智力增长观对高威胁下自我评价的作用效果：呈现顺序和自尊的影响(3)
图1显示了以自尊正负一个标准差代入回归方程所得的内部自我评价得分，可见对于高威胁情境下的低自尊被试，完成智力增长观练习任务的被试在内部自我评价上的得分高于控制组；而在其他三组被试中，完成智力增长观任务的被试在内部自我评价上的得分与控制组无显著差异。
以外部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，结果表明自尊对结果变量的影响显著，F(1，85)=49.30，p<0.001，n2=0.37。威胁主效应不显著，F(1，85)=2.58，p>0.05；智力增长观主效应不显著，F(1，85)=1.57，p>0.05；交互作用不显著，F(1，85)=1.30，p>0.05。同样采用分层回归分析考察自尊水平对外部自我评价的影响，发现整体回归方程显著，F(7，82)=7.60，p<0.001，但在第三步中智力增长观任务×自尊×威胁程度三因素交互作用不显著，β=0.09，p>0.05，AR2=0.00。
由上述结果可知，当智力增长观在威胁前呈现时，智力增长观能够提升高威胁情境下低自尊被试完成练习任务后的内部自我评价。然而，智力增长观对被试在高威胁下完成练习任务后的外部自我评价无显著影响。
3研究二
3.1方法
3.1.1被试选取与实验设计
某高校学生117名(男生33名)，平均年龄为18.67岁(SD=0.68)。所有被试均未参加过类似实验(包括研究一)。实验设计同研究一。
3.1.2实验材料
同研究一。在高威胁任务中，第一次划消测验被试的最好成绩为完成了29行，平均行数为16.11±3.18。第二次测验最好成绩为33行，平均行数为23.02±5.05。本研究中，整体自尊量表内部一致性系数为0.85；高威胁情境下，被试完成两次划消测验成绩的相关显著(r=0.70，p<0.05)。两个内部自我评价项目的相关系数为0.45(p<0.001)；外部自我评价项目的相关系数为0.64(p<0.001)。
3.1.3实验程序
以20-30人左右为一组进行实验，被试首先完成自尊的测量，然后完成高或低威胁任务，再完成智力增长观写作或控制组写作任务。然后，所有被试均完成后续练习任务，最后完成自我评价任务。实验结束后，主试向被试解释实验目的。
3.2结果
低威胁情境下被试对完成任务的满意程度为9.42±1.69，高威胁情境下满意程度为7.55±1.85，t(115)=5.69，p<0.001，Cohen’s=1.05，表明高威胁情境创设有效。计算被试完成练习的成绩与内、外部自我评价的相关，相关系数分别为0.01和0.01(p>0.05)，可见练习成绩并未影响被试的自我评价。
以内部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，并纳入整体自尊作为控制变量。结果表明自尊对结果变量的影响显著，F(1，112)=3.80，p=0.05，n2=0.03。威胁主效应不显著，F(1，112)=1.95，p>0.05；智力增长观主效应显著，F(1，112)=5.54，p<0.05，n2-0.05，经过智力增长观写作的被试内部自我评价(M=11.16，SD=1.74)显著高于控制组(M=10.24，SD=2.63)。交互作用不显著，F(1，112)=0.20，p>0.05。
进一步以内部自我评价为因变量，以智力增长观任务、威胁程度和自尊水平作为自变量进行分层回归分析，编码和步骤同上。上述变量的方差膨胀因子均小于5，因此排除多重共线性问题。结果表明回归方程显著，F(7，109)=2.37，p<0.05。其中，第一步中自尊对内部自我评价的预测作用显著，β=-0.18，t-1.99，p<0.05，智力增长观对内部自我评价的预测作用显著，β=0.21，t 2.33，p<0.05。第三步中智力增长观任务x自尊×威胁程度三因素交互作用显著，β=0.42，t=2.32，p<0.05。简单斜率检验发现，对于高自尊被试，在高威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价具有显著的正向预测作用，β=0.41，F(1，29)=6.01，p<0.05，R2=0.17；而在低威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价的预测作用不显著，β=-0.06，F(1，30)=0.10，p>0.05，R2=0.00。对于低自尊被试，在高威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价的预测作用不显著，β=0.00，F(1，19)=0.00，p>0.05，R2=0.00；而在低威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价具有显著的正向预测作用，β=0.43，F(1，31)=6.98，p<0.05，R2=0.16。
图2显示了以特质自尊得分的正负一个标准差代入回归方程所得的内部自我评价得分，可见对于高自尊和高威胁的被试以及低自尊和低威脅两组被试中，完成智力增长观任务的被试在自我评价上的得分高于控制组；而在其他两组被试中，完成智力增长观任务的被试在自我评价上的得分与控制组无显著差异。
以外部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，结果表明自尊主效应显著，F(1，112)=12.29，p<0.001，n2=0.10，威胁主效应不显著，F(1，112)=0.58，p>0.05；智力增长观主效应不显著，F(1，112)-0.49，p>0.05；交互作用不显著，F(1，112)=0.27，p>0.05。同样采用分层回归分析考察自尊水平对外部自我评价的影响，发现智力增长观任务×自尊×威胁程度三因素交互作用不显著，β=0.21，p>0.05，AR2=0.01。
