人際與非人際比較情境下青少年的外顯與內隱自我提升

人際與非人際比較情境下青少年的外顯與內隱自我提升

1自我提升的文化普適性在日常生活中，人們會“戴著粉紅色的眼睛”來看待自己，夸大自己的優(yōu)秀品質，低估自己對事件的控制，并對未來采取不切實際的樂觀態(tài)度（泰勒、舍爾特、薩格，mc-仆人，2003）。這些積極的印象往往被視為自我提升的表現策略和近義概念（泰斯特，2010；海默，格洛伊斯，2010）。自我提升也譯作自我增強,它是自我系統的動機性成分,其核心假定在于人們有一種增強自尊、提高個人價值感、尋求積極自我認識、避免消極反饋評價的需要(劉肖岑,桑標,張文新,2010)它包含自我提高和自我保護兩個方面,而兩者之中又以自我保護的作用更為突出(Alicke&Sedikides2009)。Endo,Heine和Lehman(2000)曾指出,社會心理學最重大的發(fā)現之一就是西方人容易過于不切實際地積極看待自己。而東方人是否同西方人一樣具有這種自我提升動機呢?時至今日,研究者對該問題的回答依舊莫衷一是,自我提升的文化普適性問題至今仍是一個備受爭議的熱點話題(Caietal.2011;Falk,Heine,Yuki,&Takemura,2009;Sedikides,Gaertner,&Chang,2008)。文化心理學家在解答該問題時,大多會采取一種描述性分析方式即對不同樣本進行跨文化比較研究,說明東西方個體在自我提升方面的異同,進而斷定其是否具有文化普適性。這種分析方式對文化差異形成的原因及特色缺乏關注,容易造成研究結論難以一統的局面。少數心理學家頗具創(chuàng)意地提出了一系列有關自我文化關系的解釋性理論構想,如Markus和Kitayama(1991)以獨立型自我建構(independentself-construal)和依存型自我建構(interdependentself-construal)來解釋自我提升的跨文化差異,這些理論雖有助于我們深刻理解自我提升的文化內涵然而卻仍難以對文化普適性或文化特異性存在的原因做出終極性回答。因為在解答這些疑問的時候文化心理學家往往是通過文化固有的特點來詮釋其下位概念,這似乎有同義反復的意味,不免使其立論依據顯得有所欠缺。相比之下,進化心理學為我們理解自我提升的文化普適性問題提供了新的思路,從這一理論視野出發(fā),許多困擾心理學家的疑難問題也會迎刃而解。進化心理學家認為,現代人類文化以及東西方文明的分野在漫長的人類演化史中只是短暫的一瞬,因而要理解現代人的心理行為,就需要綜合考慮人類在整個演化史中的表現?，F代人類所擁有的心理與行為在演化過程中通常都具有重要的適應價值,它們能夠直接或間接地促進種系的繁衍(蔣柯,2010),而自我提升動機也是如此(Sedikides,Skowronski,&Gaertne,2004),它有助于個體自我系統的發(fā)展及人際關系的優(yōu)化,同時,它還有利于人們在群體中獲得成功和較高的社會地位(Sedikies&Skowronski,2009)。無論是從個人層面還是人際層面來看,東西方人的祖先在遠古時期都面臨著相似的自我發(fā)展、人際適應等問題,因而當今人類所傳承到的尋求積極自我意象的動機也應具有文化普適性。1.1人際情境對自我提升動機的制約作用與進化心理學的分析相一致,現有的研究發(fā)現與理論主張似乎也更支持自我提升具有文化普適性的“內容差異觀”(劉肖岑,桑標,竇東徽,2011),即自我提升動機存在于不同的文化地域中,只是其表現的方式和程度略有差異而已。所謂的文化差異僅僅反映了人們在心理內容方面的差異(如評價目標),而并非心理過程(采用一種積極的觀點看待自我和團體)方面的不同(王秩楠,2005)。來自內隱實驗及關系取向方面的研究大多表明,中國人的確具有自我提升動機,而與西方人不同的是,中國人的自我提升表現具有人際性和隱蔽性特點(佐斌,張陽陽,2006)。在以“人倫”為經、“關系”為緯的中國社會中,人際關系問題是制約中國人心理發(fā)展與行為表現的重要因素。佐斌和張陽陽(2006)認為,由于人際行為特質比個人行為特質對中國人具有更重要的價值,因而中國人在人際行為特質方面具有較強的自我提升動機。而我們認為,上述觀點是對自我提升表現之人際性特點的一個側面的詮釋,除此之外,這一概念還應涵蓋人際情境對自我提升動機的制約作用,即當中國人處于人際情境中或其自我提升表現會影響他人利益時,中國人可能就不會外顯地表現出自我提升行為,或者可能會外顯地表現出自我貶低行為,而實際以相對隱蔽的方式表達自己的自我提升渴求。事實上,這一做法的確具有演化適應價值。根據進化心理學的觀點(Emese,2010),人類對于外界環(huán)境中的消極信息具有高度的敏感性,這樣的信息會得到優(yōu)先對待和加工,而與此同時,人類又會不斷忽視與自我有關的消極信息并高度重視跟自我有關的積極信息,“責人以詳”與“待己以廉”的這兩種智慧系統彼此對立又互為補充,最終造就了一批偏執(zhí)的樂觀主義者(paranoidoptimist),這些人對外界環(huán)境中的消極信息高度敏感,同時又對自身的能力持樂觀的態(tài)度(Haselton&Nettle,2006),當偵查到環(huán)境信息可能會對自身造成危害時,他們便會開始重視與自我有關的消極信息,并對那些與自我有關的積極信息做出仔細地評估,而與之相反,當環(huán)境中的威脅被解除或大大降低時,他們就會特別關注與自我有關的積極信息并忽視與自我有關的消極信息,從而展露出自我提升動機。在演化史上,這些偏執(zhí)的樂觀主義者受到了自然的選擇,并使有利于人類生存和繁衍的自我欺騙和認知偏差保留并內化到人類的基因之中(張雷,2007)。