亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容.pdf

中国社会心理学评论 第 24 辑第 57 81 页SSAP,2023亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容*温芳芳 韩 施 鞠一琰 王 晶*摘 要 亲密关系是重要的社会属性,影响着人们的刻板印象。依据刻板印象内容模型,本研究通过外显和内隐两个方面考察了人们对不同亲密关系状态(从未谈过恋爱、恋爱中、分手、已婚、离婚)和性别交叉的热情与能力刻板印象内容评价。结果发现,(1)人们对关系联结状态人群的热情和能力评价较高,对关系断裂状态人群的热情和能力评价较低;(2)在外显评价中,热情维度上性别相比亲密关系状态对人们评价的影响存在“优势效应”,而在能力维度上亲密关系状态和性别交叉存在“整合效应”;(3)人们对不同亲密关系状态的男女群体的热情和能力评价存在外显和内隐的分离。本研究丰富了交叉类别刻板印象内容的相关理论,拓展了社会认知与社会分类的研究领域。关键词 刻板印象内容模型 亲密关系状态 性别 交叉分类 内隐关系评估程序一 引言人们对“恋爱中”或“分手”等不同亲密关系状态的个体存在怎样的*本研究获得国家社科项目(20FSHB003)、国家社科基金重大项目(18ZDA331)和国家自然科学基金(32271128)的资助。温芳芳,华中师范大学心理学院副教授、硕士生导师,通信作者,E-mail:wenff cc-;韩施,华中师范大学心理学院硕士生;鞠一琰,华中师范大学心理学院硕士生;王晶,华中师范大学心理学院硕士生。刻板印象呢?亲密关系状态作为人们重要的社会线索(Forsman&Barth,2016),对人们的人际交往和互动决策均会产生重要的影响,例如,研究发现,相比非单身人士,人们对单身人士通常具有更负面的刻板印象(Conley&Collins,2002;Hertel et al.,2007;Morris et al.,2007)。然而,除了“单身”与“非单身”这样的二分视角,人们的亲密关系状态表现出不同的形式,依据人们关系的建立、维持、解体,可以划分为五种不同状态,如“从未谈过恋爱”“恋爱中”“分手”“已婚”“离婚”等,那么,人们对不同亲密关系状态个体存在怎样的刻板印象呢?进一步来看,性别作为刻板印象内容评价的重要类别线索(Fiske et al.,2002),当亲密关系状态和性别两者交叉时,又会对人们的刻板印象产生怎样的影响呢,符合某一类别优于其他类别的“优势效应”(Sidanius et al.,2017)还是这些类别共同影响人们评价的“整合效应”(Wojnowicz et al.,2009)?基于此,根据刻板印象内容模型(Stereotype Content Model,SCM;Fiske,2018;佐斌等,2015),本研究分别采用外显和内隐的研究方法,考察人们对不同亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容评价。(一)不同亲密关系状态作为刻板印象的重要线索亲密关系状态是刻板印象的重要线索,在人们的社会感知、人际互动和幸福中发挥着重要作用。例如,成年人在结婚后孤独的时间减少,在离婚后孤独的次数增加(Buecker et al.,2021),人们对单身个体具有消极刻板印象(DePaulo&Morris,2005;Pignotti&Abell,2009)。我们通过元分析和纵向研究发现,与已婚成年人相比,单身成年人的生活满意度和幸福感较低(Diener,2000;Purol et al.,2021),这可能部分与单身成年人对社会支持的认知水平较低和他们受到的基于单身刻板印象的负面待遇和歧视较多有关(Girme et al.,2022)。亲密关系状态往往作为人们社会评价的重要依据。Depaulo 和 Morris(2005)认为工作和婚姻均被认为是人生发展的某种成就,而达成这两种成就需要相关品质、属性或技能予以佐证。具体而言,那些表现出或已获得了与工作(或婚姻)相关的品质的人会比那些没有表现出或获得了与工作(或婚姻)相关品质的人得到更多的认可。已婚人士通常被描述为快乐的、有爱的、善良的、可靠的等(Morris et al.,2007),已婚的人比不结婚的人过着更有意义、更完整的生活(DePaulo&Morris,2005)。曾经有过婚姻的人会比从未有过婚姻的人更受欢迎,即使婚姻以失败告终(离婚)。