人格特质与外显自尊和内隐自尊的关系

　收稿日期:2003210225

　3国家自然科学基金(30270469)资助项目。

　通讯作者:王登峰,E 2mail :wd feng @https://www.360docs.net/doc/2c5651492.html, ;周帆,E 2mail :zhou fan @https://www.360docs.net/doc/2c5651492.html,

人格特质与外显自尊和内隐自尊的关系

3

周　帆　王登峰

(北京大学心理学系北京100871)

摘　要　自尊被认为与人格特质存在紧密的联系。近年来社会认知研究领域发现,在“外显自尊”以外,个体还存在一个“内隐自尊”结构。由于中国人格结构与西方“大五”人格结构存在系统性的差异,本研究试图考察在中国文化下个体的人格特质与自尊水平之间的关系。结果发现,外显自尊主要与中国人人格结构中的“自我指向”的人格特点关系紧密;内隐自尊作为一个独立于外显自尊的内隐态度结构,与各个人格特质不存在显著的相关。关键词　“大七”人格结构,中国人人格量表(QZPS ),内隐/外显自尊。分类号　B848

1　前言

自尊一直以来是人格、社会和临床心理学家们非常关注的一个问题。最早对自尊的关注可能是

Freud 提出的“Narcissism ”(自恋)这个概念,虽然心理学家对自尊的界定和测量方法存在一些争议,但一般认为自尊是个体对自我的总体评价,包括自我价值、重要性和能力等几个方面[1]。个体的自尊水平是相对稳定的,这一点与人格特质相似。而且自尊与一些人格特质之间存在密切相关。随着“大五”人格理论逐渐在西方人格研究领域得到比较广泛的共识,对自尊和人格特质关系的研究逐渐集中在“大

五”人格模型(Five -Factor M odel ,FFM )下进行。例如R obins 等[2]通过大样本的调查发现,自尊水平与情绪稳定性(Em otional stability )高相关,与外向性(Extroversion )和公正严谨性(C onscientiousness )存在

中等程度的相关;与愉悦性(Agreeableness )和开放性(Openness )存在较低的相关。

本研究旨在探讨人格与自尊水平之间的关系。由于中西方的人格结构存在系统性的差异[3],本研究将使用完整的测量中国人人格结构的工具-—中国人人格量表(QZPS )[4,5]来探讨人格特质与自尊水平的关系。王登峰等通过系统的人格结构研究发现,与西方人格理论的研究结果不同,中国人的人格是由七个因素构成的,分别是“外向性”、“善良”、“行

事风格”、“才干”、“情绪性”、“人际关系”和“处世态

度”[5]。由于中国人人格结构和各个因素的内容与

西方“大五”人格结构[6]及其它西方人格概念[7]没有直接的对应关系,因此不能根据“大五”人格研究的结果来预测中国文化下个体的人格特质与自尊水平的关系模式。

另外,当前西方自尊研究领域中出现了两种自尊结构的假说[8],认为个体的自尊包括外显自尊(explicit self -esteem )和内隐自尊(im plicit self -es 2teem ):前者指通过传统的自陈量表方法测查得到的

个体自尊水平,后者是使用一些间接测量技术得到的“自动激活的”、“意识控制之外”的自我评价倾向[8,9]。内隐的自我偏好效应被证明在多个文化下都是存在的[10],国内学者在实验中也得到相似的

“内隐自尊效应”[11]。对内隐自尊的研究热潮开始

于一系列新的间接测量方法的提出,这些测量方法主要包括各种评价启动实验、偏好实验等,其中以内隐联结测验(Im plicit Ass ociation T est ,I AT )的运用最为广泛。内隐联结测验是G reenwald 和Banaji 等[8]提出的、以反应时为指标的词汇分类任务,在实验中被试对呈现的概念类词和属性类词根据要求做出分类反应并被记录下被试的反应时(另外存在I AT 的变式,例如,一种变式是加入反应窗要求被试在规定时间之内完成,另一种变式是要求被试仅对呈现的符合分类的词做反应,不符合不做反应,这样根据信