就現代中國人的自我提升表現來說,由于外界環(huán)境充斥著和諧、謙虛、遵從、一致的價值觀念,所以在人際情境中做出自我提升行為顯然具有潛在的危害性,這樣的情境會削弱中國人外顯的自我提升表現,不過在危險性相對較小的非人際情境中,中國人的外顯自我提升行為就不會受到太大影響。1.2自我提升的表現形式自我提升動機同人類的其它多數動機一樣存在著外顯與內隱的形式。如果說外顯動機可以被視為個人價值觀的認知表征,它在經由言語傳遞的社會化過程中有所發(fā)展,可以通過慎思后的選擇來加以預測,那么內隱動機則是與情感相聯系的結構,它在前言語的社會化經歷中得以發(fā)展,可以通過自發(fā)地或習慣性的反應來加以推斷(Sedikides&Gregg,2006)。由定義可以看出,外顯與內隱動機是兩種略有區(qū)別的心理現象,因而基于內隱測量所得的自我提升結果可能會與基于口頭報告或行為測量所得的外顯自我提升結果有所不同。人們尋求和保持積極自我意象的動機有著極其繁多的表現形式(Paulhus&Holden,2010),譬如:自利歸因(self-servingattribution),即認為任務的成功是自己的功勞,而失敗卻應由他人或環(huán)境來承擔責任;選擇性接受與反駁(selectiveacceptanceandrefutation),即不加考慮地接受與自我有關的積極反饋,卻仔細審查、極力反駁與自我有關的消極反饋。這些自我提升表現可以通過個體外顯的言語和行為加以測查,因而被稱為外顯自我提升(explicitself-enhancement)。另外,自我提升動機的一個典型特征還在于它的內隱性或無意識性(Alicke&Sedikides,2009)。內隱自我提升(implicitself-enhancement),又稱內隱自我中心主義(implicitegotism)、無意識的自我提升(unconsciousself-enhancement),它表示人們會不由自主地把自己與積極事件聯系在一起,這種自動化的聯結又會進一步促使人們對其它任何跟自己有關的事物都產生積極的情緒反應(Pelham,Mirenberg,&Jones,2002)。常見的內隱自我提升表現有生日數字偏好(birthday-numberpreference)和姓名字母效應(name-lettereffect)等,其含義是人們對自己生日中的數字和姓名中的字母的喜好程度要遠遠高于其它數字和字母。有研究者指出(佐斌,張陽陽,2006),中國人的自我提升動機較為含蓄、隱蔽,不易直接考查,因而內隱觀測手段或許更適用于探索中國人或東方人的自我提升動機。1.3自我提升的發(fā)展特點及發(fā)展假設在發(fā)展心理學研究領域,自我的發(fā)展是青少年心理發(fā)展中一個尤為關鍵的主題(Steinberg,2010),許多發(fā)展心理學家都將青少年期譽為“自我的第二次誕生”、“自我的發(fā)現”時期。在這一自我的發(fā)展定型期,青少年的自我提升狀況必將對其日后的身心發(fā)展和行為表現產生重要影響。然而,迄今為止心理學界尚沒有關于青少年期自我提升動機發(fā)展規(guī)律的介紹,并且相關領域的實證研究也無法勾勒出青少年自我提升動機發(fā)展變化的全貌。誠如董妍和俞國良(2005)所指出的那樣,就研究樣本而言,已有自我提升研究所采用的被試基本都是大學生,而且大多是橫向研究,即使有縱向研究,也主要是考查自我提升在短時期內的變化,幾乎沒有涉及自我提升跨年齡階段變化的研究。此外,根據已有的外顯、內隱社會認知發(fā)展研究的結果來看,外顯與內隱社會認知似乎遵循著不同的發(fā)展軌跡(Dienes&Perner,1999),但令人遺憾的是,目前很少有涉及外顯與內隱自我提升的實證發(fā)展研究。因此,青少年自我提升的發(fā)展狀況以及外顯與內隱自我提升的年齡變化趨勢等問題都亟待心理學工作者研究考證。綜上所述,本研究力圖通過兩項實驗考查青少年自我提升的特點及發(fā)展情況。實驗一主要探討青少年自我提升的特點,實驗二從外顯和內隱自我提升兩大方面來刻畫青少年早、中、晚期個體的多種自我提升表現及其發(fā)展狀況。相關研究假設如下——假設1:中國人具有自我提升動機,其表現有外顯和內隱兩種形式。假設2:中國人的自我提升表現具有人際性和隱蔽性特點。當個體處于人際情境中時,其外顯的自我提升行為將不再產生,人們可能會以較為隱蔽的方式流露內心的自我提升渴求;而當個體處于非人際情境中時,自我提升動機將以外顯的形式得以展露。假設3:外顯自我提升和內隱自我提升在青少年階段遵循著不同的發(fā)展路線。2實驗1：青少年自我提升的特點2.1自我提升的特點參照青少年心理學家Sternberg(2010)的分類標準,將青少年分為早、中、晚期三個階段,其年齡大致對應于中國的初中、高中、大學三個年齡組。本實驗以青少年晚期個體(大學生)為被試,以自利歸因這種典型的自我提升表現來探討青少年自我提升的特點。與自利歸因相對的概念是自貶歸因(self-effacingattribution),它是自我降低(self-diminishment)的表現形式,即認為任務的成功是他人或環(huán)境因素使然,而失敗卻應由自己來承擔責任。由于人們的社會交往活動和友誼選擇模式與自我提升有著密切聯系(Green,Sedikides,Pinter,&VanTongeren,2009),因而為了探討人際因素的指代范圍及其可能對自我提升造成的影響,本實驗采取了結果相互依賴型測驗任務(interdependentoutcomestask),并在研究設計中增加了關系類型及公開程度兩個自變量。