实验的证据

实验的证据_独生子女神话

三、实验的证据

在本节中，为了分析“独生子女神话”的结构，分别测量了人们对于独生子女的内隐态度和外显态度。其中，内隐态度采用IAT技术在实验情境下开展，外显态度采用第三章里使用过的刻板印象形容词问卷进行测量。

首先来看内隐态度IAT测量的结果。

内隐态度IAT测量的目的在于对不同年龄和身份的群体对于独生子女的内隐态度进行测量，分析他们的真实态度（潜意识）是否存在对独生子女的偏见。按照格林沃德的一致性理论，内隐态度中包括刻板印象（认知）和评价（情感），因此，本实验也将内隐态度的测量结果视为内隐刻板印象和内隐评价的综合指标。测量对象分别包括独生子女本人（内群体）、非独生子女的同龄人（同辈外群体）、独生子女的父母（成人）。之所以选择这些群体，因为按偏见内外群体理论⁽¹⁾，每个群体都为自己而感到自豪，并将本群体的社会习俗视为正确的。甚至，当一群体与另一群体相异时，双方都认为对方的社会习俗是错误的，并表示轻蔑甚至非难。所谓的种族中心主义正是建立在这一理论的基础上，并得到了心理学界和社会学界的广泛认同。因此，在分析独生子女神话时，笔者也特别关注了内外群体的看法，并对外群体世代进行了二次划分。

实验正式开始之前，需要对IAT程序需要的材料，包括目标图片、词语样例和实验程序进行准备。

研究的目标概念——独生子女——和黑人或农民工等概念有所不同，他们没有明确的肤色外表特点、或者姓名差异，因此首先需要确定目标概念的表现方式。独生子女身份只有和家庭的概念联系在一起才能表现出来，因此研究采取家庭全家福图片的形式来呈现独生子女和非独生子女的概念。其次，在呈现图片的同时，向被试强调研究的对象是“独生子女”和“有兄弟姐妹”的儿童，而非“独生子女家庭”或“多子女家庭”。因此，在指导语、图片和词语样例的选取中都需让被试首先注意到独生子女本人的特点，而非独生子女家庭的特点。指导语上特别说明是对儿童进行分类：“屏幕中央会出现一些当代中国儿童的全家福照片，照片中需要你进行分类的孩子我们会用红色三角形标记出。请分别将这些指定的孩子（有三角形标志的儿童）归入上方显示的两个类别中。”第三，注意控制图片质量的影响。研究从广告设计专业图库选取白色背景的中国现代家庭的图片，用Photoshop工具对所有图片的大小、像素、亮度进行了一致性处理。第四，注意控制孩子数量对反应时的影响。由于多子女图片中会同时出现两个孩子，为避免注意力分散或需要计算几个孩子造成的反应时延长，图片用红色三角形箭头指定一个孩子，这样被试在反应时可以迅速地从红色箭头数量判断出是否独生子女。第五，注意控制人口统计变量的影响。照片选取过程中，为控制年龄和性别的影响，选择6岁左右儿童家庭，子女性别男女各半。为避免家庭阶层、城乡等社会经济变量和家庭结构变量的影响，所有照片家庭均选取与中产阶级外表一致的城市健全家庭。

图7-6　IAT实验中三口之家和多子女之家的目标图片

研究准备的第二步即确定属性概念中的词语样例。以往的很多研究对IAT程序中的属性词来源并不重视，只是随意根据常识确定积极词和消极词，这样很容易导致实验的失败。特别是中国文化环境下的独生子女和美国文化环境下受到歧视的种族群体不同，对前者的消极看法集中在特定方面，而且很多可能还是出于父母的高期望以及对生育政策的一种反弹，并未发展到对这一群体的歧视行为。如果过于随意选取属性词有可能对实验结果造成影响。故研究者从前期通过形容词问卷调查确定的“依赖”、“娇生惯养”、“任性”、“骄傲”、“爱发脾气”、“自我中心”、“不合群”、“孤独”等消极意义高频词中，选取6个消极意义明确的形容词（如骄傲可能是消极也可能是积极，故舍弃；孤独虽然排序较后，但人们常用此词形容独生子女，因此选入），并分别请2位研究生写出6个消极意义形容词的反义词，并互相统一校对。为避免加工时间不一致导致的反应时误差，词语样例从原来的三字词、四字词以及双字词统一为双字词（如爱发脾气，用暴躁两词取代）。实验确定的6个消极和积极词语样例分别为：

