摘 要 通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)考察刻板印象威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用。實(shí)驗(yàn)1 和2 分別操縱自我概念威脅和群體概念威脅，采用問(wèn)卷測(cè)量自尊和社會(huì)價(jià)值取向，并通過(guò)選擇范式測(cè)量回避比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：自我概念威脅和群體概念威脅均引發(fā)回避比較；自尊和社會(huì)價(jià)值取向起到共同調(diào)節(jié)；親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增加抵御兩類威脅的回避比較，而親自我價(jià)值取向的自尊減少抵御群體概念威脅的回避比較，但不影響抵御自我概念威脅的回避比較。研究表明，刻板印象威脅引發(fā)回避比較，受自尊和社會(huì)價(jià)值取向的共同調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞 刻板印象威脅 回避比較 自尊 社會(huì)價(jià)值取向 自我概念威脅 群體概念威脅

1 引言

威脅和失敗往往會(huì)啟動(dòng)心理免疫系統(tǒng)（Headleyet al.， 2019），激發(fā)多種防御反應(yīng)以保護(hù)自我。污名威脅傾向于引發(fā)社交防御（Han et al.， 2022），誘使污名個(gè)體隱瞞污名身份、說(shuō)服他人以重構(gòu)社會(huì)信念，或社交退縮/ 回避。作為污名威脅（Kim et al.，2022），刻板印象威脅亦可能會(huì)引發(fā)社交防御。

回避比較是一種有關(guān)社交退縮的近端防御。當(dāng)個(gè)體能力或特質(zhì)被合理化貶低或受到威脅，但又無(wú)法回避或找到可替代的領(lǐng)域或情境時(shí)，便會(huì)轉(zhuǎn)向社交層面比較的回避（Miller amp; Kaiser， 2001）?？贪逵∠笸{破壞積極自我觀和群體觀（鄔鑫， 2018），損害自我效能與績(jī)效預(yù)期。為暫時(shí)避免刻板印象化評(píng)估以維護(hù)自我完整性和積極性，個(gè)體可能會(huì)采取回避比較進(jìn)行防御反應(yīng)，據(jù)此提出假設(shè)1：刻板印象威脅會(huì)引發(fā)回避比較防御反應(yīng)。然而，回避比較并未改變刻板印象化認(rèn)知，長(zhǎng)期采用回避比較策略可能會(huì)累積刻板印象消極效應(yīng)，阻礙個(gè)體相應(yīng)領(lǐng)域的潛能發(fā)展和自我成長(zhǎng)，并直接影響其社會(huì)交往，甚至損害社會(huì)功能。

自尊是抵御威脅的保護(hù)機(jī)制（Dar-Nimrod，2022）。高自尊個(gè)體在各類威脅中都有特定的防御機(jī)制，如感受到死亡威脅后會(huì)增加世界觀防御，感受到社會(huì)排斥會(huì)加劇自我價(jià)值與社交領(lǐng)域的分離（Buckingham et al.， 2019），遇到失敗會(huì)增加防御性外部歸因（Shrira， 2020）?？贪逵∠笸{作為對(duì)能力或特質(zhì)的負(fù)性貶損信息（范依婷等， 2019），可能會(huì)促使高自尊個(gè)體表現(xiàn)出更多的防御反應(yīng)。因此提出假設(shè)2：自尊會(huì)正向調(diào)節(jié)刻板印象威脅與回避比較之間的關(guān)系，即高自尊會(huì)增加刻板印象威脅后的社交防御。

