认知抑制与人际宽恕：特质宽恕的调节作用(2)
鉴于此，本研究以我国大学生为被试，探讨认知抑制、特质宽恕与人际宽恕三者之间关系的共通性与特异性，并进一步考察特质宽恕在认知抑制对人际宽恕影响中的调节作用。
2 被试与方法
2.1 被试
从天津某大学招募到115名被试自愿参加本实验，最后合并汇总得到102名有效被试，其中男生占36.27%。平均年龄为21.65(SD=1.61)岁。被试无色弱、色盲。视力或矫正视力正常，实验后给予被试一定的报酬。
2.2 研究工具
2.2.1 特质宽恕量表
采用Berry等人(2005)修订的特质宽恕量表(Trait Forgivingness Scale，TFS)测量特质宽恕。该量表共有10个题目，采用Likert 5点计分方式。中文版TFS严格按照修订程序进行翻译和验证，前期预研究显示删除一个题目后的中文版TFS具有良好的信、效度指标。本研究中，9个题目的验证性因素分析结果表明一因子模型的拟合指标良好(x2=67.79，af=27.CFI=0.91，TLI=0.93，RM-SEA=0.07)，内部一致性系数为0.69。
2.2.2 人际侵犯动机量表
采用McCullough等人(1998)及McCullough和Ho，ct(2002)编制的人际侵犯动机量表(Trans，gression-Related Interpersonal Motivations Invento-ry，TRIM)测量人际宽恕。目前，经常被使用的TRIM量表由18个题目组成，分为报复、回避和仁慈动机三个维度。以往研究证明TRIM具有良好的信效度(McCullough，Root，&Cohen，2006)。中文版TRIM在已有研究中表明具有良好的心理测量学指标(张珊珊，唐辉，刘艳艳，吕少博，2015)。本研究中，采用Likert 7点计分方式。三个维度的内部一致性系数分别为0.88、0.93、0.87。
2.2.3 认知抑制测验
采用侧抑制(Ranker)范式对认知抑制功能进行评价。使用E-Prime软件进行编程，在实验任务中，首先在屏幕中央呈现注视点“+”500ms，间隔2s后，在屏幕上会出现字母串，呈现时间为1000ms。被试的任务是对中间的字母进行辨别反应，当中间字母为S时，用左手中指按“1”键：当为H时，用左手食指按“2”键；当为N时，用右手食指按“9”键：当为P时，用右手中指按“0”键。实验分为两种条件：五个字母保持相同即为一致性条件，如“SSSSS'’等；当中间字母与其他4个字母不相同时即为不一致性条件，如“SSNSS”等。要求被试保持注意力集中，在保证正确的前提下尽可能快地做出反应。正式实验由48次测试组成，两种实验条件随机呈现且次数相同。被试的认知抑制能力水平为不一致性条件与一致性条件的反应时之差。为了更加直观的显现认知抑制与宽恕之间的关系，研究对认知抑制分数进行了反转。因此，平均反应时越高，代表个体的认知抑制能力越强。
2.3 实验过程
被试通过公共课以及在校园里发放传单的方式进行招募。在招募的同时，让应征者填答《特质宽恕量表》。一周后，通过应征者填写的邮箱或电话等联系方式将其约到实验室进行下面的实验任务。
首先，请被试在计算机上完成Flanker任务。接下来，通过回忆操纵法测量被试对具体人际冒犯事件的宽恕能力。大致过程如下：让被试回忆近期曾经受到过的一次严重人际伤害事件，在事件中被试作为受害者，对方作为冒犯者。然后，让被试对伤害事件的发生过程进行简单描述。最后，让被试作答《人际侵犯动机量表》，测量其对冒犯者的人际宽恕指标。
3 结果
3.1 各变量的描述性统计及其相关分析
对本研究中的认知抑制、特质宽恕、人际宽恕及各维度进行描述性统计分析以及相关分析，结果见表1。