消极属性词：孤独、任性、暴躁、依赖、自私、娇气

积极属性词：合群、乖巧、温和、独立、体谅、坚强

实验程序编制。采用美国Inquisit专业软件编制和汉化独生子女刻板印象专用IAT程序语言进行编制。测验采用标准的七部分程序，其中1、2、3、5、6部分为练习部分，第4部分和第7部分为相容和不相容测验部分。分类错误时给予错误的反馈，在被试纠正错误后才能继续进行分类反应。电脑记录被试每一次反应的时间和正误情况。为了避免顺序效应对实验结果的影响，对实验程序进行了改进：编号为奇数的被试在第4部分进行的是“独生子女图片”与消极属性词/“有兄弟姐妹图片”与积极属性词的联合辨别反应（相容反应），在第7部分进行的是“独生子女图片”与积极属性词/“有兄弟姐妹图片”与消极属性词的联合辨别反应（不相容反应）。编号为偶数的被试则相反。

最后，在正式实验开始之前进行预实验。分别请6位年龄在20—60岁之间的不同性别被试进行预实验，根据他们的反应时和实验后的反馈，对图片、词语、指导语和程序进行了修订和调试。

正式实验分别在上海三所高校的学生机房和主试的办公室中开展。被试有两类，共120名，104份有效数据，包括学生被试和成人被试。其中，学生被试分别来自上海三所高校的本科生，共90人，其中男生26人，女生64人。平均年龄20岁，有16名被试因实验顺序控制原因或未能完成所有任务，未能纳入最后统计数据库。实验最终有效被试为74人。其中女54人，男20人，独生子女54人，非独生子女20人。所有被试视力或矫正视力均为正常；成人被试采取方便式取样，由30名已有子女的成年人完成，其中女性9人，男性21人，平均年龄46岁。所有被试视力或矫正视力均为正常。学生IAT测验采用集体施测的方式分三次在三所学校的电脑机房统一进行，每个被试在各自的电脑上单独完成测验，电脑的操作系统、分辨率保持一致。每场测试有2名主试在场，指导大学生登录学号并进入IAT程序，程序自动记录被试的每一次按键反应的时间以及正误情况，最后由主试统一收集数据。成年人IAT测验采用个别施测，用同一台笔记本电脑，指导成人登录编码，进入IAT程序并收集数据。

实验设计采用3（身份：独生子女/非独生子女/成人）×2（IAT阶段：独生子女/非独生子女）设计。其中，身份为被试间变量，IAT不同阶段为被试内变量。因变量为IAT效应值纠错式D值（D_biep，下文统计处理中详细介绍）。

实验结果数据由Inquisit程序自动收集，经研究者整理将结果文件编入格林沃德编制的IAT专用数据处理程序，计算出D_biep值。由于本研究中的IAT程序要求被试必须对错误反应进行纠正，并且所记录的反应时是从刺激开始出现一直到被试做出正确的按键反应为止。因此，参考格林沃德等人的研究，本研究中的IAT效应采用D_biep指标，即纠错式D值（D measure with bui1t-in error pena1ty）。

D_biep的计算方法：基于相容与不相容过程反应时均值差异，包括9个步骤：（1）选取第3、4、6、7组的实验数据；（2）去除超过10％的反应快于300 ms的被试；（3）计算每组实验中正确试验的反应时均数；（4）计算第3和第6组以及第4和第7组反应时的标准差；（5）用每组反应时均值加上600 ms替换错误试验的反应时值；（6）计算每组实验中所有反应时的均值；（7）求第3和第6组以及第4和第7组反应时均值的差；（8）反应时均值差除以各自的标准差，得到D；（9）求两个D的均值。数据来自第3、4、6、7部分的按键反应时。剔除其中大于10 000 ms的反应时和小于400 ms的反应时。对错误按键的反应时进行纠正，以其所属的联合部分的平均反应时加上600 ms或2个标准差代替。以相容部分和不相容部分的平均反应时之差比上所有数据的标准差作为内隐联结的指标。

实验结果：先来看描述性数据，IAT实验程序得到的独生子女内隐态度D_biep均值和标准差如下：

表7-1　D_bieP均值和标准差

判断内隐态度的方向和强度，主要通过相容反应（如独生子女/自私、有兄弟姐妹/合群）的平均反应时与不相容反应（独生子女/合群、有兄弟姐妹/自私）的平均反应时之差；D_biep为两类反应时差值与所有数据标准差之比，是一个经标准化的指标。一般而言，D_biep的正负号表示态度的方向，负值为消极，即内隐偏见，正值为积极，即不存在内隐偏见；D_ biep的绝对值越大，表示内隐态度越强。

