著(F=5.299，p=0.023)，内隐自尊的主效应不显著(F=2.765，p=0.099)，外

6、显自尊×内隐自尊的交互效应显著(F=10.201，p=0.022)。在高外显自尊个体中，低内隐自尊个体的反应时长于高内隐自尊个体(F=7.39，p=0.008)；在低外显自尊个体中，低内隐自尊和高内隐自尊个体的反应时差异不显著(F=1.19，p=0.277)。对于高能力词汇，外显自尊的主效应不显著(F=3.446，p=0.066)，内隐自尊的主效应显著(F=7.327，p=0.008)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(F=13.761，p=0.000)。在高外显自尊个体中，低内隐自尊个体的反应时长于高内隐自尊个体(F=14.87，p=0.000)；在低外显自尊个体中，低内

7、隐自尊和高内隐自尊个体的反应时差异不显著(F=0.50，p=0.480)。3.3自尊结构、能力注意偏差与抑郁的关系研究探讨了内隐自尊、外显自尊、能力注意偏差和抑郁的关系。中介变量分析遵循了Aiken & West的建议，将个体的外显自尊和内隐自尊分数中心化，中心化分数的乘积代表着外显自尊和内隐自尊的交互作用14。首先，研究探讨了内隐自尊、外显自尊与抑郁的关系。由表2可知，外显自尊的主效应显著(=-0.317，t=-2.270，p=0.010)，内隐自尊的主效应不显著(=-0.201，t=-1.784，p=0.080)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(=-0.272，t=-2

8、.230，p=0.030)。这表明，内隐自尊调节着外显自尊与抑郁的关系。其次，研究探讨了内隐自尊、外显自尊与低能力注意偏差的关系。低能力注意偏差的计算方法是，以被试对低能力词的反应时为因变量，对中性词的反应时为自变量建立回归方程，以回归方程的残值来评估低能力注意偏差。然后，以低能力注意偏差为因变量，以外显自尊、内隐自尊及其交互作用为自变量建立回归方程。由表2可知，外显自尊的主效应显著(=-0.389，t=-3.313，p=0.002)，内隐自尊的主效应不显著(=-0.045，t=-0.403，p=0.688)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(=-0.277，t=-2.294，p=0

9、.025)。这表明，内隐自尊调节着外显自尊与低能力注意偏差的关系。第三，研究探讨了内隐自尊、外显自尊、低能力注意偏差和抑郁的关系。研究借鉴Muller，Judd & Yzerbyt15和Bond，Flaxman & Bunce16关于中介性调节效应(Mediated Moderation)的分析策略，以抑郁为因变量，以外显自尊、内隐自尊、外显自尊×内隐自尊、低能力注意偏差为自变量，采用中介性调节分析方法探讨自尊结构与抑郁的关系。由表2可知：(1)外显自尊×内隐自尊对抑郁的效应显著，表明总体的调节效应存在；(2)外显自尊×内隐自尊对低能力注意偏差的交

10、互作用显著；(3)研究表明，低能力注意偏差与抑郁相关显著(r=0.479，p=0.00)；(4)当低能力注意偏差进入回归方程时，外显自尊×内隐自尊对抑郁的直接效应下降(标准化回归系数从-0.272降低为-0.198)，并且外显自尊×内隐自尊对抑郁的预测效应不再显著(=-0.198，t=-1.598，p=0.115)。这表明，外显自尊×内隐自尊对抑郁的影响是通过低能力注意偏差这一中介变量实现的。第四，研究探讨了内隐自尊、外显自尊、高能力注意偏差和抑郁的关系。高能力注意偏差的计算方法是，以被试对高能力词的反应时为因变量，对中性词的反应时为自变量建立回归方程，回归方程的

11、残值即为高能力注意偏差。研究包括三个回归方程。方程一以抑郁为因变量，高能力注意偏差为自变量。方程二以高能力注意偏差为因变量，以外显自尊、内隐自尊、外显自尊×内隐自尊为自变量进行层级性多元方差分析。方程三以抑郁为因变量，以外显自尊、内隐自尊、外显自尊×内隐自尊以及高能力注意偏差为自变量。分析结果参见表3。由表3可知，高能力注意偏差对抑郁的预测效用显著(=0.379，t=4.259，p=0.000)。当以高能力注意偏差为因变量时，外显自尊的主效应不显著(=-0.218，t=-1.716，p=0.091)，内隐自尊的主效应不显著(=-0.102，t=-0.483，p=0.403)

12、，外显自尊×内隐自尊对高能力注意偏差的交互作用显著(=-0.286，t=-2.182，p=0.033)。当以抑郁为因变量，以外显自尊、内隐自尊、外显自尊×内隐自尊以及高能力注意偏差为自变量时，外显自尊的主效应显著(=-0.280，t=-2.230，p=0.024)，内隐自尊的主效应不显著(=-0.102，t=-0.483，p=0.403)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(=-0.184，t=-1.635，p=0.081)，高能力注意偏差的主效应不显著(=0.170，t=1.408，p=0.165)。这表明，外显自尊×内隐自尊对抑郁的效应并不通过高能力