由上述结果可知，当智力增长观任务在威胁后呈现时，在高威胁情境下，智力增长观能够显著提升高自尊被试完成练习任务后的内部自我评价。智力增长观对外部自我评价无显著影响。 (胡心怡 陈英和)
以外部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，结果表明自尊对结果变量的影响显著，F(1，85)=49.30，p<0.001，n2=0.37。威胁主效应不显著，F(1，85)=2.58，p>0.05；智力增长观主效应不显著，F(1，85)=1.57，p>0.05；交互作用不显著，F(1，85)=1.30，p>0.05。同样采用分层回归分析考察自尊水平对外部自我评价的影响，发现整体回归方程显著，F(7，82)=7.60，p<0.001，但在第三步中智力增长观任务×自尊×威胁程度三因素交互作用不显著，β=0.09，p>0.05，AR2=0.00。
由上述结果可知，当智力增长观在威胁前呈现时，智力增长观能够提升高威胁情境下低自尊被试完成练习任务后的内部自我评价。然而，智力增长观对被试在高威胁下完成练习任务后的外部自我评价无显著影响。
3研究二
3.1方法
3.1.1被试选取与实验设计
某高校学生117名(男生33名)，平均年龄为18.67岁(SD=0.68)。所有被试均未参加过类似实验(包括研究一)。实验设计同研究一。
3.1.2实验材料
同研究一。在高威胁任务中，第一次划消测验被试的最好成绩为完成了29行，平均行数为16.11±3.18。第二次测验最好成绩为33行，平均行数为23.02±5.05。本研究中，整体自尊量表内部一致性系数为0.85；高威胁情境下，被试完成两次划消测验成绩的相关显著(r=0.70，p<0.05)。两个内部自我评价项目的相关系数为0.45(p<0.001)；外部自我评价项目的相关系数为0.64(p<0.001)。
3.1.3实验程序
以20-30人左右为一组进行实验，被试首先完成自尊的测量，然后完成高或低威胁任务，再完成智力增长观写作或控制组写作任务。然后，所有被试均完成后续练习任务，最后完成自我评价任务。实验结束后，主试向被试解释实验目的。
3.2结果
低威胁情境下被试对完成任务的满意程度为9.42±1.69，高威胁情境下满意程度为7.55±1.85，t(115)=5.69，p<0.001，Cohen’s=1.05，表明高威胁情境创设有效。计算被试完成练习的成绩与内、外部自我评价的相关，相关系数分别为0.01和0.01(p>0.05)，可见练习成绩并未影响被试的自我评价。
以内部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，并纳入整体自尊作为控制变量。结果表明自尊对结果变量的影响显著，F(1，112)=3.80，p=0.05，n2=0.03。威胁主效应不显著，F(1，112)=1.95，p>0.05；智力增长观主效应显著，F(1，112)=5.54，p<0.05，n2-0.05，经过智力增长观写作的被试内部自我评价(M=11.16，SD=1.74)显著高于控制组(M=10.24，SD=2.63)。交互作用不显著，F(1，112)=0.20，p>0.05。
进一步以内部自我评价为因变量，以智力增长观任务、威胁程度和自尊水平作为自变量进行分层回归分析，编码和步骤同上。上述变量的方差膨胀因子均小于5，因此排除多重共线性问题。结果表明回归方程显著，F(7，109)=2.37，p<0.05。其中，第一步中自尊对内部自我评价的预测作用显著，β=-0.18，t-1.99，p<0.05，智力增长观对内部自我评价的预测作用显著，β=0.21，t 2.33，p<0.05。第三步中智力增长观任务x自尊×威胁程度三因素交互作用显著，β=0.42，t=2.32，p<0.05。简单斜率检验发现，对于高自尊被试，在高威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价具有显著的正向预测作用，β=0.41，F(1，29)=6.01，p<0.05，R2=0.17；而在低威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价的预测作用不显著，β=-0.06，F(1，30)=0.10，p>0.05，R2=0.00。对于低自尊被试，在高威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价的预测作用不显著，β=0.00，F(1，19)=0.00，p>0.05，R2=0.00；而在低威胁情境下，智力增长观任务对内部自我评价具有显著的正向预测作用，β=0.43，F(1，31)=6.98，p<0.05，R2=0.16。
图2显示了以特质自尊得分的正负一个标准差代入回归方程所得的内部自我评价得分，可见对于高自尊和高威胁的被试以及低自尊和低威脅两组被试中，完成智力增长观任务的被试在自我评价上的得分高于控制组；而在其他两组被试中，完成智力增长观任务的被试在自我评价上的得分与控制组无显著差异。
以外部自我评价为因变量进行2(有无增长观任务)x2(有无威胁)方差分析，结果表明自尊主效应显著，F(1，112)=12.29，p<0.001，n2=0.10，威胁主效应不显著，F(1，112)=0.58，p>0.05；智力增长观主效应不显著，F(1，112)-0.49，p>0.05；交互作用不显著，F(1，112)=0.27，p>0.05。同样采用分层回归分析考察自尊水平对外部自我评价的影响，发现智力增长观任务×自尊×威胁程度三因素交互作用不显著，β=0.21，p>0.05，AR2=0.01。
由上述结果可知，当智力增长观任务在威胁后呈现时，在高威胁情境下，智力增长观能够显著提升高自尊被试完成练习任务后的内部自我评价。智力增长观对外部自我评价无显著影响。 (胡心怡 陈英和)