数据显示，独生子女内隐态度确实存在消极评价倾向：相容性过程的反应时要明显快于不相容过程，两个过程之差为负，标准化后的D_biep的均值也为负值。

由于实验为3×2设计，数据分析时对不同身份被试拥有的独生子女内隐偏见强度进行了比较，D_biep值的分布情况如图7-7所示。

图7-7　不同身份群体独生子女内隐态度比较

从图7-7可见，独生子女内隐偏见效应在独生子女、非独生子女和成人中间方向和强度都有所不同。（1）本人为独生子女的被试，其内隐测量D_biep值为负值（-0.37），绝对值近0.40，这说明在内隐认知中，他们倾向于将采用消极评价来评价独生子女。（2）本人非独生子女的大学生和成人中，D_biep为正值，这说明非独生子女和成人的内隐认知中，独生子女内隐偏见效应并不显著，对其评价趋于中立。具体数据见表7-2。

表7-2　不同身份独生子女内隐态度的描述性统计

注：***差异在0.000水平上显著。

独立样本双侧T检验显示，三类群体独生子女内隐态度存在明显分化（F=17.07，p=0.000），差异达到非常显著的水平。也就是说，IAT效应值D_biep存在明显的群际差异。独生子女群体的内隐消极刻板效应最强，绝对值0.37远远高于中值0；成人外群体次之，同辈外群体的独生子女内隐偏见最低，说明后者对独生子女的内隐偏见并不强，趋于中立。

关于偏见的内外群体假设认为，内群体更倾向认同自己所属的群体，外群体更倾向否定非自己所属的群体。但我们的研究却发现，不同群体间的独生子女刻板印象的“群际分化”趋势。独生子女的内隐刻板印象更为明显，评价更为消极；相反，非独生子女和成年人对独生子女群体的内隐刻板印象更趋于中立。

由于大量征集非独生子女和成年人参与IAT实验存在一定困难，故有关非独生子女和成年人的IAT实验存在样本量偏小或不能同时施测的局限。因此，对于IAT实验中后两类群体的结论，还有待后续研究进一步的完善和验证，不能急于下结论。独生子女刻板印象的群际分化现象产生的原因是否和时代以及其他文化变量相关，是我们下几个研究将着重关注的。

简单小结运用IAT程序对不同群体的独生子女内隐态度的测量结果，即：（1）独生子女内隐态度中存在刻板印象，但具有内外群体的差异；（2）独生子女的自我刻板印象更为强烈，成人外群体和同辈外群体的内隐刻板印象更低。

其次，对独生子女外显态度的测量。

测量采用前期编制的刻板印象形容词问卷，对104位被试的外显刻板印象和喜爱度评价进行测量。问卷在实验室下发，请被试填答后收回。数据运用相关分析和方差检验等统计处理方法进行分析。

形容词问卷测量得到的外显刻板印象描述性统计数据如下：

表7-3　独生子女外显刻板印象的基本统计变量

外显刻板印象均高于中值2.5的水平，说明三类群体普遍存在对独生子女的刻板化现象。其中，成人外群体的外显刻板印象最强，为3.33，同辈外群体次之，为2.99，独生子女群体最弱，为2.84。数据显示，成人的刻板化程度最高，达到0.83，独生子女本人最低，为0.34。

表7-4　独生子女外显刻板印象的基本统计变量

喜爱度评价中，104份问卷的总体结果显示，对独生子女群体并不存在严重的拒斥，三类群体平均得分为3.50分（1分为最不喜欢，5分为非常喜欢），其中成年外群体对独生子女的喜爱度低于中值3分，但是三类群体中最低的；独生子女对自身的喜爱度最高，5点量表得分为3.83分。如果按五点量表转换成负面评价的话，结果将是成人的负面评价最高，3.03分，高于中值；同辈外群体为3.48分，低于中值；独生子女最低，为2.17分。

ANOVA方差分析的结果显示，三类群体的外显态度比较结果显示，他们对独生子女的外显刻板印象和评价彼此之间都存在显著差异，F值分别为5.77（P＜0.01）和4.39（P＜0.05），主效应显著。

在本节结束之前，简单对内隐实验和外显测量的结果进行一个小结。内隐实验发现，独生子女的内隐偏见存在显著的群际分化现象，独生子女群体对自己的内隐偏见最为明显，相反，同辈群体和成人群体中并无明显偏见存在；而外显测量发现，独生子女刻板印象和负面评价在三类群体中都普遍存在，成人身上表现最强，独生子女身上表现最弱，与内隐实验的结果恰恰相反。除同辈群体内外隐测量中都对独生子女保持较为一致的态度外，独生子女群体和成人群体在偏见的内隐外显测量中都呈现出分离的现象，且趋势相反。独生子女内隐呈现明显的偏见，外显态度无偏见，而成人内隐态度无偏见，外显态度却呈现出明显的刻板印象。