自尊的保護(hù)作用可能與社會(huì)價(jià)值取向有關(guān)。自我價(jià)值條件理論（Crocker amp; Knight， 2005）認(rèn)為，自尊的作用不僅與水平高低有關(guān)，還與價(jià)值條件有關(guān)。社會(huì)價(jià)值取向是互依情境中自我與他人利益分配的人格偏好（Hu amp; Mai， 2021），可能會(huì)創(chuàng)設(shè)不同價(jià)值條件。親社會(huì)價(jià)值取向關(guān)心集體、重視他人或共同利益（Adamczyk et al.， 2022），傾向于外部社會(huì)偏好（如助人、親環(huán)境等）；親自我價(jià)值取向則重視個(gè)人得失、追求自我利益的最大化（Ramirez-Marinet al.， 2021），傾向于內(nèi)部自我偏好（如權(quán)力）。研究表明，將自尊建立在外部?jī)r(jià)值條件上的個(gè)體需要不斷向外尋求自我驗(yàn)證（Park et al.， 2022），自尊基礎(chǔ)更為脆弱并伴隨更高的威脅警惕性和防御反應(yīng)；而將自尊建立在內(nèi)部?jī)r(jià)值條件上的個(gè)體則具有更高的自我決定性和更少的防御反應(yīng)。因此提出假設(shè)3：社會(huì)價(jià)值取向作為內(nèi)/ 外在價(jià)值條件的預(yù)測(cè)因子，會(huì)調(diào)節(jié)自尊與刻板印象威脅社交防御的關(guān)系。即在刻板印象威脅條件下，親社會(huì)價(jià)值取向個(gè)體的自尊增加社交防御，親自我價(jià)值取向個(gè)體的自尊減少社交防御。

依據(jù)多重威脅框架（Shapiro amp; Neuberg，2007），刻板印象威脅可分為自我概念威脅和群體概念威脅，分別激活自我和群體驗(yàn)證消極刻板印象的風(fēng)險(xiǎn)感知，威脅個(gè)體自我概念和群體自我概念。由于個(gè)體自我和群體自我均隸屬于自我的一部分，兩種威脅均會(huì)破壞自我完整性和積極性，引發(fā)領(lǐng)域回避等防御反應(yīng)（陳清等， 2020）。然而，不同威脅目標(biāo)（即自我/ 群體）刻板印象威脅效應(yīng)有差異（Meriweather， 2019）。相較群體為目標(biāo)的刻板印象威脅，自我為目標(biāo)的刻板印象威脅更有可能破壞內(nèi)在動(dòng)機(jī)、損害行為表現(xiàn)，引發(fā)更多的刻板印象化擔(dān)憂。為系統(tǒng)考察刻板印象威脅社交防御效應(yīng)，需要分別操作自我概念威脅和群體概念威脅，探討二者對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用。

刻板印象威脅作為污名威脅可能誘發(fā)社交防御，自尊作為抵御威脅的保護(hù)機(jī)制，影響刻板印象威脅與社交防御之間關(guān)系，這種影響的作用方向可能與社會(huì)價(jià)值取向有關(guān)。由于刻板印象威脅社交防御效應(yīng)可能與威脅類型有關(guān)，本研究依據(jù)多重威脅框架，通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)（實(shí)驗(yàn)1 自我概念威脅，實(shí)驗(yàn)2 群體概念威脅）系統(tǒng)考察刻板印象威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的調(diào)節(jié)作用。

刻板印象威脅根植于社會(huì)結(jié)構(gòu)（Hussain et al.，2015），其威脅效應(yīng)跨越時(shí)間和地域。以往研究聚焦于從內(nèi)在負(fù)性體驗(yàn)層面揭示刻板印象威脅效應(yīng)（陳清等， 2020; Meriweather， 2019），卻未能證明外在社交防御效應(yīng)及其作用機(jī)制?？贪逵∠笸{與社交防御關(guān)系的研究可以擴(kuò)充多重威脅框架理論，從多元化威脅的角度探討自我概念威脅和群體概念威脅對(duì)回避比較的影響及作用機(jī)制；為干預(yù)刻板印象威脅社交防御效應(yīng)提供途徑，為改善消極刻板印象化社交期望、恢復(fù)和維持積極社會(huì)關(guān)系提供參考，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)適應(yīng)與社會(huì)信念重構(gòu)。