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号检测理论可以通过反应特征曲线推算个体内隐态度的强度;在后文中“内隐联结测验”或“I AT”仅指非变式的I AT,并不再赘述)。被试对概念和属性之间心理表征的联结强度可以通过该靶概念与属性的相对反应速度表现出来,而内隐自尊被认为是“自我”与正向评价之间的相对联结强度。G reenwald和Farnham[8,9]发现个体对表示“自我”类词与表示正性评价词的联合归类任务的反应时要短于“自我”与负性评价词的联合归类任务的反应时。G reenwald 等认为这是个体自我偏好的表现。因此,对应于自陈量表测量的“外显自尊”,他们将这种反应时差异,以及其他一些间接测量方法所呈现的自我偏好倾向称为“内隐自尊”。

尽管对于内隐自尊概念本身以及其测量工具的心理测量学指标都存在很大的争议[12,13],但一般认为内隐自尊是存在的、并且独立于外显自尊的结构[7,14]。为了完整地讨论人格与自尊之间的关系模式,本研究将同时考察人格特质与外显自尊和内隐自尊之间的关系。一些研究发现,内隐自尊与被试自我报告的焦虑水平之间不存在显著的相关[15],同时内隐自尊对实验中的情景因素非常敏感[16],另外国内研究者发现内隐自尊水平受到当前情绪状态的影响[17],这些实验结果倾向于表明,内隐自尊可能不是一种稳定的特质变量。因此我们假设:在与人格特质的关系上,个体的内隐自尊和外显自尊将呈现出分离的趋势:外显自尊可能与某些人格特质存在显著的相关,而内隐自尊水平与人格特质的关系不显著。

2　方法

211　被试

北京大学在校学生67人,其中4个被试没有全部完成量表测验或计算机实验,因此不进入分析。

在全部完成测量和实验63名的被试中,男32人,女31人,专业包括文、理、工、医各科,以及本科至研究生各年级。被试的平均年龄为2117岁。

212　自尊的测量

21211　外显自尊　本研究使用目前应用最为广泛的R osenberg自尊量表(R osenberg Self-esteem Scale, SES)测量个体的外显自尊水平。该量表只有10个条目,一般认为该量表不存在复杂的测量结构,并且已经在多个文化背景下的研究中被广泛使用。现有的结果都表明该量表的一些测量指标比较好[18]。

D obs on和Fleming曾报告该量表的α系数为0177和0188,与其它的自尊量表的相关显著[19]。

21212　内隐自尊　本研究将使用目前心理测量学指标比较好[1011],并且被广泛使用的内隐联结测验作为内隐自尊的测量指标。实验中内隐联结测验由5个部分组成,具体程序见下表。第一部分被试对“自我”和“非我词”快速分类并按键反应(如按红色键或黄色键);第二部分被试对正性形容词和负性形容词做分类按键反应(如按红色键或黄色键);在第三部分中,被试的任务是对自我类和正性评价词做出相同的按键反应(如按红色键),对非我词和负性词做出另一种按键反应(如黄色键);第四部分再次对属性词分类,但是要求与第一部分要求正好相反;第五部分又是一个合并任务,但要求与第三部分正好相反,被试对非我词和正性词做出一种反应(如按红色键),而对自我词和负性词做另一种按键反应(如按黄色键)。内隐联结测验的第一、二、四部分为练习阶段,被试学习和熟悉分类反应任务,第三、五部分的合并分类任务是关键测量部分。由于反应时容易受到多种个体状态因素的影响,在正式测验中第三部分和第五部分在开始之前有练习,练习中被试的错误反应都在计算机屏幕上得到反馈。

表1　I AT实验程序及样例

测验部分分类任务描述刺激(例)

1.靶词分类”自我”按红色键,”非我”按黄色键红-我,黄-别人

2.属性词分类”正性”按红色键,”负性”按黄色键红-聪明,黄-愚蠢

3.联合分类(一致)”自我”或”正性”词,按红色键;”非我”或”负性”词,按黄色键红-我/聪明,黄-别人/愚蠢

4.属性词分类反转”正性”按黄色键,”负性”按红色键红-愚蠢,黄-聪明

5.联合分类反转(不一致)”自我”或”负性”词,按红色键;”非我”或”负性”词,按黄色键红-我/愚蠢,黄-别人/聪明

I AT的实验程序在DMDX软件系统上编制,运行于I BM兼容电脑。实验材料包括表达自我和非我的两类词语各10个,高频正性和负性形容词各20个。

　1期周帆等:人格特质与外显自尊和内隐自尊的关系101

　