有研究发现被描述为正在恋爱的大学生比被描述为没有恋爱关系的大学生更85 中国社会心理学评论 第 24 辑受欢迎,类似地,曾经有过恋爱关系的大学生也比从未有过恋爱关系的大学生更受欢迎(Morris et al.,2007)。离婚通常也被认为是社会融合程度下降的一个重要原因(Kalmijn et al.,2005)。对单身群体的研究发现,单身人士不仅被认为比有伴侣的人更消极,也是人际排斥和歧视的主要目标之一(DePaulo,2006;DePaulo&Morris,2005),人们普遍认为单身的人具有更多冒险的个性特征和不那么负责任的态度,在人际交往中往往缺乏更好的能力(Conley&Collins,2002)。相对于结婚的人,单身的人通常被描述为孤独的、害羞的和不快乐的,被认为比恋爱中的人过着更悲伤、更不刺激的生活(Morris et al.,2007),实验情境中的单身角色也通常被认为不那么友好和可信(Hertel et al.,2007)。相对而言,单身者也自我报告受到更多的单身身份导致的刻板印象和歧视(Fisher&Sakaluk,2019),曾经单身的女性也报告来自社会环境的偏见压力(Sharp&Ganong,2011)。研究表明,从未结过婚的人可能会唤起更多的愤怒和面对更多的偏见,因为他们会被认为是主动选择单身,积极保持对亲密关系状态的远离(Slonim et al.,2015)。基于以往人们对不同亲密关系状态的研究结果和人们归属需要作为人类的基本动机(Baumeister&Leary,1995),我们提出假设 H1。H1:在外显层面上,不论是热情维度还是能力维度,人们对关系联结状态人群(如“已婚”和“恋爱中”人群)具有较高的评价;而对关系断裂状态人群(如“离婚”和“分手”人群)具有较低的评价。(二)亲密关系状态与性别交叉的优势与整合理论1.亲密关系状态与性别的交叉刻板印象根据刻板印象内容模型(SCM),人们会依据热情(warmth)和能力(competence)这两个维度来评价他人和群体,简言之,热情反映了对他人行为意图的感知,友好、真诚、助人、可信等特征都属于热情维度;能力则反映了对他人实施该行为意图可能性的感知,能力、高效、聪明等特征都属于能力维度(Fiske,2018)。性别是人类与生俱来的身份标签,是个人和群体重要的生理属性和社会属性。人们会以性别作为群体划分的重要线索,从而达到简化个体认知的目的。性别刻板印象是指人们对男性或女性在人格特质或行为属性方面产生的概括化和笼统的期望、要求和看法95亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 (刘晅、佐斌,2006),社会角色理论认为性别刻板印象反映了男女在社会中扮演的角色(Eagly&Wood,2012;Koenig&Eagly,2014)。人们通常具有女性是高热情-低能力,而男性是高能力-低热情的刻板印象(Fiske etal.,2002)。性别和亲密关系状态均作为刻板印象的重要线索,那么,人们对不同亲密关系状态和性别交叉存在怎样的刻板印象内容呢?例如,Conley 和Collins(2002)表明亲密关系状态(单身、非单身)和性别会影响他人对性风险和相关人格特征问题的看法。相对而言,单身女性会被视为具有更高的威胁性或负担沉重(Gordon,2016),而男性往往比女性更依赖浪漫伴侣的支持,单身男性可能会发现缺乏社会支持更令人不安(Stronge et al.,2019)。研究者对中国单身男性和单身女性的新闻报道的内容分析表明,人们对婚姻选择上存在性别不平等,对单身女性存在污名化描述(Gong etal.,2017)。2.交叉刻板印象的优势与整合理论亲密关系状态和性别作为两类影响刻板印象激活的因素,如何对刻板印象产生影响呢?关于多重线索对社会感知影响主要通过优势视角(domi-nance perspective)和整合视角(integration perspective)进行解释(Boden-hausen,2010;Petsko&Bodenhausen,2020)。优势理论倾向于认为某些社会类别/身份优于其他类别,感知者不可避免地关注某些社会类别/身份(Kurzban et al.,2001;Sidanius et al.,2017),在社会感知中发挥着主导作用(Pietraszewski et al.,2015)。根据社会分类的“大三”线索,人们主要基于性别、种族和年龄进行社会分类(Rule et al.,2008),通常人们基于性别、种族和年龄进行社会分类的准确性达到了最高水平(Remedios et al.,2011)。