2 實(shí)驗(yàn)1

2.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/p>

考察自我概念威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的調(diào)節(jié)作用。

2.2 方法

2.2.1 被試

采用G*Power 3.1 軟件預(yù)估樣本量，統(tǒng)計(jì)方式為L(zhǎng)ogistic 回歸，OR = .50（中等效應(yīng)量，經(jīng)預(yù)實(shí)驗(yàn)確定），α = .05，1 - β = .80，雙尾檢驗(yàn)，需要被試113 名。招募268 名女大學(xué)生（19.71 ± 1.37 歲）。為避免數(shù)學(xué)能力差異過(guò)大或猜到實(shí)驗(yàn)?zāi)康?，被試均?lái)自非數(shù)學(xué)和非心理學(xué)專業(yè)，身體健康，視力或矯正視力正常，未參加類似研究。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

單因素被試間設(shè)計(jì)，自變量為威脅類型（自我概念威脅，無(wú)威脅），因變量為回避比較。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)材料

（1）量表：三優(yōu)勢(shì)測(cè)量量表（周珮， 2019）測(cè)量社會(huì)價(jià)值取向，共9 題，每題3 個(gè)選項(xiàng)，分別代表親社會(huì)取向、個(gè)體主義取向和競(jìng)爭(zhēng)取向，后兩者通常合并作為親自我取向。該量表具有可靠的信效度（Liu et al.， 2023）。自尊量表（汪向東等， 1999）測(cè)量自尊，共10 題，4 點(diǎn)計(jì)分，α = .87；領(lǐng)域認(rèn)同量表（蔡嫵萍，2012）測(cè)量數(shù)學(xué)認(rèn)同，共9 題，5點(diǎn)計(jì)分，α = .89；性別認(rèn)同量表（Schmader， 2002）測(cè)量性別認(rèn)同，量表經(jīng)雙向互譯，共4 題，5 點(diǎn)計(jì)分，α = .72。

（2）威脅操作及檢驗(yàn)材料：參考以往研究（陳清等， 2020）自編自我概念威脅材料是“男性數(shù)學(xué)成就卓越”的新聞?wù)啊澳涿\斷個(gè)體數(shù)學(xué)能力”的測(cè)試說(shuō)明。新聞?wù)荚谝l(fā)性別- 數(shù)學(xué)刻板印象認(rèn)可（Shapiro amp; Neuberg， 2007），以滿足自我概念威脅和群體概念威脅的誘發(fā)條件。正式實(shí)驗(yàn)前，另招募60 名非數(shù)學(xué)、非心理學(xué)專業(yè)女大學(xué)生（20.12± 1.52 歲）對(duì)新聞?wù)欠褚l(fā)刻板印象認(rèn)可進(jìn)行評(píng)定。采用刻板印象認(rèn)可量表（周瑤等， 2022），共3 題，5 點(diǎn)計(jì)分，α = .77。結(jié)果顯示，閱讀“新聞?wù)焙?，被試刻板印象認(rèn)可評(píng)分高于中值3（t = 10.77，p lt; .001， Cohen' s d = 1.39， 95%CI [.60，.87]）。無(wú)威脅材料內(nèi)容為“不具診斷性”的測(cè)試說(shuō)明。兩組材料字?jǐn)?shù)和閱讀難度匹配。威脅操作檢驗(yàn)采用自我概念威脅量表（α = .82; Shapiro，2011），量表經(jīng)雙向互譯，共3 題，5 點(diǎn)計(jì)分。

（3）標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測(cè)驗(yàn)：為避免“熟悉效應(yīng)”，測(cè)試題目選自2001～2005 年普通高等學(xué)校招生全國(guó)統(tǒng)一考試全國(guó)卷Ⅰ和Ⅱ（文理科）?？紤]到測(cè)試難度會(huì)影響刻板印象威脅效應(yīng)（Hsu amp; Li， 2022），預(yù)實(shí)驗(yàn)篩選平均難度 .47的10道單選題，每題4個(gè)選項(xiàng)，內(nèi)容為三角函數(shù)和解析幾何。