213　人格的测量

采用王登峰等编制的“中国人人格量表”(QZPS)。该量表是依照词汇学假设编制的、完整地测量中国文化下个体人格特质的人格测量工具[4,20]。该量表的各项心理测量学指标均良好[5]。QZPS包含180个项目,包括7个维度,分别是外向性,善良,行事风格,才干,情绪性,人际关系和处世态度,每个维度下包含2～3个小因素,整个量表包含18个小因素。

3　结果和分析

311　对R osenberg自尊量表的分析

由于国内现在还没有对SES进行任何专门的心理测量学的讨论,因此在本研究中用主成份分析(Principle C om ponent Analysis)初步处理SES,因素分析的陡阶检验见图1。结果显示除了第8个条目(“我希望为自己赢得更多的尊重”)(载荷为0125,共通性为0106)外,其余9个条目在第一个因素上都有较高的载荷量,见表2。

表2　R osenberg量表条目的因素分析载荷量SES各条目C om ponent1C om ponent2条目10.830.30

条目20.640.38

条目320.7720.06

条目40.580.64

条目520.820.14

条目60.770.25

条目70.710.39

条目820.070.92

条目920.8520.02

条目1020.8420.24

注:提取指标为特征值大于1,采用Varimax旋转得到的因素载荷指标。

上述因素分析的结果显示,R osenberg自尊量表的第8个条目在中国被试群体中不在总体自尊水平范畴内。另外本研究的数据结果与先前的研究报告是一致的:S wan和Bond在一项研究中曾报告该量表的第8个条目与其他9个条目的相关非常低[21],并且在分析中没有包括第8个条目。基于上述分析,在后面的分析中,第8个条目将从量表中删去。删去第8个条目之后,取一个因素解释总方差的6515%。α系数为0193,分半信度为0189。

312　内隐自尊效应

对内隐联结测验的数据处理按照G

reenwald

图1　SES10个条目主成份分析的陡阶检验碎石图

提出的方法进行,对反应时大于3000ms的以3000ms 计,小于300ms的按300ms计,对于错误率超过20%的被试的数据剔除,最后有效的数据为63名。用一致性分类任务(“自我”与“正性”,或“非我”与“负性”)和不一致分类任务(“自我”与“负性”,或“非我”与“正性”)之差作为内隐自尊的指标。一致任务和不一致任务的反应时分别为661±97ms,830±149ms。

从结果可以看出,当任务为将“自我”词和“正性”词做同一种辨别归类反应的时候,被试的反应时短于将“自我”和“负性”做同一种归类的反应时。t 检验发现,这两种任务之间的反应时差异是显著的, t=10195,p<0101。I AT效应的性别间差异不显著, t=201180,p=01858。另外,外显自尊指标SES分值的性别差异也不显著,t=01451,p=01653。

313　SES与I AT效应的相关

将I AT效应对数转换以后再与自我报告法得到的各个指标做统计分析(根据G reenwald提出的数据分析方法的研究和建议[7])。I AT指标和自我报告法得到的外显自尊测量指标(SES)之间的皮尔逊相关不显著,而且非常低,r=01016,p=01906。

314　QZPS各因素与SES以及I AT的相关和回归分析

表3是QZPS的各个人格维度,I AT效应以及SES测量指标的描述统计量。表4是I AT、SES和QZPS各个因素的相关关系。结果表明SES与QZPS 各维度之间的相关都是显著的,大部分在中等程度以上。而I AT指标与QZPS各个维度之间相关均不显著,并且非常低。