同时基于进化心理学,一些社会身份相比其他身份具有更高的优势(Sidanius&Pratto,2012),相对而言,对他人按照性别和年龄进行分类具有一定的优先性(Pietraszewski etal.,2015)。整合理论倾向于认为感知者同时关注所有可观测到的凸显的社会类别/身份,这些类别被自发地整合到印象形成之中(Freeman&Ambady,2011;Wojnowicz et al.,2009)。整合视角表明人们对多重线索同时进行感知,感知者以某种方式将这些信息整合成连贯的印象(Wojnowicz et al.,2009)。那么,人们对亲密关系状态和性别的交叉刻板印象内容是符合优势理论还是整合理论呢?以往对性别二态与颜色线索的交叉类别影响热情和能06 中国社会心理学评论 第 24 辑力评价的研究初步支持了整合理论(Wen et al.,2022),与之类似,Hertel等(2007)发现,年轻的单身人士可能比年轻的已婚人士更老练、更善于交际。此外,研究者对性别与性取向的交叉刻板印象内容的研究发现,“女性”和“男性”的刻板印象内容与异性恋同性目标的刻板印象内容重叠,同性恋和双性恋群体被认为比同性异性恋群体更接近他们的不一致性别类别,但性少数群体的刻板印象内容与任何一般性别类别都不重叠;“女性”和“热情”之间的内隐关联明显强于“男性”和“热情”之间的内隐关联,对热情/能力的内隐联想与性别或性取向之间没有其他显著的关系(Klysing et al.,2021)。尽管人们对交叉刻板印象内容表现出复杂的结果,但 Fiske 等(2007)表明,在认知上,人们对热情信息比对能力信息更敏感,热情是在能力之前判断的,而热情判断在情感和行为反应中占有更大的权重。不仅如此,感知者识别与温暖相关的特质词的速度比他们在词汇决策任务中识别与能力相关的特质词的速度快(Ybarra et al.,2001;佐斌等,2020)。尤其是在凸显热情特质的情境下,情境对维度的凸显效应使得“热情优先效应”得到增强(佐斌等,2020)。那么,性别刻板印象中对于女性高热情的评价可能由于更加紧密的联结而产生更强的优势效应。因此,我们提出假设 H2。H2:在外显评价中,热情维度上性别刻板印象存在优势效应,而在能力维度上亲密关系状态和性别刻板印象存在整合效应。(三)亲密关系状态与性别交叉刻板印象外显与内隐的分离态度在许多社会过程和行为中发挥着重要作用(Xiao&Van Bavel,2019)。根据双重态度模型(Dual Attitudes Model),个体对同一对象可同时持有两种不同并且相互独立的态度(Wilson et al.,2000)。其中,外显态度通常是指我们可以有意识地报告和控制的态度,并且通常是从自我报告的评估判断中推断出来的(Bogardus,1925;Thurstone,1928);而内隐态度是自动激活且不可控的,是了解个体真实态度的反应,并直接预测行为结果(Gawronski et al.,2006),它往往不能被人们意识到(Serenko&Turel,2019)。以往研究也发现了外显与内隐的交叉类别刻板印象内容存在不一致的情况(Klysing et al.,2021)。刻板印象内容能够通过内隐的方式进行测量,内隐测量相对不太容易16亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 受到社会可取性问题的影响(Fazio&Olson,2003;Fiske,2019)。以往研究发现,内隐刻板印象与外显刻板印象类似,女性(相比于男性)与热情的内在联系更为紧密(Ebert et al.,2014)。人们在结交朋友时会重视热情维度(Luo et al.,2023),但是在亲密关系状态情境下的研究发现,能力被认为是更重要的因素(Benson et al.,2019),并且在儿童中观察到这种灵活性(Miyoshi&Sanefuji,2022)。也就是说,尽管热情是感知他人的关键维度(Abele&Wojciszke,2007;Fiske et al.,2007;Wojciszke,1994),并帮助感知者解读他人的朋友或敌人的意图(Mayer et al.,1995)。但是在亲密关系状态情境下,能力可能占据了更为重要的地位。在能力维度上发现,与内隐热情/社交性相比,内隐能力/能动性更有可能发生改变(Sendn et al.,2019)。