如表1所示，认知抑制与特质宽恕之间具有显著的正相关(p<0.05)，认知抑制与人际宽恕中的回避动机(p<0.05)、报复动机(p<0.01)之间具有显著的负相关，与仁慈动机之间的相关没有达到显著性水平(p>0.05)；特质宽恕与人际宽恕中的回避动机(p<0.01)、报复动机(p<0.05)之间具有显著负相关，与仁慈动机具有显著正相关(p<0.01)。回避动机、报复动机和仁慈动机之间具有显著相关关系，其中回避动机与报复动机之间具有显著正相关(p<0.01)，而仁慈动机与回避动机(p<0.01)、报复动机(p<0.01)之间具有显著负相关。
3.2 特质宽恕的调节作用检验
采用结构方程模型对特质宽恕的调节作用进行检验，结果见图1。
由图1可知，以回避动机作为因变量时。认知抑制对于回避动机影响的主效应不显著(β=-0.12，p>0.05)，特质宽恕对回避动机影响的主效应显著(β=-0.54，p<0.01)，二者的交互作用显著(β=-0.39，p<0.05)，即特质宽恕与认知抑制对回避动机的关系具有负向调节作用。以报复动机作为因变量时，特质宽恕(β=-0.35，p<0.05)与认知抑制(β=-0.34，p<0.05)对报复动机影响的主效应显著，但二者的交互作用不显著(β=-0.24，p>0.05)。以仁慈动机对为因变量时，认知抑制对仁慈动机影响的主效应不显著(β=0.07，p>0.05)，特质宽恕对于仁慈动机影响的主效应显著(β=0.42，p<0.01)，二者的交互作用显著(β=0.30，p<0.05)，即特质宽恕与认知抑制对仁慈动机的关系具有正向调节作用。
为了更清晰地解释特质宽恕在认知抑制与人际宽恕中的调节作用，选取均分低于一个标准差的为较低水平，均分高于一个标准差的为较高水平，检验认知抑制在特质宽恕高、低不同维度上对于回避动机和仁慈的预测情况。如图2所示，在低特质宽恕组。认知抑制对回避动机的影响不显著；但在高特质宽恕组，认知抑制对回避动机具有负向的预测作用(β=-0.52，p<0.05)。同时，如图3所示，在低特质宽恕组，认知抑制对仁慈动机的影响不显著；但在高特质宽恕组，认知抑制对仁慈动机具有正向的预测作用(β=0.37，p<0.05)。由此表明，特质宽恕与认知抑制对人际宽恕具有部分调节作用。 (赵彦凯 李晖 吴真 张珊珊)
2 被试与方法
2.1 被试
从天津某大学招募到115名被试自愿参加本实验，最后合并汇总得到102名有效被试，其中男生占36.27%。平均年龄为21.65(SD=1.61)岁。被试无色弱、色盲。视力或矫正视力正常，实验后给予被试一定的报酬。
2.2 研究工具
2.2.1 特质宽恕量表
采用Berry等人(2005)修订的特质宽恕量表(Trait Forgivingness Scale，TFS)测量特质宽恕。该量表共有10个题目，采用Likert 5点计分方式。中文版TFS严格按照修订程序进行翻译和验证，前期预研究显示删除一个题目后的中文版TFS具有良好的信、效度指标。本研究中，9个题目的验证性因素分析结果表明一因子模型的拟合指标良好(x2=67.79，af=27.CFI=0.91，TLI=0.93，RM-SEA=0.07)，内部一致性系数为0.69。
2.2.2 人际侵犯动机量表
采用McCullough等人(1998)及McCullough和Ho，ct(2002)编制的人际侵犯动机量表(Trans，gression-Related Interpersonal Motivations Invento-ry，TRIM)测量人际宽恕。目前，经常被使用的TRIM量表由18个题目组成，分为报复、回避和仁慈动机三个维度。以往研究证明TRIM具有良好的信效度(McCullough，Root，&Cohen，2006)。中文版TRIM在已有研究中表明具有良好的心理测量学指标(张珊珊，唐辉，刘艳艳，吕少博，2015)。本研究中，采用Likert 7点计分方式。三个维度的内部一致性系数分别为0.88、0.93、0.87。
2.2.3 认知抑制测验
