消极反馈条件下青少年自尊结构与注意偏差的关系，本文主要内容关键词为：条件下论文,偏差论文,消极论文,青少年论文,反馈论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 引言
自尊是内隐社会认知研究的重要主题，内隐社会认知将自尊区分为外显自尊和内隐自尊。外显自尊指个体对自我的意识性、精细加工推理性质的评价，与之相对，内隐自尊指个体对自我的无意识性、处于意识觉察之外的评价，这一过程不需要个体的意志参与和意识性监控[1]。研究者基于内隐自尊和外显自尊可能存在结构性分离特性，提出了自尊结构这一概念[2]。自尊结构表现出个体差异性。部分个体的外显自尊和内隐自尊是一致的，这些个体外显自尊高(低)的同时内隐自尊也高(低)，部分个体的外显自尊和内隐自尊之间并不一致，表现为外显自尊高(低)而内隐自尊却较低(高)。研究者将前者称为一致性自尊结构(congruent self-esteem structure)个体，将后者称为不一致性自尊结构(incongruent self-esteem structure)个体。Kernis则将高外显自尊/低内隐自尊个体称为脆弱高自尊个体，将高外显自尊/高内隐自尊称为安全的高自尊个体[3]。自尊结构的一致性影响着个体的心理调适。吴明证等发现，低外显自尊、高内隐自尊个体在面临压力情境时，体验到的抑郁水平显著高于低外显自尊、低内隐自尊的个体。徐维东等发现，高外显自尊的个体中，内隐自尊越高，主观幸福感水平越高，而在低自尊的个体中，内隐自尊没有影响个体的主观幸福感[4]。杨福义等发现，问题学生内隐自尊和外显自尊的分离程度与状态焦虑、特质焦虑之间存在显著相关[5]。蔡华俭发现，内隐自尊和外显自尊的分离状况在正常个体和处于抑郁状态的个体的身上有着显著的差异[6]。Michela Schroder-abe等发现，不一致自尊结构个体表现出更高水平的愤怒抑制，消极的抑郁性归因方式和神经质倾向，以及长时间的生理健康受损[7]。
自尊影响着个体对特定信息的反应。低自尊个体在失败后更容易关注消极后果，责备自己并怀疑自己的能力，高自尊个体则会启动一系列的自我防御过程，高估自己对环境的控制和能力，在失败时能够及时采取措施[8]。这表明，自尊影响着个体对相关信息的感知、解释和提取。因此，本研究试图由此出发，以注意偏差为视角，探讨自尊结构与心理调适间关系的认知机制。研究表明，正常个体与心理调适不良个体在对情绪性信息的认知加工方面存在着注意偏差。例如，焦虑个体对那些引发其焦虑的刺激内容产生注意偏差，对负性刺激能够产生快速的高度警觉反应，并容易受到这些刺激信息的干扰[9]。对抑郁易感性个体的注意偏差研究也表明，抑郁倾向个体在信息处理的后期会偏向消极信息，而减少对积极信息的注意，这表明，抑郁个体存在着对消极信息的过度警觉[10]。这种对消极信息的过度警觉可能是导致个体焦虑、抑郁的可能认知中介机制。
本研究试图探讨不同自尊结构个体的注意偏差，并从注意偏差这一认知过程出发，探讨自尊结构与个体心理调适的关系，为不同自尊结构个体社会信息加工过程的微观机制提供研究证据。
2 方法
2.1 被试
选取某大学学生131名，5人因注意偏差或内隐自尊反应的错误率大于20％，其数据不纳入统计。最后获得126个有效数据，其中男性78名，女性48名。
2.2 测量
2.2.1 外显自尊问卷：采用Rosenberg编制的自尊量表。量表由10个条目组成，分四级评分，总分范围为10-40分。
2.2.2 抑郁量表：采用流调中心用抑郁量表(CESD)。该量表专门为评价当前抑郁症状的频度而设计。量表共20个项目，每个项目的分值范围是0-3，总分范围为0-60分。
2.2.3 内隐自尊测量：采用Inquist 2.0编制内隐自尊测量程序(自尊IAT)，采用个别施测的方式，程序自动记录被试每一次反应的正误及反应时间。自尊IAT程序中表示自我的词有：俺、俺的、自己、自己的、自个、自个的、我、我的、本人、本人的；表示他人的词有：他、他的、别人、别人的、人家、人家的、外人、外人的、他人、他人的；表示积极的词有：诚实、自豪、可爱、伶俐、高贵、高尚、聪明、漂亮、成功、强壮；表示消极的词有：罪恶、卑鄙、无能、愚蠢、失败、讨厌、笨拙、可恨、陈腐、丑陋。
2.2.4 注意偏差任务
研究包括两个注意偏差任务：能力注意偏差和人际关系注意偏差。能力注意偏差指的是个体对能力高低的相关刺激的注意偏差，人际关系注意偏差指的是个体对社会接受和社会拒绝相关刺激的注意偏差。
采用E-Prime编制情绪STROOP范式测量注意偏差。研究采用个别施测，要求被试对红、绿、蓝三色作相应的按键反应，程序自动记录被试每一次反应的正误及反应时间。练习阶段，被试对四个表示工具的词作辨色反应，对于错误反应给予提示。每个词以红绿蓝三种颜色各呈现两次，在24次按键反应后，若被试的正确率达到90％，则进入正式实验，否则继续练习。正式实验中，以随机顺序呈现5组词：社会拒绝、社会接受、高能力、低能力以及中性词各10个，每个词分别以红、绿、蓝三种颜色各出现三次，所有色词均在保证不连续出现三次以上同色的前提下以随机顺序呈现。研究分三个阶段进行，中间休息三分钟，完成该实验任务需要30分钟左右。