尽管在性别刻板印象中表明,男性的刻板印象(相比于女性)中包含了更多的能力,但也有研究表明,不论任何性别的被试都会将自己的性别与能力更紧密地联系在一起(Ebert etal.,2014)。不仅如此,Ebert 等(2014)通过内隐联想测试(IATs)的研究提供了内隐能力刻板印象发生改变的证据,在研究中发现,当代人的能力不再被片面地归于男性,相反,男性和女性都表现出自己的性别和能力的关联。因此在内隐能力层面上,性别的刻板印象可能被削弱,从而表现出亲密关系状态的优势效应。基于此,我们提出假设 H3。H3:亲密关系状态与性别交叉刻板印象存在外显与内隐的分离,在内隐层面上,热情维度的评价不受亲密关系状态与性别的影响,在能力维度上存在亲密关系状态的优势效应。(四)研究问题与目的综上所述,亲密关系状态作为一种重要的社会属性,以往大多数研究将不同亲密关系状态的群体简单划分为单身和非单身,缺乏一定的精细化和系统性。同时已有研究主要采用外显测量,缺少采用内隐测量的实证研究。内隐关系评估程序(Implicit Relation Assessment Procedure,IRAP)是Barnes-Holmes 等(2006)以关系结构理论为基础提出的一项测量内隐态度的任务。相比基于神经网络模型侧重通过刺激之间的联结强度来推测人们的相对内隐态度或信念的 IAT 等测量方式,IRAP 可以更直接地测量个体的内隐态度,而且可以测量相对复杂(多个目标)的内隐态度(Hussey etal.,2015;温芳芳等,2021)。基于此,本研究拟使用2 个研究从外显(研26 中国社会心理学评论 第 24 辑究 1)和内隐(研究 2)层面对不同亲密状态和性别交叉刻板印象进行考察。二 研究 1:亲密关系状态和性别交叉的外显刻板印象内容1.研究方法(1)被试使用 R 中 WebPower 包(Zhang&Yuan,2018)计算,效应量设置为0.4,设置为0.05,经计算为了达到0.8 的统计检验力,需要的最低被试量为 62 人。招募某高校大学生 115 人,剔除作答时间显著低于均值和作答不认真的被试数据,最终获得有效数据 111 份,其中男性 43 人,女性 68人,平均年龄 Mage=20.87 岁,SD=1.97。(2)研究设计采用 2(目标性别:男,女)2(被试性别:男,女)5(亲密关系状态:从未谈过恋爱、恋爱中、分手、已婚、离婚)的混合设计,其中,被试性别为被试间变量,目标性别和目标人群为被试内变量。因变量为被试在热情和能力两维度上的评价得分。(3)材料和任务采用刻板印象内容评价量表,热情维度的特质词为热情、友好、真诚、和善,能力维度的特质词为聪明、能干、自信、独立(Fiske,2018)。被试的任务是分别对“从未谈过恋爱人群”、“恋爱中人群”、“分手人群”、“已婚人群”和“离婚人群”五种不同亲密状态男女目标群体进行印象评价,评价分为两组,每组只呈现男性/女性一种目标性别,两组评价顺序在被试中进行平衡,采用李克特七点评分(1=非常不符合,7=非常符合)。2.结果使用 R 语言中 bruce R 包(Bao,2023)进行混合设计的方差分析。(1)以热情维度为因变量指标以热情评价为因变量指标的描述性统计结果如表 1 所示。方差分析结果发现,被试性别主效应不显著,F(1,109)=1.47,p=0.227,2p=0.013;目标性别主效应显著,F(1,109)=19.778,p 0.001,2p=0.154,女性目标的热情评价显著高于男性目标;目标人群主效应显著,36亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 F(4,436)=77.54,p 0.001,2p=0.416。对亲密关系状态主效应的事后检验结果表明,从未谈过恋爱人群热情评价显著低于恋爱中人群和已婚人群,p 0.001,显著高于分手人群和离婚人群,ps 0.001;恋爱中人群热情评价显著高于分手人群和离婚人群(ps 0.999;分手人群热情评价显著低于已婚人群(p 0.999;已婚人群热情评价显著高于离婚人群(p 0.001)。