（4）回避比較實(shí)驗(yàn)范式：參考Wood 等（1994）測(cè)試選擇范式，要求被試從20 道導(dǎo)數(shù)數(shù)學(xué)題中分別選擇5 道給自己和他人。為避免數(shù)學(xué)題難度評(píng)估的主觀差異，測(cè)量以題號(hào)選擇形式進(jìn)行。告知被試，如果為自己和他人選擇相同題號(hào)數(shù)學(xué)題，實(shí)驗(yàn)者將對(duì)其進(jìn)行一一比較和打分。為減少其他防御反應(yīng)（如在簡(jiǎn)單領(lǐng)域?qū)で蟾啾容^），預(yù)實(shí)驗(yàn)篩選難度較高的導(dǎo)數(shù)數(shù)學(xué)知識(shí)點(diǎn)（M = 6.71， SD = 2.38， 0～10 評(píng)分）作為比較內(nèi)容，且與標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測(cè)驗(yàn)內(nèi)容不同。

2.2.4 實(shí)驗(yàn)程序

完成社會(huì)價(jià)值取向、自尊、數(shù)學(xué)認(rèn)同，性別認(rèn)同及基本信息問(wèn)卷1～2 周后，開(kāi)始正式實(shí)驗(yàn)。正式實(shí)驗(yàn)由JavaScript 編程呈現(xiàn)，在安靜的環(huán)境里獨(dú)立完成。被試隨機(jī)進(jìn)入自我概念威脅組（n = 133）或無(wú)威脅組（n = 135）。首先閱讀自我概念威脅（或無(wú)威脅）材料，完成威脅操作檢驗(yàn)；然后進(jìn)行限時(shí)10 分鐘的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測(cè)驗(yàn)，每題限定作答1 分鐘，如果1 分鐘未做出回答，即呈現(xiàn)4 秒緩沖，然后進(jìn)入下一道題目；最后完成回避比較測(cè)量。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后向被試說(shuō)明實(shí)驗(yàn)?zāi)康募安牧系奶摷傩裕⒊曛x。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 自我概念威脅操作檢驗(yàn)

以自我概念威脅感知為因變量，獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，自我概念威脅組的威脅感知（M =3.11，SD = .99）顯著高于無(wú)威脅組（M = 2.53，SD = .98），t = 4.87，p lt; .001， Cohen' s d = .60，95%CI = [.35， .82]，表明自我概念威脅操作成功。

2.3.2 回避比較

回避比較的指標(biāo)為是否為自己和他人選擇相同題號(hào)數(shù)學(xué)題，未選擇相同題號(hào)編碼為0，選擇相同題號(hào)編碼為1。皮爾遜卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，遭遇自我概念威脅后，為自己和他人選擇相同題號(hào)比率（51.88%）與無(wú)威脅組（50.37%）無(wú)顯著差異，χ 2（1） = .06， p gt;.05， OR = 1.06， 95%CI = [.66， 1.72]。進(jìn)一步以威脅類型（1 = 自我概念威脅，0 = 無(wú)威脅）為自變量，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞窟M(jìn)行二元Logistic 回歸分析發(fā)現(xiàn)，自我概念威脅并未顯著預(yù)測(cè)回避比較，B = .025， SE = .25， Wald χ 2 = .01， OR= 1.03， p gt; .05， 95%CI [.63， 1.68]。

為確定自我概念威脅與回避比較的關(guān)系，繼續(xù)采取零膨脹泊松（zero-inflated poisson， ZIP）回歸模型進(jìn)行分析（Atkins amp; Gallop， 2007）。相同題數(shù)是一個(gè)非正態(tài)、零膨脹（48.89% 零數(shù)）的計(jì)數(shù)變量，且Vuong 非嵌套假設(shè)檢驗(yàn)表明，ZIP 回歸模型擬合效度優(yōu)于標(biāo)準(zhǔn)泊松模型，V = 4.71，p lt; .001，符合ZIP 回歸模型的統(tǒng)計(jì)要求。在R中運(yùn)行ZIP 回歸模型，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)作為控制變量。結(jié)果顯示，在選擇相同題號(hào)的被試中（即重復(fù)1～5 題，n = 137），自我概念威脅顯著負(fù)性預(yù)測(cè)比較程度，自我概念威脅組的相同題數(shù)（M = 2.22，SD = 1.44）顯著低于無(wú)威脅組（M = 2.81， SD = 1.57），B = -.28，p lt; .05，RR = .75，95%CI = [.58， .97]。