2.2方法2.2.1人口學變量與性別、年齡的關系國內某高校172名大學生參加了本實驗,有效被試167人,其中男生81人,女生86人,平均年齡21.51歲(SD=1.21),由于性別、年齡等人口學變量未產生任何顯著效應,因而沒有將其納入隨后的統計分析。2.2.2自我價值歸因與自利/自廢歸因以測查自利/自貶歸因常用的結果相互依賴型任務作為實驗范式,即要求被試兩兩搭檔,在不能相互溝通的情況下合作完成一項任務(如創(chuàng)造力測試),然后根據兩人合作的情況給出一個總體成績,再請被試參照這一成績對自己與搭檔在任務中的責任和貢獻情況做出歸因。在該任務中,自利歸因者會把成功視為自己的功勞,而將失敗怪罪于自己的搭檔。本實驗主要進行了兩方面測查:(1)采用2(反饋類型:積極、消極)×2(關系類型:朋友、陌生人)×2(公開程度:公開、非公開)的被試間設計,以被試對自己與搭檔完成任務的責任與貢獻判斷為因變量,考查青少年外顯的自利/自貶歸因表現。(2)采用2(搭檔歸因方式:自利、自貶)×2(反饋類型:積極、消極)×2(關系類型:朋友、陌生人)的被試間設計,以歸因評價和交往意向變化為因變量,考查青少年對自利/自貶歸因者的評價及其與之交往的意向變化,從而進一步探討青少年自我提升的特點及其影響因素。2.2.3被試與麻黃品質檢測的關系(1)實驗操縱測查:包括關系親密程度測查和創(chuàng)造力測試適宜度測查,其中前者含有4個項目,采用十級記分對搭檔兩人的親密性、相似性、喜好度和交往意向加以評定,得分越高表示關系越親密,以項目均值作為關系親密度的指標,Cronbachα系數為0.87;后者包括2個項目,要求被試在10點量表上報告創(chuàng)造力對自身的重要性大小以及自己在測驗中獲勝的愿望,得分越高表示創(chuàng)造力越重要、獲勝愿望越強烈。(2)結果相互依賴型測驗:要求被試在5分鐘之內盡可能多地獨自列舉出某種物品(如蠟燭、磚頭)的特殊用途,然后依據被試與其搭檔兩人共同回答的非重復性答案的數量來計算測驗成績。(3)歸因測查與任務表現測查:其中歸因測查包含2個項目,要求被試分別從責任與貢獻兩個方面對自己和搭檔完成任務的情況進行歸因評判,采用10點量表記分,1代表“責任或貢獻完全在于搭檔”,10代表“責任或貢獻完全在于自己”。任務表現測查用于考查實驗的操縱效果,要求被試在10點量表上評定自己與搭檔在結果相互依賴型任務中的表現,得分越高意味著表現越好。(4)歸因評價及交往意向測查:用于考查青少年對自利/自貶歸因者的評價以及繼續(xù)與之交往的意向變化,均采用10點量表記分。其中歸因評價含有2個項目,得分越高表示被試對搭檔的評價越好,以項目均值作為歸因評價的指標,Cronbachα系數為0.73。交往意向測查的得分越高代表被試越希望與搭檔繼續(xù)交往。2.2.4實驗過程及測試成績的通過反饋進行偽造正式施測前先對20名大學生進行了預實驗,并根據預測情況對實驗程序和材料加以調整。實驗主試由心理學專業(yè)的教師與研究生擔任,經培訓后均能達到施測要求。正式實驗:被試來到實驗室后,主試首先對其關系類型予以核實。按照實驗要求,被試需兩兩結為搭檔,搭檔類型分朋友和陌生人兩種。朋友組由兩名同性別的親密朋友組成,其中一名被試會在事先得到通知,并在實驗當天邀請自己的一位好友共同前來,而陌生人組由兩名互不相識的同性別的陌生同學組成,該組被試在實驗開始前現場結成搭檔。通過抽紙牌的方式將朋友組與陌生人組的被試隨機分配到各實驗區(qū)組中,請互為搭檔的兩名被試使用由主試統一提供的黑色簽字筆分別在不同的房間中完成實驗操縱測查和結果相互依賴型測驗。測驗后請被試在20分鐘內完成一套知識問卷以控制時間,然后將結果相互依賴型測驗的虛假反饋結果提供給被試。一半被試在積極反饋條件下獲悉自己與搭檔的測試成績比其它小組的成績都高,而另一半被試在消極反饋條件下獲悉兩人的測試成績比其它小組的成績都低。在獲得反饋結果后,請被試針對這一結果完成歸因測查與任務表現測查。其中一半被試在公開的實驗條件下完成答卷,即他們了解到自己的回答將會被搭檔看到,而另一半被試在非公開的實驗條件下完成答卷,即向其保證他們的回答不會被除研究人員之外的任何人看到。收回上述問卷后,告之所有被試:他們將看到其搭檔剛剛回答的歸因與任務表現測查結果,而實際分發(fā)的卻是由實驗者提前偽造的搭檔回答問卷。由于使用統一規(guī)格的筆答題,而且答案只需要在相應的數字劃“√”,所以避免了筆跡熟悉性等無關因素的干擾。偽造的搭檔歸因回答分為兩類,一類是搭檔自利歸因,即在積極反饋時,將責任和貢獻更多地歸給搭檔自己,在消極反饋時,將責任更多地歸給被試、將貢獻更多地歸給搭檔自己;一類是搭檔自貶歸因,即在積極反饋時,將責任和貢獻更多地歸給被試,在消極反饋時,將責任更多地歸給搭檔自己、將貢獻更多地歸給被試。請被試依據偽造的搭檔歸因回答,完成歸因評價測查和交往意向測查。最后分發(fā)禮品,向被試解釋實驗欺騙,并詢問是否有人意識到了實驗的操縱。2.3結果剔除沒有完成實驗或意識到實驗操縱的個別被試的無效數據之后,將有效的167名被試的數據導入SPSS18.0進行統計分析。2.3.1創(chuàng)造力測試適宜度測查算法結果對朋友組與陌生人組的關系親密程度測查進行獨立樣本t檢驗,結果表明,朋友組(M=7.52,SD=1.51)比陌生人組(M=5.44,SD=1.81)的關系更為親密,t(165)=8.06,p<0.001,說明本實驗對兩組被試的區(qū)分是成功的。