表 1 以热情评价为因变量指标的描述性统计结果(M SD)被试性别目标性别亲密关系状态从未谈过恋爱人群恋爱中人群分手人群已婚人群离婚人群男男4.66 1.105.16 0.824.08 1.245.35 0.883.93 1.18女4.86 1.215.23 0.973.81 1.245.45 0.934.11 1.26女男4.33 1.345.39 1.014.02 1.105.26 0.964.02 1.32女5.42 1.095.50 0.874.21 1.175.62 0.834.45 1.16被试性别和亲密关系状态的交互作用不显著,F(4,436)=0.33,p=0.860,2p=0.003;被试性别和目标性别的交互作用显著,F(1,109)=11.83,p 0.001,2p=0.098;目标性别和亲密关系状态的交互作用显著,F(4,436)=6.12,p 0.001,2p=0.053;被试性别、目标性别和亲密关系状态的三项交互作用显著,F(4,436)=2.41,p=0.049,2p=0.022。对被试性别和目标性别二项交互的进一步简单效应分析结果表明,对于男性被试,不同性别目标的热情评价差异不显著,p=0.521;对于女性被试,男性目标热情评价显著低于女性目标,p 0.001。对目标性别和亲密关系状态二项交互的进一步简单效应分析结果表明,对于男性目标,从未谈过恋爱男性热情评价显著低于恋爱中男性和已婚男性,显著高于分手男性和离婚男性,ps 0.001;恋爱中男性热情评价显著高于分手男性和离婚男性(ps 0.999;分手男性热情评价显著低于已婚男性(p 0.999;已婚男性热情评价显著高于离婚男性,p 0.001。对于女性目标,从未谈过恋爱女性热情评价显著低于已婚女性(p 0.001),显著高于分手女性(p 0.001)和离婚女性(p=0.006),与恋爱中女性差异不显著,p=0.567;恋爱中女性热情评价显著高于分手女性和离婚女性(ps 0.001),与已婚女性差异不显著,p=0.413;分手女性46 中国社会心理学评论 第 24 辑热情评价显著低于已婚女性(p 0.001),与离婚女性差异不显著,p=0.348;已婚女性热情评价显著高于离婚女性,p 0.001。对被试性别、目标性别和亲密关系状态三项交互的简单简单效应分析结果表明,对于男性被试,从未谈过恋爱的男性热情评价显著低于已婚男性(p=0.019),显著高于离婚男性(p=0.002),与恋爱中男性(p=0.354)和分手男性(p=0.059)的热情评价差异不显著;恋爱中男性热情评价显著高于分手男性(p 0.001)和离婚男性(p 0.999);分手男性热情评价显著低于已婚男性(p 0.999);已婚男性热情评价显著高于离婚男性(p 0.001)。从未谈过恋爱女性的热情评价显著高于分手女性(p 0.001)和离婚女性(p 0.001),显著低于已婚女性(p=0.009)和恋爱中女性(p=0.457);恋爱中女性热情评价显著高于分手女性(p 0.001)和离婚女性(p 0.001),与已婚女性差异不显著(p=0.880);分手女性热情评价显著低于已婚女性(p 0.999);已婚女性热情评价显著高于离婚女性(p 0.001)。对于女性被试,从未恋爱过男性热情评价显著低于恋爱男性(p 0.001)和已婚男性(p 0.001),与分手男性(p=0.574)和离婚男性(p=0.434)热情评价差异不显著;恋爱中男性热情评价显著高于分手男性(p 0.001)和离婚男性(p 0.999);分手男性热情评价显著低于已婚男性(p 0.999);已婚男性热情评价显著高于离婚男性(p 0.001)。从未恋爱过女性热情评价显著高于分手女性(p 0.001)和离婚女性(p 0.999);恋爱中女性的热情评价显著高于分手女性和离婚女性(ps 0.999);分手女性热情评价显著低于已婚女性(p 0.001),与离婚女性热情评价差异不显著;已婚女性热情评价显著高于离婚女性(p 0.001)。(2)以能力维度为因变量指标以能力评价为因变量指标的描述性统计结果如表 2 所示。方差分析结果发现,被试性别主效应显著,F(1,109)=4.58,p=0.035,2p=0.040,男性被试的能力评价显著低于女性被试;目标性别主效应显著,F(1,109)=10.45,p=0.002,2p=0.087,女性目标的能力评价显著高于男性目标;亲密关系状态主效应显著,F(4,436)=14.00,p 0.001,2p=0.114。对亲密关系状态主效应的事后检验结果表明,从未谈过恋爱人56亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 群的能力评价显著高于分手人群(p 0.001)和离婚人群(p=0.018)的能力评价,与恋爱中人群(p=0.417)、已婚人群(p=0.372)的能力评价差异不显著;恋爱中人群的能力评价显著低于已婚人群(p 0.999)的能力评价差异不显著;分手人群的能力评价显著低于已婚人群(p 0.999);已婚人群能力评价显著大于离婚人群(p 0.001)。