2.3.3 自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用分析

以威脅類型為自變量，以自尊為調(diào)節(jié)變量，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞窟M(jìn)行二元Logistic 回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，威脅類型與自尊交互效應(yīng)不顯著，B = -.99， SE = .64，Wald χ 2= 2.40， OR = .37， p gt; .05， 95%CI = [.11， 1.30]，自尊無(wú)調(diào)節(jié)作用。

進(jìn)一步以威脅類型、自尊和社會(huì)價(jià)值取向（1 =親社會(huì)，0 = 親自我）為預(yù)測(cè)變量對(duì)題號(hào)選擇進(jìn)行二元Logistic 回歸分析，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞?。與假設(shè)一致，威脅類型、自尊和社會(huì)價(jià)值取向三階交互顯著（圖1），B = -3.54， SE = 1.41， Wald χ 2= 6.27， OR = .029，p lt; .05， 95%CI = [.002， .46]。簡(jiǎn)單斜率顯示，對(duì)于親社會(huì)價(jià)值取向個(gè)體，高自尊（M + 1SD ）時(shí)，自我概念威脅組為自己和他人選擇相同題號(hào)比率顯著低于無(wú)威脅組（B = -1.52， SE = .59， p lt;.05）；低自尊（M- 1SD ）時(shí)，兩組無(wú)顯著差異（B = .83， SE = .56， p gt;.05）。說(shuō)明親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增強(qiáng)抵御自我概念威脅的社交防御。對(duì)于親自我價(jià)值取向個(gè)體，不論是高自尊（M + 1SD ; B = .53， SE = .53， p gt; .05）還是低自尊（M - 1SD ; B = .02， SE = .53， p gt; .05），威脅類型對(duì)社交防御的作用均無(wú)顯著差異。

實(shí)驗(yàn)1 結(jié)果表明，自我概念威脅引發(fā)回避比較，自尊和社會(huì)價(jià)值取向起到共同調(diào)節(jié)作用，親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增加回避比較，親自我價(jià)值取向的自尊不影響回避比較。依據(jù)多重威脅框架（Shapiro amp;Neuberg， 2007），刻板印象威脅分為自我概念威脅和群體概念威脅，分別涉及自我和群體能力或特質(zhì)負(fù)性社會(huì)刻板印象，實(shí)驗(yàn)2 考察群體概念威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用。

3 實(shí)驗(yàn)

23.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/p>

考察群體概念威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的調(diào)節(jié)作用。

3.2 方法

3.2.1 被試

被試量預(yù)估同實(shí)驗(yàn)1。招募266名女大學(xué)生（19.76± 1.54 歲），非數(shù)學(xué)和非心理學(xué)專業(yè)，身體健康，視力或矯正視力正常，未參與類似研究。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

單因素被試間設(shè)計(jì)，自變量為威脅類型（群體概念威脅，無(wú)威脅），因變量為回避比較。

3.2.3 實(shí)驗(yàn)材料

（1）量表：同實(shí)驗(yàn)1，自尊量表α = .86，領(lǐng)域認(rèn)同量表α = .88，性別認(rèn)同量表 α = .76。

（2）威脅操作及檢驗(yàn)材料：群體概念威脅材料是同實(shí)驗(yàn)1 的新聞?wù)啊澳涿\斷群體數(shù)學(xué)能力”的測(cè)試說(shuō)明（?etinkaya et al.， 2020）；無(wú)威脅材料同實(shí)驗(yàn)1，兩組材料字?jǐn)?shù)和閱讀難度匹配。威脅操作檢驗(yàn)采用群體概念威脅量表（α = .86; Shapiro， 2011），量表經(jīng)雙向互譯，共3 題，5 點(diǎn)計(jì)分。