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　心 理 学 报37卷

表3　QZPS各维度、I AT以及SES的平均数和标准差

人格特质和内隐/外显自尊M SD

外向性12424

人际关系12113

行事风格10014

才干8919

情绪性5714

善良739

处世态度6210

IAT效应(内隐自尊)179(ms)78

SES(外显自尊)408

表4　QZPS各因素及3个方面人格特点与I AT和SES的相关

人格特质各维度/层面IAT SES

F1外向性20.0110.65833

1.1活跃0.0370.48133

1.2合群0.0310.49933

1.3乐观20.1240.75033

F2善良0.0240.45333

2.1利他0.0020.49033

2.2诚信20.1280.43733

2.3重感情0.16820.06533

F3行事风格0.0250.230

3.1严谨0.0990.54833

3.2自制20.07320.211

3.3沉稳0.00220.027

F4才干20.0600.75433

4.1决断20.0190.72633

4.2坚韧20.0690.49333

4.3机敏20.0780.69133

F5情绪性20.03720.334

5.1耐性0.0100.50433

5.2爽直20.0740.113

F6人际关系0.0180.67333

6.1宽和0.0620.50233

6.2热情20.0400.56933

F7处世态度20.0160.60033

7.1自信20.0020.66133

7.2淡泊0.03320.42233

他人指向0.00920.38333

自我指向20.0650.69133

事物指向0.0250.39933

注:3p<0105　33p<0101

将人格七个大因素对外显自尊做逐步回归分析,结果发现,“才干”和“外向性”进入回归方程(β值分别为01563和01301,p<0101)。

在小因素水平上的回归分析发现,隶属于大因素“外向性”的小因素“乐观”、隶属于大因素“才干”的小因素“决断”,以及隶属于“处世态度”的小因素“自信”进入回归方程(β值分别为01347,01343和01281,p<0101)。

将各个小因素按照因素分析的结果归为“他人指向特点”、

“自我指向特点”和“事物指向特点”3个主要范畴[5]。将这3个方面对SES分值进行回归分析,结果显示,只有“自我指向”的人格特点进入回归方程(β值为01691,p<0101)。

4　讨论

本研究的结果表明在中国被试中也存在内隐自尊效应,这与国内学者的一些研究结果是一致的[9,15],与一些西方研究者关于东方文化下个体没有自我偏爱需要的观点[22]不同,内隐自尊效应证实了中国被试存在显著的自我偏好。同时,与以往的研究结果一致[9,11],本研究发现I AT测量的内隐自尊指标和外显自尊之间相关比较低。这表明,内隐自尊可能是一种独立于外显自尊的自我评价结构。 本研究主要探讨了中国人的人格特质与自尊水平的关系。结果显示,多个人格特质与外显自尊之间存在显著的相关。由于个体倾向于保持稳定一致的自尊水平,因此外显的自尊作为一种特质性的个体差异,必然与某些人格特质有紧密的关系[2],本研究的结果支持上述假设。同时,研究结果表明,个体的外显自尊水平与人格特质中“自我指向”特点的高度相关,回归分析发现只有“自我指向特点”进入回归方程,这说明自尊主要与个人自身的特点存在紧密的联系。另外,值得指出的是,人格特质与外显自尊的高相关不能够由量表条目的社会称许性所解释。首先,中国人人格量表(QZPS)在条目编制过程中尽力克服了条目的社会称许性,并且它的区分效度已经得到一些研究的证实[4,5];其次回归分析的结果也表明,并不是表面称许性最高的因素最终保留在对外显自尊的回归方程中,因此实验结果所呈现的外显自尊与人格特质的关系不能由社会称许性所解释。

研究结果同西方关于人格和自尊的研究结论[2]相似的是,在中国文化下个体的外显自尊水平也与“外向性”显著正相关(由于中国文化下各个特质的内容与“大五”人格同样命名的特质只有某种意义上的对应关系[6],因此不能认为这种一致的相关模式具有等同的意义)。但是,另一方面,中国被试表现出人格特质与外显自尊的关系模式与西方心理学研究结果有很大的不同。首先,“情绪性”并不能进入对外显自尊的回归方程。在大七人格结构中,大因素“外向性”和“才干”,小因素中“乐观”(属“外向性”)、

“决断”(属“才干”)和“自信”(属“处世态度”)

　1期周帆等:人格特质与外显自尊和内隐自尊的关系103

　