表 2 以能力评价为因变量指标的描述性统计结果(M SD)被试性别目标性别亲密关系状态从未谈过恋爱人群恋爱中人群分手人群已婚人群离婚人群男男4.95 1.164.70 1.104.22 1.285.19 0.804.28 1.41女4.94 1.174.48 1.124.64 1.195.02 0.994.80 1.31女男4.71 5.345.34 0.894.45 1.295.40 0.904.46 1.38女5.56 0.994.74 1.044.81 1.145.39 0.875.10 1.29被试性别与目标性别的交互作用不显著,F(1,109)=1.60,p=0.208,2p=0.014;被试性别与亲密关系状态的交互作用不显著,F(4,436)=0.48,p=0.751,2p=0.004;目标性别与亲密关系状态的交互作用显著,F(4,436)=11.85,p 0.001,2p=0.004;被试性别、目标性别、亲密关系状态的三项交互作用显著,F(4,436)=3.61,p=0.007,2p=0.032。对目标性别与亲密关系状态的交互作用做进一步的简单效应分析,结果表明,对于男性目标,从未恋爱过男性的能力评价显著高于恋爱中男性(p 0.001)和分手男性(p 0.999)和离婚男性(p 0.999)的能力评价差异不显著;恋爱中男性能力评价显著低于已婚男性(p 0.999)、离婚男性(p=0.479)的能力评价差异不显著;分手男性能力评价显著低于已婚男性(p=0.003),与离婚男性(p=0.256)能力评价差异不显著;已婚男性能力评价与离婚男性差异不显著,p=0.786。对于女性目标,从未恋爱过女性的能力评价显著高于分手女性(p=0.006)和离婚女性(p=0.035),显著低于已婚女性(p=0.015),与恋爱中女性差异不显著(p 0.999);恋爱中女性能力评价显著高于分手女性(p 0.001)和离婚女性(p=0.002),与已婚女性差异不显著(p=0.069);分手女性能力评价显著低于已婚女性(p 0.999)能力评价差异不显著;已婚女性能力评价显著高于离婚女性(p 0.999)、已婚男性(p 0.999)、离婚男性(p=0.063)差异不显著;恋爱中男性能力评价显著低于已婚男性(p=0.022),与分手男性(p=0.538)、离婚男性(p 0.999)差异不显著;分手男性能力评价显著低于已婚男性(p=0.001),与离婚男性(p 0.999)能力评价差异不显著;已婚男性能力评价显著高于离婚男性(p 0.999)、已婚女性(p 0.999)、离婚女性(p 0.999)差异不显著;恋爱中女性能力评价显著低于已婚女性(p=0.048),与分手女性(p 0.999)、离婚女性(p 0.999)差异不显著;分手女性能力评价与已婚女性(p=0.585)、离婚女性(p 0.999)差异不显著;已婚女性能力评价与离婚女性差异不显著(p 0.999)。对于女性被试,从未恋爱过男性能力评价显著低于恋爱中男性(p=0.007)、已婚男性(p=0.002),与分手男性(p 0.999)、离婚男性(p 0.999)差异不显著;恋爱中男性能力评价显著高于分手男性(p 0.001)和离婚男性(p 0.999)差异不显著;分手男性能力评价显著低于已婚男性(p 0.999)差异不显著;已婚男性能力评价显著高于离婚男性(p 0.001)。从未谈过恋爱女性能力评价显著高于恋爱中女性(p 0.001)、分手女性(p 0.999)、离婚女性(p=0.077)差异不显著;恋爱中女性能力评价显著低于已婚女性(p 0.999)、离婚女性(p=0.911)差异不显著;分手女性能力评价显著低于已婚女性(p=0.004),与离婚女性(p=0.210)差异不显著;已婚女性能力评价与离婚女性差异不显著(p 0.999)。最后,为了更好地对目标性别与亲密关系状态进行比较,通过计算不同亲密关系状态人群的热情和能力评价的平均值及置信区间,不同性别目标的热情和能力评价被映射到一个二维的空间中。如图 1 所示分别为两项交互(a)目标性别和亲密关系状态,和三项交互(b)被试性别、目标性别和亲密关系状态在热情和能力两维度的映射值。76亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 a.不同亲密关系状态人群的评价b.男性被试(上),女性被试(下)图 1 亲密关系状态和性别交叉外显刻板印象内容86 中国社会心理学评论 第 24 辑3.