（3）標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測(cè)驗(yàn)：同實(shí)驗(yàn)1。

（4）回避比較實(shí)驗(yàn)范式：要求被試從20 道導(dǎo)數(shù)數(shù)學(xué)題中分別為女性和男性選擇5 道題目，只提交題號(hào)。其余部分同實(shí)驗(yàn)1。

3.2.4 實(shí)驗(yàn)程序

同實(shí)驗(yàn)1。

3.3 結(jié)果與分析

3.3.1 群體概念威脅操作檢驗(yàn)

以群體概念威脅感知為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，群體概念威脅組的威脅感知（M = 3.27，SD = .93）顯著高于無(wú)威脅組（M = 2.70， SD = 1.02），t = 4.81， p lt; .001， Cohen' s d = .59， 95%CI = [.34， .81]，表明群體概念威脅操作成功。

3.3.2 回避比較

回避比較的指標(biāo)為是否為女性和男性選擇相同題號(hào)數(shù)學(xué)題，未選擇相同題號(hào)編碼為0，選擇相同題號(hào)編碼為1?？ǚ綑z驗(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表1），群體概念威脅組相較無(wú)威脅組（58.78%），更不會(huì)為女性和男性選擇相同題號(hào)數(shù)學(xué)題（45.93%），χ 2（1） =4.40，p lt; .05，OR = .60，95%CI = [.37， .97]。

進(jìn)一步以威脅類型（1 = 群體概念威脅，0 = 無(wú)威脅）為自變量，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞窟M(jìn)行二元Logistic 回歸分析，發(fā)現(xiàn)群體概念威脅顯著負(fù)向預(yù)測(cè)相同題號(hào)選擇，B = -.56，SE = .25，Wald χ 2 = 4.86，OR = .57，p lt; .05， 95%CI = [.35， .94]，表明群體概念威脅引發(fā)回避比較。

3.3.3 自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用分析

以威脅類型為自變量，自尊為調(diào)節(jié)變量，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞窟M(jìn)行二元Logistic 回歸分析發(fā)現(xiàn)威脅類型與自尊交互效應(yīng)不顯著，B = -.70，SE = .62，Wald χ 2= 1.24， OR =.50，p gt; .05，95%CI = [.15， 1.70]，自尊未起到調(diào)節(jié)作用。

進(jìn)一步以威脅類型、自尊和社會(huì)價(jià)值取向（1 = 親社會(huì)，0 = 親自我）為預(yù)測(cè)變量進(jìn)行二元Logistic 回歸分析，加入年齡、數(shù)學(xué)認(rèn)同、性別認(rèn)同和高考數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)榭刂谱兞?。與假設(shè)一致，威脅類型、自尊和社會(huì)價(jià)值取向三階交互顯著（圖2），B = -3.49， SE = 1.43， Wald χ 2= 5.95，OR = .03，p lt;.05， 95%CI = [.002， .50]。簡(jiǎn)單斜率顯示，對(duì)于親社會(huì)價(jià)值取向個(gè)體，高自尊（M + 1SD ）時(shí)，群體概念威脅組為女性和男性選擇相同題號(hào)比率顯著低于無(wú)威脅組（B = -1.41， SE = .65，p lt; .05）；低自尊（M - 1SD ）時(shí)，兩組無(wú)顯著差異（B = .82，SE =.59，p gt; .05）。表明親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增強(qiáng)抵御群體概念威脅的社交防御。對(duì)于親自我價(jià)值取向個(gè)體，高自尊（M + 1SD ）時(shí)，威脅組與無(wú)威脅組無(wú)顯著差異（B = -.40， SE = .51，p gt; .05）；低自尊（M - 1SD ）時(shí)，群體概念威脅組為女性和男性選擇相同題號(hào)比率顯著低于無(wú)威脅組（B = -1.08，SE= .54，p lt; .05）。