可以进入对外显自尊指标(SES)的回归方程。这表明,中国文化下个体的自尊主要受到个体的生活和人生态度,以及对自己能力评价的影响。外显自尊主要与“自我指向”的人格特点有关。这一点已经在研究结果中得到证实:“自我指向”的人格特点与外显自尊存在很高的相关。另外,由于人格和自尊都是极易受到文化因素影响的变量,因此实验结果表现出来与西方研究结论的差异并不是意外的。在中国人人格结构中没有出现独立的神经质维度,情绪性维度主要包括“耐性”和“爽直”两个方面,主要涉及的是人际关系中的表现特点,因此情绪性与外显自尊相关较低。

本研究的结果还发现内隐自尊(I AT)与人格各维度之间的相关均不显著。该结果一方面可能是由于内隐自尊本身是个体在具体情境下“自动激活”的评价倾向,不是稳定的特质变量;另一方面可能与测量方法本身的稳定性有关。在本研究中,内隐自尊的测量指标是通过一种反应时归类任务:内隐联结测验得到的。由于反应时测量本身容易受到许多情景状态因素的影响,所以内隐自尊与自我报告法得到的测量结果之间的皮尔逊相关比较低[11,12]。Boss on等[12]发现多种内隐自尊的测量指标并不非常稳定,并且多种间接测量相互之间的一致性较低。国内对内隐自尊的研究也发现内隐自尊容受到情绪状态的影响[17]。这些结果表明,由于内隐自尊表达的是个体“自动激活的”对自我的评价,容易受到多种外部变量的影响,因此不能认为内隐自尊是一种特质性的、稳定的个体差异。另外,除内隐联结测验以外,很多间接测量技术都存在心理测量学指标不甚理想的问题[12]。需要指出的是,间接测量技术在心理测量学中不是近期才出现的,早期的间接测量技术,如罗夏克墨迹测验,主观统觉测验已经被广泛地应用于人格和临床测量上。最近十年以来,研究领域中出现了一些新颖、精巧的测量技术,例如单词完成,评价启动任务(evaluative priming task),情绪Stroop效应,以及内隐联结测验等。尽管一些研究表明这些间接测量技术对某些行为有较好的预测效度[915],但是对于这些测量技术在心理测量指标方面仍然存在很大的争议[1213],因此需要更多的研究深入地探讨间接测量方法以及内隐态度的机制。

5　小结

本研究初步探讨了在中国文化下人格特质与个体的自尊水平之间的关系,结果发现,外显自尊与人格特质中的“自我指向”的人格特点存在紧密的联系;内隐自尊作为一个独立于外显自尊的结构,与各个人格特质的关系均不显著。

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THE RE LATION BETWEEN PERSONA LIT Y TRAITS AN D

SE LF 2ESTEEM UN DER CHINESE CU LTURE

Zhou Fan ,W ang Deng feng

(Department o f P sychology ,P eking Univer sity ,Beijing 100871,China )

Abstract

Self 2esteem is thought to be a stable evaluation toward self 1A large number of studies found significant correlation between self 2esteem and personality traits 1In recent years scholars in social cognition studies have presented a structure called ”im plicit self 2esteem ”,which is regarded to be independent from ”explicit self 2esteem ”measured by traditional self 2report methods 1In this study an attem pt was made to disclose the relationship between personality traits and self 2esteem ,both explicit and im plicit 1S ince previous studies have found a systematic discrepancy in personality structure from western Five 2factor m odel (FFM )under Chinese culture 2that is ,Chinese personality is a seven 2factor structure and the content of each factor is quite different from what in factor of FFM ,an indigenous personality scale developed under Chinese culture based on verbal assum ption ,QZPS ,was adopted to assess personality traits 1Im plicit self 2esteem was measured by Im plicit Association T est (IAT )1The results indicated that self relevant personality traits in QZPS predicted explicit self 2esteem 1H owever ,no correlations were significant between im 2plicit self 2esteem and personality traits 1P ossible explanations for the results were discussed 1K ey w ords QZPS ,Seven 2factor M odel ,explicit/im plicit self 2esteem 1

　1期周帆等:人格特质与外显自尊和内隐自尊的关系105