將創(chuàng)造力測試適宜度測查的得分與量表中值(5.5分)進行平均數的顯著性檢驗,結果發(fā)現被試對創(chuàng)造力重要性的評定(M=9.06,SD=1.17)和獲勝渴望得分(M=8.95,SD=1.41)均顯著高于量表中值,t(166)=39.31,t(166)=31.85,ps<0.001。這說明創(chuàng)造力是被試看重的品質并且被試也希望在測試中獲勝,因此以創(chuàng)造力測試作為結果相互依賴型測驗的任務是較為適宜的。為檢驗實驗反饋操縱的成功與否,以獨立樣本t檢驗考查積極和消極反饋情境中被試在任務表現測查中的得分差異,結果顯示,與獲得消極反饋的被試(M=5.64,SD=2.83)相比,被試在獲得積極反饋時(M=9.16,SD=1.21)認為自己與搭檔在測驗中的合作表現更好,t(165)=10.33,p<0.001,這說明有關結果反饋的實驗操縱是成功的。2.3.2驗條件下的自利/自基本自我提升行為以反饋類型、關系類型、公開程度為自變量,以責任判斷、貢獻判斷為因變量,通過2(積極、消極)×2(朋友、陌生人)×2(公開、非公開)的MANOVA分析,考查不同關系類型的青少年在各種實驗條件下的自利/自貶歸因表現(描述性數據詳見表1)。結果顯示,反饋類型對責任判斷和貢獻判斷的主效應顯著,F(1,159)=6.62,p=0.011;F(1,159)=17.56,p<0.001。與積極反饋情況相比,被試在接受消極反饋時會將責任更多地歸給自己(M=6.07,SD=2.20vs.M=6.95,SD=2.04),將貢獻更多地歸給搭檔(M=5.60,SD=2.27vs.M=4.25,SD=1.89),這是典型的自貶歸因表現,說明青少年在與搭檔合作完成結果相互依賴任務時不會做出外顯的自我提升行為。其它因素的主效應和交互作用均不顯著。2.3.3青少年交往意向變化為了進一步探討青少年自利/自貶歸因的影響因素,以搭檔歸因方式、反饋類型、關系類型為自變量,以歸因評價、交往意向變化為因變量,進行2(自利、自貶)×2(積極、消極)×2(朋友、陌生人)的MANOVA分析。其中被試與搭檔的交往意向變化得分由實驗操縱后被試在交往意向測查中的分數減去實驗前期被試在關系親密程度測查中的交往意向分數得出,取值范圍在-9到9之間,分值大于0意味著實驗操縱后被試更希望與搭檔交往,而分值小于0則意味著實驗操縱后被試更不希望與搭檔交往,數值的大小表示交往意向的變化大小。各項指標得分的平均數與標準差如表2所示。方差分析結果表明,搭檔歸因方式對歸因評價和交往意向變化的主效應顯著,F(1,159)=50.67,F(1,159)=25.81,ps<0.001,青少年對自貶歸因型搭檔的評價(M=7.46,SD=1.85)好于對自利歸因型搭檔的評價(M=5.12,SD=2.41),并且他們更希望與自貶歸因型搭檔繼續(xù)交往(M=0.73,SD=1.40),更不希望與自利歸因型搭檔繼續(xù)交往(M=-0.89,SD=2.56)。反饋類型對歸因評價和交往意向變化的主效應顯著,F(1,159)=7.51,p=0.007;F(1,159)=5.85,p=0.017,青少年在獲得積極反饋時(M=6.78,SD=2.20)比獲得消極反饋時(M=5.81,SD=2.57)對搭檔的評價更好,并且與獲得積極反饋的情況(M=0.33,SD=2.01)相比,青少年在獲得消極反饋時(M=-0.48,SD=2.35)更不希望與搭檔繼續(xù)交往。關系類型對歸因評價的主效應顯著,F(1,159)=6.66,p=0.011,朋友組(M=6.71,SD=2.25)對搭檔的歸因評價好于陌生人組對搭檔的評價(M=5.82,SD=2.57),但關系類型對青少年的交往意向變化沒有影響,F(1,159)=0.49,p=0.487。搭檔歸因方式與反饋類型對歸因評價的交互作用顯著(見圖1),F(1,159)=6.39,p=0.012。當青少年與自貶歸因型搭檔合作時,反饋類型不會影響他們對搭檔的歸因評價,t(81)=0.24,p=0.812;而當其與自利歸因型搭檔合作時,他們在消極反饋條件下對搭檔的評價比積極反饋條件下的評價更低,t(82)=3.30,p<0.001。對于交往意向變化而言,搭檔歸因方式與反饋類型之間也存在交互作用(見圖2),F(1,159)=7.15,p=0.008。當獲得積極反饋時,搭檔歸因方式不影響交往意向變化,t(81)=-0.29,p=0.771;而當獲得消極反饋時,青少年更希望與自貶歸因型搭檔交往,更不希望與自利歸因型搭檔交往,t(82)=2.92,p=0.004。其它各因素的交互作用均不顯著。2.4自我提升的效果從表面上看,實驗一的結果似乎說明中國青少年沒有外顯的自我提升表現,然而卻不能由此斷定青少年沒有自我提升動機。事實上,本實驗結果恰好為中國人自我提升表現的復雜性提供了依據,即中國青少年的自我提升表現具有人際性和隱蔽性兩大特點。就人際性而言,由于結果相互依賴型任務具有較強的人際性,其所營造的人際氛圍對青少年影響頗大,因而無論關系親疏還是公開與否,只要歸因測查中涉及到他人,青少年外顯自我提升的表現就會受到制約。就隱蔽性而言,青少年雖然在結果相互依賴任務之后進行了自貶歸因,然而當其了解到搭檔同樣認為失敗是被試的責任,貢獻應該歸功于搭檔時,被試卻對其搭檔的回答表現出了強烈的不滿,認為搭檔的說法不符合測驗的真實情況。該行為恰好是自我提升動機中自我保護性的體現,即在人際情境中,青少年雖然愿意自己承擔失敗的責任,然而卻不愿容忍別人同樣也把失敗的責任歸咎給自己,外顯的自我降低行為實際并沒有壓抑其受指責時的自我保護性需求。在以往的研究中(劉肖岑,桑標,張文新,2007)我們將自貶歸因稱為自謙歸因,這種稱謂現在看來似乎有失妥當。因為謙虛或自謙是一種自我展示性策略,一種策略性的印象管理方法,而自我提升是個體的內在動機,含有自我欺騙性成分,所以謙虛未必處于自我提升的對立面(劉肖岑,2009)。