讨论在以热情为因变量的方差分析结果中发现,女性目标的热情评价显著高于男性,其中女性被试对男性目标存在更低的热情评价,这与性别刻板印象内容相符。总体来看,在热情维度上人们对于关系联结的目标人群(恋爱中/已婚)持较高的评价,对于关系断裂目标人群(分手/离婚)持较低的评价,对从未谈过恋爱人群则持中等评价。当不同恋爱状态与性别交叉后发现,在男性眼中,男性目标的热情评价与更高亲密关系相关联,恋爱中、分手和从未谈过恋爱的男性个体热情水平没有显著差异,女性目标热情评价与更低亲密关系相关联,对结婚和恋爱中的女性热情评价更高,而对分手和离婚的女性热情评价更低;在女性眼中,对关系联结状态(恋爱中/已婚)的男性人群具有更高的热情评价,对关系断裂状态(分手/离婚)的女性人群具有更低的热情评价。在能力维度上,人们对女性目标的能力评价显著高于男性目标。总体来看,在能力维度上人们对于关系断裂目标人群(分手/离婚)持较低的评价。当不同恋爱状态与性别交叉后发现,在男性眼中,只有分手的男性能力水平较低,而女性目标的能力水平与亲密关系无关;在女性眼中,拥有亲密关系(恋爱中/已婚)的男性具有更高的能力评价,而恋爱中和分手的女性具有更低的能力评价。综上所述,在对不同亲密关系状态群体的外显印象评价中发现了亲密关系状态和性别交叉的刻板印象支持了整合理论,在研究 2 中,我们进一步考察亲密关系状态与性别的内隐刻板印象内容评价。三 研究 2:亲密关系状态与性别交叉的内隐刻板印象内容1.研究方法(1)被试计算样本量的方式同研究 1,需要的最低被试量为 62 人。招募来自某高校的大学生 80 人,剔除作答正确率低于 80%、总 trial 数 10%的反应时小于 300 毫秒的 5 名被试,最终获得有效被试 73 人(其中,男性 29 人,女性 44 人),平均年龄 Mage=20.62 岁,SD=2.00。(2)材料采用 E-prime 2.0 编制内隐关系评估程序(IRAP)。概念词为五种不同亲密关系状态的群体;属性词为四个热情词(热情、友好、真诚、和善)96亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 和四个能力词(聪明、自信、独立、能干)(Fiske et al.,1999);关系词为“同意”和“反对”。被试需要对上述刺激词+目标词的联结进行按键反应。(3)程序IRAP 通过测量概念词(选择群体词与未选择群体词)与属性词(积极词与消极词)的自动化关联强度来测量内隐评价,E-prime 2.0 用于编制该实验程序(Barnes-Holmes et al.,2010;温芳芳等,2021)。在 IRAP 中,包括一致任务和不一致任务,其中一致任务的规则是:如果看到“非亲密状态人群+能力词”或者“亲密状态人群+热情词”,请选择“同意”,按 D 键;如果看到“非亲密状态人群+热情词”或者“亲密状态人群+能力词”,请选择“反对”,按 K 键。不一致任务的规则完全相反。整个实验共包含 6 个 block,其中 2 个练习实验 block,4 个正式实验 block。实验采用拉丁方设计来平衡顺序及消除误差,即一半被试从一致任务的规则开始学习,一半被试从不一致任务的规则开始学习,正式实验中一致任务和不一致任务交替出现(见表 3)。在练习试次中,被试做出正确反应到进入下一个 trial 间隔400 毫秒。若被试反应错误,则屏幕上会出现红叉进行提醒,直至其做出正确反应。在正式实验试次中,屏幕中央首先呈现 500 毫秒的注视点,提醒被试实验开始,然后注视点消失,出现由某种关系连接的概念词和属性词,被试需要根据指导语通过按键对刺激进行又快又准的归类。表 3 内隐刻板印象内容评价 IRAP 施测阶段分布初始一致任务组初始不一致任务组Block 1 练习组块(一致任务组)Block 1 练习组块(不一致任务组)Block 2 练习组块(不一致任务组)Block 2 练习组块(一致任务组)Block 3 正式实验组块(一致任务组)Block 3 正式实验组块(不一致任务组)Block 4 正式实验组块(不一致任务组)Block 4 正式实验组块(一致任务组)Block 5 正式实验组块(一致任务组)Block 5 正式实验组块(不一致任务组)Block 6 正式实验组块(不一致任务组)Block 6 正式实验组块(一致任务组)2.