13、注意偏差这一中介变量实现。      3.4外显自尊、内隐自尊与人际关系注意偏差的关系不同自尊结构个体的人际关系注意偏差参见表4。研究以外显自尊(高、低)、内隐自尊(高、低)、人际关系(高、中性、低)为自变量进行混合测量的方差分析。组间方差分析表明，外显自尊主效应不显著(F=3.449，p=0.068)，内隐自尊的主效应显著(F=5.885，p=0.018)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(F=8.627，p=0.005)。进一步分析发现，高外显自尊条件下，内隐自尊高的个体反应时显著少于内隐自尊低的个体(F=3.732，p=0.025)；低外

14、显自尊条件下，内隐自尊高的个体和内隐自尊低的个体反应时差异不显著(F=0.197，p=0.897)。组内方差分析表明，词汇的主效应显著(F=3.589，p=0.031)，被试对社会拒绝词汇的反应时长于社会接受词。词汇×外显自尊的交互效应不显著(F=0.192，p=0.896)，词汇×外显自尊的交互效应不显著(F=0.194，p=0.824)，词汇×外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(F=0.630，p=0.534)。3.5自尊结构、人际关系注意偏差与抑郁的关系研究探讨了内隐自尊、外显自尊与人际关系注意偏差的关系。社会拒绝注意偏差的计算方法是，以被试对社会

15、拒绝词汇的反应时为因变量，对中性词的反应时为自变量建立回归方程，回归方程的残值即为社会拒绝注意偏差。社会接受注意偏差的计算方法是，以被试对社会接受词汇的反应时为因变量，以中性词的反应时为自变量建立回归方程，回归方程的残值即为社会接受注意偏差。然后，以残值为因变量，以外显自尊、内隐自尊及其交互作用为自变量建立回归方程。研究结果参见表5。由表5可知，社会接受注意偏差对抑郁的主效应不显著(=0.178，t=1.414，p=0.163)。社会拒绝注意偏差对抑郁的主效应不显著(=0.151，t=1.192，p=0.238)。当以社会拒绝注意偏差为因变量时，内隐自尊的主效应显著(=-0.336，t=-2.

16、719，p=0.009)，外显自尊的主效应不显著(=0.181，t=1.387，p=0.171)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(=-0.108，t=-0.808，p=0.423)。当以社会接受注意偏差为因变量时，外显自尊的主效应不显著(=0.248，t=1.858，p=0.068)，内隐自尊的主效应不显著(=-0.207，t=-1.638，p=0.107)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(=-0.182，t=-1.326，p=0.190)。4讨论4.1消极反馈条件下自尊结构与个体抑郁的关系研究发现，外显自尊和内隐自尊的相关不显著(r=-0.024，p=0.851)

17、。这支持了外显测量和内隐测量分别探测了个体不同自尊成分的结论。研究发现，外显自尊与抑郁呈显著负相关，外显自尊和内隐自尊的交互作用对抑郁的预测效应显著。这表明，外显自尊越高的个体在面临消极反馈情况下，较少体验到抑郁情绪。同时，外显自尊与抑郁的关系受到内隐自尊的调节，外显自尊高的个体如果其内隐自尊水平较低，会更容易体验抑郁情绪。认同破坏模型(identity disruption model)认为，不一致性自尊结构(内隐自尊低/外显自尊高或者内隐自尊高/外显自尊低)个体存在着意识与潜意识的矛盾和冲突，消极反馈破坏了不一致性自尊结构个体的自我一致性，从而产生消极情绪体验17。4.2消极反馈条件下自尊

18、结构与个体注意偏差的关系研究探讨了在消极反馈条件下，个体对能力和人际关系的不同性质信息的注意偏差。在能力领域，当面临消极反馈时，个体表现出对消极信息的自动化注意。研究发现，个体对低能力词汇的颜色命名反应时较长，这表明，个体的注意自动地被低能力词汇自动捕获，使得个体难以将自己的注意转向颜色命名任务。不仅如此，个体对高能力词和低能力词的注意偏向受到自尊结构的影响，与高外显自尊/高内隐自尊相比，高外显自尊/低内隐自尊个体表现出较大的注意偏差。在人际关系领域，研究表明，对社会拒绝词汇的反应时长于社会接受词。Leary等的社会计量理论认为，自尊是个体对自己被他人接纳或排斥的监控机制，经常经历或假想自己被

19、拒绝的个体会有更低的自尊18。Dandeneau & Baldwin基于社会计量理论发现，个体对社会拒绝词的颜色命名反应时长于社会接受词，这与本研究结果一致19。但是，研究发现，个体对社会拒绝和社会接受词汇的注意偏差没有受到外显自尊和内隐自尊的调节，这表明，个体的自尊结构没有影响其对人际关系信息的注意偏差。个体自尊结构对能力和人际关系注意偏差的不同影响，可能在于消极反馈操纵的性质。在本研究中，消极反馈实验要求被试完成的是“注意力任务”，这一任务与能力有关，而与人际关系领域关系不太密切。在消极反馈条件下自尊结构对能力和人际关系的不同影响，促使我们审慎思考当前的内隐自尊研究。当前内隐自尊研究大多假定，内隐自尊反映出个体对自己的总体无意识评价。例如，当前大多数研究者采用基于反应时范式的内隐联结测验(IAT)及其变式来评估内隐自尊，内隐联结测验是基于类别水平的，忽略了