而且本研究也表明,無論是否處于公開的實驗條件下,被試的歸因是沒有差別的,這說明青少年的自我歸因并非是一種人際展示策略,因而,以自貶歸因代替自謙歸因作為自利歸因的反義概念加以運用似乎更為適當。此外,本實驗還存在如下不足:被試的選取并沒有涵蓋青少年發(fā)展的各個年齡階段,僅以大學生的表現來說明青少年的自我提升特點,這一做法并不能完全令人信服;在說明人際情境對自我提升的影響時并沒有設計非人際情境作為比照的對象;雖然通過研究結果的邏輯論證揭示了青少年自我提升表現的隱蔽性特點,但并沒有真正考查青少年的內隱自我提升。鑒于以上問題,我們開展了第二項實驗。3實驗2：青少年外部展示與隱藏自我提升的發(fā)展3.1自我提升的發(fā)展狀況在人際比較與非人際比較兩種情境中,考查不同年齡層青少年的外顯與內隱自我提升的發(fā)展狀況。其中外顯自我提升通過自利歸因與選擇性接受與反駁加以考查,而內隱自我提升通過生日數字偏好加以考查。根據實驗一的測查結果,將人際比較與非人際比較的區(qū)分標準界定為評價結果是否涉及到他人。3.2方法3.2.1青少年早期教育是模糊的教育,性別分布為0.從國內兩所初中選取150名學生(男生66人,女生84人,平均年齡13.95歲,SD=0.74),從一所高中選取91名學生(男生43人,女生48人,平均年齡16.92歲,SD=0.54),從兩所大學選取105名學生(男生68人,女生37人,平均年齡19.60歲,SD=1.27),分別作為青少年早中晚期的代表,共計346名被試,其中男生177人,女生169人。3.2.2被試間設計各個領域的自利/自基本情況本實驗主要從三個方面考查青少年的自我提升狀況(其中自變量均為搭檔類型、反饋類型和年齡階段):(1)探討青少年的生日數字偏好,以此說明他們是否具有內隱自我提升的表現。采用2(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配)×2(積極、消極)×3(初中、高中、大學)的被試間設計,因變量為青少年對不同編號的搭檔的喜好程度。(2)分別在人際比較與非人際比較情境中考查青少年的自利/自貶歸因情況。A.在人際比較情境下,以青少年的責任判斷和貢獻判斷為因變量,使用2(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配)×2(積極、消極)×3(初中、高中、大學)的被試間設計對青少年的自利/自貶歸因情況加以考查。B.在非人際比較情境下,以控制點、可控性、穩(wěn)定性為因變量,采用3(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配、無搭檔控制組)×2(積極反饋、消極反饋)×3(初中、高中、大學)的被試間設計考查青少年的自利/自貶歸因情況。(3)探討青少年的選擇性接受與反駁的表現,采用3(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配、無搭檔控制組)×2(積極反饋、消極反饋)×3(初中、高中、大學)的被試間設計,因變量為被試對測試效果的評定。3.2.3測試材料和方法主試由心理學專業(yè)的教師與研究生擔任,經培訓后均能達到施測要求。正式施測之前,首先對62名初二學生加以預測,并根據預測情況對實驗程序和材料進行了調整。正式實驗時,使用創(chuàng)造力測試作為封面故事(coverstory),即告訴青少年該研究是一項有關創(chuàng)造力的測試,目的在于考查青少年在不同情境下的創(chuàng)造力表現。研究人員會將其分為兩組,一組學生單獨接受創(chuàng)造力測試,另一組學生將與其他一位同學合作完成測試。測試之后研究人員將為其提供結果反饋:在單獨接受創(chuàng)造力測試的情況下,測試成績是將該生的成績與他人的成績進行比較后的結果;而在有搭檔的情況下,測試成績是將兩人的平均成績與他人的成績進行比較后的結果。由于是匿名測試,所以每位同學都將得到一個編號作為相互區(qū)分的標志,請學生記住這個號碼并將其填寫在后面的問卷上。宣布指導語之后,請青少年回答個人信息調查和創(chuàng)造力測試適宜度測查。在問卷的頁首,每位同學都得到了一個4位數字的研究編號,其格式為××-××,其中前兩位數字是13以上的數字,而橫線后的兩位數字為31以下的數字。之所以這樣設定編號是為了避免與被試的生日一致。(1)個人信息調查:要求青少年填寫自己的出生年月日、性別、學校類型等背景資料,其中青少年的出生日期將被作為實驗操縱用于部分被試的測試反饋中。(2)創(chuàng)造力測試適宜度測查:要求被試在10點量表上報告創(chuàng)造力對自己的重要性大小,以此檢驗創(chuàng)造力測試作為實驗材料的適宜程度。當青少年完成上述測查之后,繼續(xù)進行(3)創(chuàng)造力測試:請被試在5分鐘之內盡可能多的列舉出磚頭的用途。其中有1/3的青少年獲悉自己單獨接受創(chuàng)造力測試,而另外2/3的青少年則獲悉自己與另一位同學合作完成該測試。事實上,在后一種實驗條件下,青少年并沒有真正的搭檔,所謂的搭檔只是實驗中虛擬的一位人物。25分鐘之后給青少年提供結果反饋。每位被試都會獲得一份由主試事先手工填寫好的、與其實際表現無關的虛假反饋結果,其中一半被試獲得積極反饋,另一半被試獲得消極反饋。在有搭檔的實驗條件下,青少年將同時看到與之“合作的搭檔”的編號,其中一半被試的搭檔編號與自己的生日數字相一致,如3月28日出生的青少年其搭檔編號為“03-28”,另一半被試的搭檔編號則與其生日不一致,即前兩位是13以上的數字,而后兩位為31以下的數字,如“15-17”。