刺激词汇的筛选：选取高能力、低能力、社会接受、社会拒绝和中性词各60个。由另外25名大学生在7点量表上判断这些词汇的代表性程度(7表示该词非常能代表高能力/低能力/社会接受/社会拒绝，1表示该词几乎与高能力/低能力/社会接受/社会拒绝无关，4表示不确定)。根据这25名大学生的反应结果，研究选取五类词汇各10个，高能力、低能力、社会接受、社会拒绝、中性词汇的代表性程度分别为6.303、6.559、6.313、5.021、6.252，词频分别为0.002、0.001、0.002、0.002、0.001，方差分析结果表明，高能力/低能力词汇的词频主效应不显著(F=3.007，p=0.066)，社会接受/拒绝类词汇词频主效应不显著(F=0.118，p=0.889)。
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，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(β=-0.317，t=-2.270，p=0.010)，内隐自尊的主效应不显著(β=-0.201，t=-1.784，p=0.080)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(β=-0.272，t=-2.230，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(β=-0.389，t=-3.313，p=0.002)，内隐自尊的主效应不显著(β=-0.045，t=-0.403，p=0.688)，外显自尊×内隐自尊的交互效应显著(β=-0.277，t=-2.294，p=0.025)。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 & Yzerbyt[15]和Bond，Flaxman & Bunce[16]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(β=-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(β=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(β=-0.218，t=-1.716，p=0.091)，内隐自尊的主效应不显著(β=-0.102，t=-0.483，p=0.403)，外显自尊×内隐自尊对高能力注意偏差的交互作用显著(β=-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(β=-0.280，t=-2.230，p=0.024)，内隐自尊的主效应不显著(β=-0.102，t=-0.483，p=0.403)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(β=-0.184，t=-1.635，p=0.081)，高能力注意偏差的主效应不显著(β=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(β=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(β=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(β=-0.336，t=-2.719，p=0.009)，外显自尊的主效应不显著(β=0.181，t=1.387，p=0.171)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(β=-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(β=0.248，t=1.858，p=0.068)，内隐自尊的主效应不显著(β=-0.207，t=-1.638，p=0.107)，外显自尊×内隐自尊的交互效应不显著(β=-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)。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，忽略了内隐自尊本身的复杂性。内隐自尊可能是由不同心理成分构成的复杂的、多层次的结构，本研究结果表明，似乎有必要区分基于能力的内隐自尊和基于人际关系领域的内隐自尊。
4.3 消极反馈条件下自尊结构与个体抑郁的关系：注意偏差的中介作用
研究发现，低能力注意偏差、高能力注意偏差与抑郁呈显著正相关，表明低能力注意偏差和高能力注意偏差越大，个体越容易体验到抑郁情绪。中介性调节分析表明，低能力注意偏差在自尊结构和抑郁关系间发挥着中介调节作用。这表明，注意偏差是自尊结构影响个体抑郁的微观认知机制。在关于注意力的消极反馈情境下，不一致自尊个体(尤其是高外显自尊/低内隐自尊个体)表现出对低能力词汇的自动化注意，从而使得个体表现出较高水平的抑郁。内隐自尊调节着外显自尊与高能力注意偏差的反应，但是，高能力注意偏差没有在自尊结构与抑郁关系着发挥中介作用。可能原因在于，内隐自尊作为无意识的监控系统，其作用在于对信息的效价进行初步的评估，对于积极或者消极信息分配更多的注意资源，致使对高能力和低能力词汇的反应时都长于中性刺激。对信息的效价初步评估后，负性刺激激活了个体的抑郁情绪体验，而积极刺激则没有激活个体的抑郁体验，致使高能力注意偏差没有发挥出中介作用。
5 结论
消极反馈条件下，自尊结构影响着个体对不同能力评价的注意偏差，个体对低能力评价的注意偏差影响着其抑郁情绪。
消极反馈条件下，自尊结构影响着个体对不同人际关系评价的注意偏差。
内隐自尊可能包括两种成分：基于能力的内隐自尊和基于人际关系的内隐自尊。