结果首先依据被试的反应时和正确率筛选数据,即将正确率低于 80%或总trial 数的 10%的反应时小于 300 毫秒的被试数据视为无效被试剔除,将反应时大于 10000 毫秒的 trial 数据剔除(Hussey et al.,2015)。将正式实验07 中国社会心理学评论 第 24 辑中反应时小于 250 毫秒的 trial,其反应时记为 250 毫秒;反应时大于 3000毫秒的 trial,其反应时记为 3000 毫秒(Barnes-Holmes et al.,2010),练习实验的数据不纳入分析。接下来计算 DIRAP值(后简称 D 值),IRAP 的效应大小由 D 分数大小体现(Finn et al.,2018;Kavanagh et al.,2018),在分别以热情和能力为因变量指标的试次中,D 值的计算方法是不相容任务反应时和相容任务反应时之差比上两部分正确反应时的标准差,这样得到的分数作为被试内隐评价的强度(Barnes-Holmes et al.,2010)。在本实验中,D 值越大表明被试对于某一亲密关系状态下热情/能力的内隐评价越积极。研究设计与外显一致,分别以热情/能力 D 值为因变量,进行2(目标性别:男,女)2(被试性别:男,女)5(亲密关系状态:从未谈过恋爱、恋爱中、分手、已婚、离婚)的混合设计,使用 R 语言中 bruce R包(Bao,2023)进行混合设计的方差分析。(1)以热情维度 D 值为因变量指标以热情评价 D 值为因变量指标的描述性统计结果如表 4 所示。方差分析结果发现,被试性别主效应不显著,F(1,71)=0.02,p=0.892,2p0.05)。表 4 以热情评价 D 值为因变量指标的描述性统计结果(M SD)被试性别目标性别亲密关系状态从未谈过恋爱人群恋爱中人群分手人群已婚人群离婚人群男男0.03 0.620.06 0.51-0.08 0.61-0.06 0.58-0.15 0.48女0.03 0.560.10 0.570.02 0.580.11 0.53-0.03 0.63女男0.04 0.54-0.04 0.51 0.04 0.550.19 0.55-0.07 0.54女-0.01 0.540.14 0.58-0.18 0.56 0.04 0.52-0.09 0.60被试性别与目标性别的交互作用不显著,F(1,71)=1.90,p=0.173,2p=0.026;被试性别与亲密关系状态的交互作用不显著,F(4,284)=0.35,p=0.840,2p=0.005;目标性别与亲密关系状态的交互作用不显著,F(4,284)=0.476,p=0.718,2p=0.007;被试性别、目标性别亲密关系状态的三项交互作用不显著,F(4,284)=1.03,p=0.387,2p=0.014。17亲密关系状态和性别交叉的刻板印象内容 (2)以能力维度 D 值为因变量指标以能力评价 D 值为因变量指标的描述性统计结果如表 5 所示。方差分析结果发现,被试性别主效应不显著,F(1,71)=0.11,p=0.741,2p=0.002;目标性别主效应不显著,F(1,71)=0.34,p=0.565,2p=0.005;亲密关系主效应显著,F(4,284)=15.25,p 0.001,2p=0.177。对亲密关系状态主效应的事后检验结果表明,从未谈过恋爱人群的内隐能力评价比恋爱中人群(p 0.999)、离婚人群(p 0.999)差异不显著;恋爱中人群的内隐能力评价比分手人群(p 0.001)、离婚人群(p 0.999)差异不显著;分手人群的内隐能力评价比已婚人群更积极(p=0.019),与离婚人群差异(p 0.999)不显著;已婚人群内隐能力评价比离婚人群更消极(p 0.999;被试性别与亲密关系状态的交互作用不显著,F(4,284)=0.51,p=0.732,2p=0.007;目标性别与亲密关系状态的交互作用显著,F(4,284)=2.18,p=0.072,2p=0.030;被试性别、目标性别亲密关系状态的三项交互作用不显著,F(4,284)=0.29,p=0.883,2p=0.004。最后,对不同亲密关系状态人群的热情和能力评价的平均值及置信区间同样映射到一个二维的空间中,如图 2 所示。3.讨论对亲密关系状态和性别交叉的内隐刻板印象评价结果发现,在热情维度上,人们的内隐评价没有受到亲密关系状态和性别的明显影响。而在能力维度上,从未恋爱过人群与关系断裂的人群(“分手人群”和“离婚人群”)具有相似且较高的内隐能力评价,而关系联结状态人群(“恋爱中人群”和“已婚人群”)则具有较低的内隐能力评价。27 中国社会心理学评论 第 24 辑图 2 内隐刻板印象