在獲得反饋結果后,再請青少年完成以下測查:(4)搭檔喜好程度測查:用于考查青少年的內隱自我提升,即他們是否對編號與自己的生日數字匹配的搭檔具有特殊好感,請青少年在10點量表上報告自己對搭檔的喜愛程度,其中1代表“非常不喜歡”,10代表“非常喜歡”。(5)自利/自貶歸因測查:分兩部分,一為“人際比較測查”,二為“非人際比較測查”。“人際比較測查”針對有搭檔的被試實施,包括責任判斷和貢獻判斷兩個問題,同實驗一?！胺侨穗H比較測查”針對所有被試實施,要求青少年從控制點、可控性、穩(wěn)定性三個維度對自己完成任務的情況加以評定,10點量表記分,1代表“完全由外部原因造成/不能由我控制/是暫時可變的結果”,10代表“完全由內部原因造成/能夠由我控制/是持久不變的結果”。(6)測試效果評定:請青少年在10點量表上回答“這次測試在多大程度上體現了你的創(chuàng)造力水平”,1代表“一點兒也沒有體現”,10代表“充分體現”,用以考查青少年的選擇性接受與反駁的表現。(7)實驗操縱測查:請被試在10點量表上評定自己在測試中的表現及其對測試結果的滿意程度,得分越高代表任務表現越好、對結果越滿意。最后分發(fā)禮品,向被試解釋實驗欺騙,并詢問是否有人意識到了實驗操縱。3.3創(chuàng)造力與青少年造力重要性的關系實驗操縱效果檢測表明,青少年對創(chuàng)造力重要性的評定(M=8.38,SD=1.52)高于量表中值,t(345)=101.91,p<0.001,并且初中生、高中生、大學生對創(chuàng)造力重要性的看法沒有差異,F(2,346)=0.03,p=0.974,這說明創(chuàng)造力是不同年齡階段的青少年均比較看重的品質,適合作為測試任務。獨立樣本t檢驗的結果表明,與獲得積極反饋的被試相比,被試在獲得消極反饋時認為自己在測驗中的表現更糟,t(344)=12.95,p<0.001,M=7.40,SD=1.96vs.M=4.24,SD=2.57,對自己的測試表現更不滿意,t(344)=13.80,p<0.001,M=7.83,SD=1.82vs.M=4.41,SD=2.73,這說明結果反饋操縱是成功的。3.3.1an美國相關青少年視角下的熱分配算法在本實驗中,生日數字偏好意味著青少年更喜歡那些與自己的生日數字相一致的搭檔。我們將搭檔編號與被試的生日數字相匹配的情況稱為“搭檔編號匹配”實驗條件,將編號與被試的生日數字不匹配的情況稱為“搭檔編號不匹配”實驗條件。通過2(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配)×2(積極、消極)×3(初中、高中、大學)的ANOVA分析,考查了各年齡階段青少年在接受反饋時對與不同類型搭檔的喜好程度(描述性數據詳見表3)。結果顯示,搭檔類型的主效應顯著,F(1,217)=4.64,p=0.032,與搭檔編號不匹配的情況相比(M=6.08,SD=2.29),青少年更喜歡那些編號與自己的生日數字相一致的搭檔(M=6.71,SD=2.45),這印證了生日數字偏好這種內隱自我提升動機的存在。反饋類型的主效應顯著,F(1,217)=19.60,p<0.001,與積極反饋情況(M=7.12,SD=1.95)相比,被試在接受消極反饋時(M=5.66,SD=2.57)更不喜歡自己的搭檔。年齡階段的主效應不顯著,F(1,217)=0.08,p=0.922,各因素間的交互作用也不顯著,說明生日數字偏好這種內隱自我提升表現在青少年階段沒有發(fā)展變化。3.3.2年齡因素對責任判斷與貢獻判斷的影響所謂“人際比較情境”是指被試需要對造成任務結果的成因在自己與搭檔之間做出比較和選擇。以青少年的責任判斷和貢獻判斷為因變量,使用2(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配)×2(積極、消極)×3(初中、高中、大學)的MANOVA分析對青少年的自利/自貶歸因情況加以考查(描述性數據詳見表4)。結果表明,年齡因素對責任判斷與貢獻判斷的主效應顯著,F(2,217)=3.60,p=0.029;F(2,217)=5.26,p=0.006。與高中生(M=6.20,SD=1.86)相比,初中生(M=7.00,SD=2.11)會更多地把造成測試結果的責任歸給自己,而大學生(M=6.81,SD=2.23)的責任得分與初中生和高中生之間不存在顯著差異;另外,與高中生(M=5.03,SD=2.04)相比,初中生(M=5.85,SD=1.80)和大學生(M=6.20,SD=2.13)更傾向于將測試結果的貢獻歸給自己,而大學生與初中生的貢獻得分之間沒有差異。反饋類型的主效應不顯著,F(1,217)=1.68,p=0.197;F(1,217)=0.56,p=0.456,其它各因素的主效應及其交互作用也均不顯著,這說明在人際比較情境下,青少年并沒有做出自利/自貶歸因,因而青少年自利/自貶歸因的年齡差異問題也無從談起。(2)積極反饋與主效應分析所謂“非人際比較情境”是指不需要對任務結果在人際間做出歸因判斷,只需從控制點、可控性、穩(wěn)定性三個方面對任務結果予以評定的情境。在該情境下,自利歸因意味著將成功歸結為由內部原因引起的一種穩(wěn)定、可控的現象,而對失敗的歸因則恰好與之相反。由于非人際比較情境的測查是針對所有被試實施的,所以實驗設計中增添了無搭檔控制組這一搭檔類型。