采用侧抑制(Ranker)范式对认知抑制功能进行评价。使用E-Prime软件进行编程，在实验任务中，首先在屏幕中央呈现注视点“+”500ms，间隔2s后，在屏幕上会出现字母串，呈现时间为1000ms。被试的任务是对中间的字母进行辨别反应，当中间字母为S时，用左手中指按“1”键：当为H时，用左手食指按“2”键；当为N时，用右手食指按“9”键：当为P时，用右手中指按“0”键。实验分为两种条件：五个字母保持相同即为一致性条件，如“SSSSS'’等；当中间字母与其他4个字母不相同时即为不一致性条件，如“SSNSS”等。要求被试保持注意力集中，在保证正确的前提下尽可能快地做出反应。正式实验由48次测试组成，两种实验条件随机呈现且次数相同。被试的认知抑制能力水平为不一致性条件与一致性条件的反应时之差。为了更加直观的显现认知抑制与宽恕之间的关系，研究对认知抑制分数进行了反转。因此，平均反应时越高，代表个体的认知抑制能力越强。
2.3 实验过程
被试通过公共课以及在校园里发放传单的方式进行招募。在招募的同时，让应征者填答《特质宽恕量表》。一周后，通过应征者填写的邮箱或电话等联系方式将其约到实验室进行下面的实验任务。
首先，请被试在计算机上完成Flanker任务。接下来，通过回忆操纵法测量被试对具体人际冒犯事件的宽恕能力。大致过程如下：让被试回忆近期曾经受到过的一次严重人际伤害事件，在事件中被试作为受害者，对方作为冒犯者。然后，让被试对伤害事件的发生过程进行简单描述。最后，让被试作答《人际侵犯动机量表》，测量其对冒犯者的人际宽恕指标。
3 结果
3.1 各变量的描述性统计及其相关分析
对本研究中的认知抑制、特质宽恕、人际宽恕及各维度进行描述性统计分析以及相关分析，结果见表1。
如表1所示，认知抑制与特质宽恕之间具有显著的正相关(p<0.05)，认知抑制与人际宽恕中的回避动机(p<0.05)、报复动机(p<0.01)之间具有显著的负相关，与仁慈动机之间的相关没有达到显著性水平(p>0.05)；特质宽恕与人际宽恕中的回避动机(p<0.01)、报复动机(p<0.05)之间具有显著负相关，与仁慈动机具有显著正相关(p<0.01)。回避动机、报复动机和仁慈动机之间具有显著相关关系，其中回避动机与报复动机之间具有显著正相关(p<0.01)，而仁慈动机与回避动机(p<0.01)、报复动机(p<0.01)之间具有显著负相关。
3.2 特质宽恕的调节作用检验
采用结构方程模型对特质宽恕的调节作用进行检验，结果见图1。
由图1可知，以回避动机作为因变量时。认知抑制对于回避动机影响的主效应不显著(β=-0.12，p>0.05)，特质宽恕对回避动机影响的主效应显著(β=-0.54，p<0.01)，二者的交互作用显著(β=-0.39，p<0.05)，即特质宽恕与认知抑制对回避动机的关系具有负向调节作用。以报复动机作为因变量时，特质宽恕(β=-0.35，p<0.05)与认知抑制(β=-0.34，p<0.05)对报复动机影响的主效应显著，但二者的交互作用不显著(β=-0.24，p>0.05)。以仁慈动机对为因变量时，认知抑制对仁慈动机影响的主效应不显著(β=0.07，p>0.05)，特质宽恕对于仁慈动机影响的主效应显著(β=0.42，p<0.01)，二者的交互作用显著(β=0.30，p<0.05)，即特质宽恕与认知抑制对仁慈动机的关系具有正向调节作用。
为了更清晰地解释特质宽恕在认知抑制与人际宽恕中的调节作用，选取均分低于一个标准差的为较低水平，均分高于一个标准差的为较高水平，检验认知抑制在特质宽恕高、低不同维度上对于回避动机和仁慈的预测情况。如图2所示，在低特质宽恕组。认知抑制对回避动机的影响不显著；但在高特质宽恕组，认知抑制对回避动机具有负向的预测作用(β=-0.52，p<0.05)。同时，如图3所示，在低特质宽恕组，认知抑制对仁慈动机的影响不显著；但在高特质宽恕组，认知抑制对仁慈动机具有正向的预测作用(β=0.37，p<0.05)。由此表明，特质宽恕与认知抑制对人际宽恕具有部分调节作用。 (赵彦凯 李晖 吴真 张珊珊)