4 綜合分析

為考察刻板印象威脅社交防御效應(yīng)在研究間的異同，采用費(fèi)舍轉(zhuǎn)換（Silver amp; Dunlap， 1987） 計(jì)算實(shí)驗(yàn)1 和2 的效應(yīng)量，經(jīng)Z 檢驗(yàn)（Weaver amp; Wuensch，2013） 發(fā)現(xiàn)：（1）威脅類型差異效應(yīng)量邊緣顯著，r實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = -.14，SE 實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = .09，Z = -1.69，p lt; .1，95%CI = [-.32， .02]， 自我概念威脅社交防御效應(yīng)略弱于群體概念威脅社交防御效應(yīng)；（2）威脅類型、自尊和社會(huì)價(jià)值取向三階交互差異效應(yīng)量不顯著，r 實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = .007， SE 實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = .09， Z = .08， p gt; .05，95%CI = [-.16， .18]。進(jìn)一步檢驗(yàn)親自我價(jià)值取向個(gè)體簡(jiǎn)單效應(yīng)差異，差異不顯著，r 實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = -.02， SE實(shí)驗(yàn)1- 實(shí)驗(yàn)2 = .12， Z = -.13， p gt; .05， 95%CI = [-.26， .22]。兩種威脅的自尊和社會(huì)價(jià)值取向共同調(diào)節(jié)效應(yīng)一致，無(wú)顯著差異。

5 總討論

本研究考察了刻板印象威脅對(duì)回避比較的影響及自尊和社會(huì)價(jià)值取向的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我概念威脅和群體概念威脅均引發(fā)回避比較，且受自尊和社會(huì)價(jià)值取向的共同調(diào)節(jié)；親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增加社交防御，親自我價(jià)值取向的自尊不影響自我概念威脅情境下的社交防御，減少抵御群體概念威脅的社交防御。社會(huì)價(jià)值取向影響了刻板印象威脅情境中自尊與社交防御的關(guān)系方向。

刻板印象威脅作為破壞的自我威脅，觸發(fā)了社交系統(tǒng)防御?？贪逵∠笸{破壞自我概念、內(nèi)群體概念和領(lǐng)域能力三者的積極內(nèi)穩(wěn)態(tài)（Schmader et al.，2008），喚醒焦慮、恐懼及自我懷疑等負(fù)性情緒，并投射到外在社交情境，從而誘發(fā)社交防御。作為一種社交退縮，回避比較可通過(guò)暫時(shí)避免消極刻板印象化認(rèn)知風(fēng)險(xiǎn)和痛苦以保護(hù)自我（Miller amp; Kaiser，2001）。因此，感受到自我概念威脅與群體概念威脅后，個(gè)體都會(huì)出現(xiàn)回避比較防御反應(yīng)。

自我概念威脅引發(fā)的社交防御相對(duì)較弱，可能與群體成員“分擔(dān)”降低了個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力有關(guān)。群體失敗引發(fā)的責(zé)任會(huì)在群體成員之間進(jìn)行擴(kuò)散和分布（Bj?rehed et al.， 2020），因而降低了內(nèi)群體消極刻板印象與個(gè)體自我概念之間關(guān)聯(lián)的緊密度，也相應(yīng)降低了個(gè)體保護(hù)自我的防御水平。而群體概念威脅所需的群體應(yīng)對(duì)則沒(méi)有這種分散機(jī)制，社交防御水平因而更高。未來(lái)研究須直接考察自我概念威脅和群體概念威脅與個(gè)體自我的關(guān)聯(lián)程度，并增加防御類型，深入無(wú)意識(shí)內(nèi)隱防御和遠(yuǎn)端防御，進(jìn)一步揭示自我概念威脅引發(fā)弱社交防御的作用機(jī)制。