以被試對控制點、可控性、穩(wěn)定性的得分為因變量,進行3(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配、無搭檔控制組)×2(積極反饋、消極反饋)×3(初中生、高中生、大學生)的MANOVA分析(青少年在不同維度的歸因得分如表5所示)。由方差分析的結果可知,反饋類型對于控制點、可控性、穩(wěn)定性三個因變量均存在主效應,F(1,328)=4.99,p=0.026;F(1,328)=10.53,p=0.001;F(1,328)=43.49,p<0.001。與消極的測試結果(M=6.34,SD=0.17)相比,青少年認為積極的測試結果更主要由內部原因引起(M=6.85,SD=0.16);他們在獲得積極反饋時(M=7.03,SD=0.16)比獲得消極反饋時(M=6.29,SD=0.17)認為測試結果具有更大的可控性;并且與消極的測試結果(M=6.17,SD=0.19)相比,青少年認為積極的測試結果維持的時間更為持久(M=7.96,SD=0.20)。這些均說明在非人際比較情境下,青少年具有自利歸因的表現。另外,就可控性而言,搭檔類型的主效應顯著,F(2,328)=16.41,p<0.001,與搭檔編號匹配(M=6.21,SD=0.19)和搭檔編號不匹配(M=6.18,SD=0.21)兩種有搭檔的情況相比,青少年在獨立完成測試的情況下(M=7.59,SD=0.20)認為測試結果更具可控性。反饋類型和年齡階段的交互作用顯著(見圖3),F(2,328)=4.84,p=0.009,當獲得積極反饋時,初中生對可控性的評定高于高中生和大學生F(2,176)=3.87,p=0.023;而當獲得消極反饋時,不同年齡組青少年的評分之間不存在顯著差異,F(2,164)=1.29,p=0.279。這說明就可控性而言,初中生在獲得積極反饋時的自利歸因相對多于高中生和大學生。其它因素的主效應及交互作用均不顯著。3.3.3阿斯塔納的anisa分析依據選擇性接受與反駁的定義,倘若青少年在獲得積極反饋時認為測試反映了其創(chuàng)造力水平,而在獲得消極反饋時認為測試沒有反應其創(chuàng)造力水平,則說明青少年具有選擇性接受與反駁的表現(測試效果評定的得分詳見表6)。以測試效果評定為因變量,進行3(搭檔編號匹配、搭檔編號不匹配、無搭檔控制組)×2(積極反饋、消極反饋)×3(初中生、高中生、大學生)的ANOVA分析。結果顯示,反饋類型的主效應顯著,F(1,328)=70.72,p<0.001,與獲得消極反饋的情況相比(M=4.73,SD=0.16),青少年在獲得積極反饋時(M=6.65,SD=0.16)認為該測試更為充分地體現了自己的創(chuàng)造力水平,這正是選擇性接受和反駁的自我提升表現。年齡階段的主效應顯著,F(2,328)=6.40,p=0.002,與高中生(M=5.72,SD=0.22)和大學生(M=5.21,SD=0.20)相比,初中生(M=6.15,SD=0.17)認為該測試更為充分地體現了他們的創(chuàng)造力水平。反饋類型與年齡因素之間存在交互作用(見圖4),F(2,328)=3.15,p=0.044,在接受積極反饋時,初中生對測試效果的評定好于高中生和大學生,F(2,176)=13.12,p<0.001;而在接受消極反饋時,各年齡組青少年的評分不存在顯著差異,F(2,164)=0.46,p=0.631。這說明初中生在獲得積極反饋時的選擇性接受和反駁的表現相對多于高中生和大學生。其它因素的主效應及交互作用均不顯著。3.4自我提升的人際性實驗二從外顯與內隱兩個層面再次為自我提升的文化普適性提供了佐證。青少年的生日數字偏好表現印證了中國人具有內隱自我提升動機的假說,這與已有的內隱研究領域的結果大致相同(Yamaguchi,etal.,2007)。青少年的外顯自我提升表現與我們的實驗預期也基本一致,即當不受人際因素影響時,青少年會表現出自利歸因和選擇性接受與反駁,而在人際比較情境中,青少年的自利歸因就不復存在了。另外,青少年的外顯與內隱自我提升似乎遵循著不同的發(fā)展軌跡,在外顯自我提升方面,青少年的自利歸因、選擇性接受與反駁都在青少年早期達到發(fā)展頂峰,而在內隱自我提升方面,青少年的生日數字偏好在早中晚期沒有年齡差異,這說明外顯與內隱自我提升可能像其它的外顯與內隱心理現象(如記憶)一樣不是同步發(fā)展的。在人際與非人際比較情境中,青少年的自利歸因表現并不一致,這體現了中國人自我提升行為的人際性特點,即該自我提升表現會受到人際情境的制約。不過,就人際比較情境而言,本實驗與實驗一的結果略有出入,其差異或許是由成熟因素引起(實驗一的被試比實驗二的被試生理年齡更大,因而前者的社會化程度可能略高)。盡管兩項實驗的結果不盡一致,然而兩者體現的總體趨勢卻大致相同,即當青少年的自我提升表現與他人的利益有所關聯時,他們就不會外顯地表現出自我提升行為。4自我提升動機的理論爭論自從文化運動(culturemovement)對自我提升動機的文化普適性提出置疑后,文化與自我提升的關系一直是心理學工作者關注的熱點問題。近年來相關領域的研究者發(fā)表的數篇觀點針鋒相對的元分析文章(Hamamura,Heine,&Takemoto,2007;Sedikides,Gaertner,&Vevea,2007a,2007b;Heine,Kitayama,&Hamamura,2007a,2007b;Heine&Hamamura,2007)更是在心理學界引起了廣泛的理論爭鳴,然而目前研究者對“中國人是否存在自我提升動機”的爭論始終莫衷一是。本研究通過兩項實驗從不同角度為自我提升動機的文化普適性提供了實證支持。4.1自我提升的人際性實驗一有關自我提升特點的研究揭示了青少年在人際比較情境中會以較為隱蔽的方式追求積極的自我意象,而實驗二有關自我提升的發(fā)展性研究則表明,在非人際比較情境中青少年具有生日數字偏好、自利歸因、選擇性接受與反駁等自我提升表現。這些研究結論為文化心理學中的“內容差異觀”提供了依據,即自我提升并非文化特異性的表現,為了支持、增強和保留自尊,世界上所有的人都需要積極地肯定自我。而若要深入探究自我提升動機之所以具有文化普適性的原因,或許應當從心理演化的角度尋找其根源。Sedikides和Skowronski(2009)認為,自我提升動機可能是在人類的演化過程中保留下來的、具有較大適應價值的心理內驅力。伴隨著積極需求的自我早在現代智人進化期就已經出現,由自尊帶來的主觀體驗有著重要的進化優(yōu)勢(Sedikides,Skowronski,&Dunbar,2006)。由于適者生存法則傾向于使有機體的基因得以傳承(蔣柯,熊哲宏,2010),而對生活持積極達觀態(tài)度的人在演化進程中具有較大的適應性,所以這些人的基因得到了自然的選擇。這種所謂的積極達觀的生活態(tài)度本身可能便帶有自我欺騙的成分(張雷,2007),而很多自我欺騙行為都源于自我提升動機,特別是自我保護的需要(Alicke&Sedikides,2009)。因此,自我提升應該是在人類演化史中受到自然選擇被保留下來的、具有潛在適應價值的重要心理品質,它不是個人主義文化特有的產物和表現,而是人類共有的一種普遍的自我動機。雖說東方人可能跟西方人一樣具有自我提升動機,然而該動機在不同文化中的表現確實各有千秋。佐斌和張陽陽(2006)認為,中國人的自我提升表現具有人際性和隱蔽性兩大特點。本研究為這一立論提供了實證支持。我們認為中國人自我提升的人際性突出體現在兩個方面:(1)提升自己在人際方面的品質或表現。如張陽陽(2006)的研究表明,大學生對人際特質的自我提升程度顯著高于其對能力特質的自我提升程度。這些現象產生的原因在于,人們會提高那些對自己具有重要價值的特質或事件(Sedikidesetal.,2008)。由于人際關系對中國人具有極其重要的影響,因而人們會不遺余力地提升自己在人際方面的品質與表現。(2)當個體處于人際情境中或者其自我提升表現可能會影響他人利益時,人們就不會外顯地做出自我提升行為。如實驗二表明,青少年在人際比較情境中沒有自利歸因表現,然而在非人際情境中卻做出了十分明顯的自利歸因。這一現象體現了中國文化“罔談彼短,靡恃己長”的特色。中國人很少會以犧牲和諧人際關系為代價來換取個人特質自我評價的提升(佐斌和張陽陽,2006)。誠如楊中芳所言(2001),中國社會注重個體對社會的責任與義務,注重“大我”概念的培養(yǎng),認為“大我”幸福是“小我”幸福的先決條件,而服從規(guī)范、“犧牲小我”、“完成大我”的行為是被鼓勵及許以重賞的。中國人“自己”的表現方式,可能受到“求同”、“怕壯”心理的影響,以不突出自己為表現準則,甚至可能有避免表現自己的現象出現。因此,在人際交往情境中,公然的自我提升并非明智之舉,根深蒂固的“大我”觀念會促使中國人在人際比較情境中放棄自我提升行為。本研究還反映了中國人自我提升的隱蔽性特點。實驗一表明,雖然青少年在人際比較情境中會采取自貶歸因,然而當其搭檔同樣把失敗歸咎給被試、把貢獻留給自己時,青少年卻對搭檔的回答感覺不滿意,認為搭檔的言論沒有反應測試的真實情況,并且他們也不希望再與現在的搭檔繼續(xù)交往了。實驗二通過內隱自我提升測量表明,青少年更喜歡那些編號與自己的生日數字相一致的搭檔,而這種生日數字偏好正是典型的內隱自我提升或內隱自我中心的表現(Pelhametal.,2002)。內隱自我中心就是將自我提升中的自我的范圍擴大到所有與自我有聯系或聯結的事物,如同中國人常說的愛屋及烏(李春玲,佐斌,2006)。例如有研究表明,中國人不僅會對自己的姓,而且還會對母親的姓氏表現出內隱自我提升,而相似性吸引、純粹效應等都不能解釋這些效應(周欣悅,高定國,馬燚娜,吳國宏,王燕,2006)。值得一提的是,內隱自我提升會對人們生活中的重大決策造成影響,比如,人們更可能選擇與自己的姓名拼寫相似的居住地,更喜歡選擇與自己姓名具有同一首字母的人結婚等(John,Pelham,Carvallo,&Mirenberg,2004)。對于中國人而言,由于受到集體主義文化的束縛,其內心的自我提升渴求或許會更多地以內隱的方式存在?？傊?中國人具有自我提升動機,該動機的展現與當前情境的人際性與隱蔽性密切相關。當人們的自我提升行為不會影響他人利益時,中國人就會外顯地表現出自我提升行為,而當人們的自我提升行為可能會對他人利益造成影響時,中國人外顯的自我提升行為就會受到制約。另外,若通過外顯的方式無法測得中國人的自我提升表現,那么換以隱蔽的方式考查,則有可能使中國人的自我提升動機再次顯現出來。上述現象產生的根源可以由進化心理學的錯誤管理理論(ErrorManagementTheory,EMT)加以解釋。該理論認為(Haselton&Buss,2000),外界環(huán)境充滿了不確定性,由此人們不能總是準確地表征世界,有時人們的行動和思維具有徹底的欺騙性。人們決策時所犯的錯誤往往都是系統性偏差,自我欺騙的最終目的在于使自己所犯錯誤要支付的代價最小化。對于中國人來說,在非人際或隱蔽的情境中展露自我提升行為對個體沒有潛在的危害,因而在這些情境下人們會傾向于虛報(falsealarm)自我積極信息;而在人際情境中展露自我提升行為可能會對個體造成潛在的危害,因而在該情境下人們會傾向于漏報(miss)自我積極信息。因此可以說,中國人自我提升表現的人際性與隱蔽性特點符合自然選擇的規(guī)律。4.2自我提升動機的個體表現外顯