自尊和社會(huì)價(jià)值取向的共同調(diào)節(jié)作用驗(yàn)證了自我價(jià)值條件理論，證明自尊的作用既與水平高低有關(guān)，也與價(jià)值條件有關(guān)。親社會(huì)取向個(gè)體重視外部社會(huì)聯(lián)結(jié)（Hu amp; Mai， 2021），偏好公平、誠(chéng)實(shí)等利他價(jià)值觀，富有社會(huì)責(zé)任感，其價(jià)值條件更偏向外部，自尊建立的基礎(chǔ)也更傾向于外部?jī)r(jià)值條件。遇到刻板印象威脅后，親社會(huì)取向高自尊個(gè)體保護(hù)了外部?jī)r(jià)值條件即意味著自我保護(hù)，因而產(chǎn)生了更大強(qiáng)度的回避比較。親自我價(jià)值取向個(gè)體重視內(nèi)部自我利益（Ramirez-Marin et al.， 2021），追求自我利益的最大化，其自尊建立的基礎(chǔ)更偏向內(nèi)部?jī)r(jià)值條件，因而回避比較防御水平較低。親社會(huì)價(jià)值取向與親自我價(jià)值取向自尊防御方向不同，預(yù)示著自尊保護(hù)機(jī)制可能并非單一的結(jié)構(gòu)和過(guò)程，突出了心理干預(yù)研究和實(shí)踐需要同時(shí)考慮自尊水平和價(jià)值條件的重要性。

然而，回避比較只是暫時(shí)的自我保護(hù)策略。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，它會(huì)導(dǎo)致個(gè)體接受所屬群體的消極刻板印象，并將自己或內(nèi)群體的積極社會(huì)特征“沉默”于負(fù)性循環(huán)之中。長(zhǎng)期采用這種防御策略會(huì)使個(gè)體困于污名貶損現(xiàn)狀，構(gòu)建消極的能力或特質(zhì)信念，阻礙其潛能發(fā)展和自我成長(zhǎng)，凸顯了當(dāng)前研究的現(xiàn)實(shí)意義。此外，在群體層面，接受刻板印象對(duì)群際關(guān)系和內(nèi)群體發(fā)展可能更加不利。消極刻板印象指向外群體會(huì)引發(fā)群體偏見(jiàn)和歧視（魏謹(jǐn)?shù)龋?2022），指向于內(nèi)群體則易引發(fā)內(nèi)群體貶損并造成代際傳遞效應(yīng)，后果更加嚴(yán)重和持久（Essien et al.， 2020），如母親傳遞給女兒性別數(shù)學(xué)刻板印象。

性別身份具有恒定的生物學(xué)特征，是邊界不可滲透群體，不具有社會(huì)流動(dòng)性。邊界可滲透與不可滲透群體刻板印象威脅的后果不同，邊界可滲透群體感受到身份威脅后，成員可能會(huì)積極參與社交互動(dòng)、尋求外在信息等以改變污名現(xiàn)狀（Crusius et al.，2022），例如癌癥患者不僅會(huì)尋求下行比較，還會(huì)尋求上行比較來(lái)降低威脅感。未來(lái)研究須包含邊界可滲透與不可滲透兩類群體，尋找群體屬性對(duì)刻板印象威脅社交防御效應(yīng)的異同與作用機(jī)制。

研究檢驗(yàn)并擴(kuò)展了多重威脅框架理論，證明刻板印象威脅并非單一的心理威脅，發(fā)現(xiàn)兩種刻板印象威脅均會(huì)破壞自我完整性和積極性，但社交防御水平不同，將多重威脅框架理論的觀點(diǎn)擴(kuò)展到防御領(lǐng)域。研究將刻板印象威脅效應(yīng)從個(gè)體內(nèi)在負(fù)性體驗(yàn)（如表現(xiàn)不佳、情緒耗竭、認(rèn)知損害等）擴(kuò)展至人際社會(huì)聯(lián)結(jié)層面，為未來(lái)刻板印象威脅的多領(lǐng)域研究及干預(yù)實(shí)踐提供依據(jù)。

6 結(jié)論

刻板印象威脅引發(fā)回避比較，且受自尊和社會(huì)價(jià)值取向的共同調(diào)節(jié)。親社會(huì)價(jià)值取向的自尊增加抵御自我概念威脅和群體概念威脅的社交防御，親自我價(jià)值取向的自尊不影響抵御自我概念威脅的社交防御，減少抵御群體概念威脅的社交防御。

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