性别差异显著：男性消极态度显著高于女性

5.3.1　实验操纵检查

为了检验实验操纵是否有效，采用t检验对两组被试对文章中农民工敌意评分的平均数进行差异显著性检验，结果表明，实验组被试所感受到的敌意（M1=5.36）显著高于控制组被试（M2=2.22，t=10.471，p=0.000）。这说明实验操纵是有效的。

5.3.2　社会赞许性的影响分析

由于社会支配取向量表与农民工偏见量表均是有关态度的外显测量工具，需要排除社会赞许性对测量的可能影响。相关分析表明，RD 16与社会支配取向量表的相关不显著（r=0.09），与农民工偏见量表的相关也不显著（r=0.08）。因此，社会赞许性并没有对被试对量表项目的反应产生显著影响。

5.3.3　外显群体间的消极态度的结果分析

被试中男性为34人，女性为12人，经卡方检验，性别人数差异显著（Chi-Square=10.522，p=0.001）。考虑到性别因素对社会支配取向可能造成的影响，在后面的分析中，都将性别作为协变量。

（1）调节模型检验

将威胁、社会支配取向及其交互作用作为自变量，性别作为协变量，农民工偏见作为因变量进行回归分析。威胁是分类变量，转换为效应变量，实验组即威胁情境编码为1，控制组编码为1。性别也是分类变量，转换为效应变量，男性编码为1，女性编码为1。社会支配取向是连续变量，做了中心化的处理。社会支配取向与威胁的交互项即是两者相乘的结果。如表4-8。

表4-8　调节模型的检验结果

结果表明，社会支配取向与威胁间的交互作用显著。而社会支配取向、威胁、性别的主效应均不显著。将实验组与控制组的社会支配取向得分，分别以其均数正负一个标准差为基准，分为高分组和低分组，对交互作用进行图解，如图49：

图49　威胁与社会支配取向的交互作用

在实验组中，高社会支配取向被试的群体间的消极态度得分显著高于低社会支配取向被试，而在控制组中，高低社会支配取向被试的群体间的消极态度水平无显著差异。这表明，威胁情境调节了社会支配取向与群体间的消极态度间的关系。

进一步检验社会支配取向与群体间的消极态度的相关，发现在实验组中，即威胁情境下，社会支配取向与群体间的消极态度间的相关为0.633（p=0.000），相关显著。而控制组中，即无威胁情境下，社会支配取向与群体间的消极态度间的相关为0.114（p=0.652），无显著相关。这表明，在威胁或无威胁情境下，社会支配取向与群体间的消极态度间的关系发生了变化，在有威胁情境下，两者间的相关变得显著，被试的社会支配取向能够预测其群体间的消极态度水平。

（2）中介模型检验

威胁与群体间的消极态度间的关系：将实验组与控制组的社会支配取向得分作独立样本t检验，差异不显著（t=1.570，p=0.123）。这表明，有无威胁对被试的群体间的消极态度水平没有产生显著影响。

再分别检验两组中，被试感知到的威胁程度与群体间的消极态度间的关系。在实验组中，即威胁情境下，威胁程度与群体间的消极态度间的相关为0.279（p=0.150），相关不显著。在控制组中，即无威胁情境下，威胁程度与群体间的消极态度间的相关为0.257（p=0.146），相关也不显著。

威胁与社会支配取向的关系：将实验组与控制组的社会支配取向得分作独立样本t检验，差异不显著（t=1.029，p=0.309）。这表明，有无威胁对被试的社会支配取向水平没有产生显著影响。

再分别检验两组中，被试感知到的威胁程度与社会支配取向间的关系。在实验组中，即威胁情境下，社会支配取向与威胁程度间的相关为0.233（p=0.232），相关不显著。控制组中，即无威胁情境下，社会支配取向与威胁程度间的相关为0.104（p=0.098），相关也不显著。这表明，无论在何种情境下，感知到的威胁程度都与社会支配取向间无显著相关。

如果按照前面的假设，将威胁程度作为自变量，社会支配取向作为中介变量，群体间的消极态度作为因变量，因为威胁程度与社会支配取向、群体间的消极态度间均未出现显著相关，即自变量与中介变量、因变量间均无显著相关，因此中介效应不显著。

综合以上结果来看，可以认为，威胁情境调节了社会支配取向与群体间的消极态度间的关系。因为在有或无威胁情境下，社会支配取向与群体间的消极态度间的关系发生了显著变化，在有威胁的情境下，两者间的相关变得显著，即社会支配取向能够预测群体间的消极态度的水平；而在无威胁的情境下，两者间的相关不显著，即社会支配取向不能预测群体间的消极态度。所以，在以外显群体间的消极态度为因变量时，假设6成立。(www.xing528.com)

5.3.4　内隐群体间的消极态度的结果分析

（1）调节模型检验

将威胁、社会支配取向及二者间的交互作用作为自变量，将性别作为协变量，将群体间的消极态度作为因变量，进行回归分析。威胁是分类变量，转换为效应变量，有威胁情境编码为1，无威胁情境编码为1。社会支配取向是连续变量，进行中心化的处理。二者间的交互作用即是二者相乘。性别是分类变量，转换为效应变量，男性编码为1，女性编码为1。结果如表4-9。

表4-9　调节模型检验结果

结果表明，威胁与社会支配取向的主效应显著，如图4-10。高威胁组中被试的内隐群体间的消极态度水平显著高于低威胁组。而高社会支配取向水平的被试的内隐群体间的消极态度水平显著高于低社会支配取向的被试。社会支配取向与威胁的交互作用不显著。

图410　威胁的主效应

图411　社会支配取向的主效应

按照调节变量的判断标准，必须是自变量与调节变量的交互作用显著，这里威胁与社会支配取向间的交互作用不显著，因此，假设6和7均不成立。

（2）中介分析

因为威胁与社会支配取向无显著相关，所以仍无法进行中介模型的分析。

（3）检验人格模型

因为社会支配取向的主效应显著，进一步分析在不同情境下，社会支配取向对群体间的消极态度的作用。高威胁组中，社会支配取向与群体间的消极态度间的相关为0.607（p=0.001），低威胁组中，社会支配取向与群体间的消极态度间的相关为0.363（p=0.292）。因此，在高威胁组中，社会支配取向与群体间的消极态度间的相关变得显著。

结果表明，在不同的威胁情境下，社会支配取向与群体间的消极态度间的关系在表现上不同。在高威胁组中，社会支配取向能够预测群体间的消极态度的水平，而在控制组中，则不能预测。但是，威胁与社会支配取向的交互作用不显著，而且两情境下，社会支配取向与群体间的消极态度的相关系数之间，差异也未达到显著水平（p=0.334），也就是说，两个相关系数间没有显著差异，只是其中一个已达到显著相关，而另一个相关还不显著。考虑到尽管实验组与控制组人数无显著差异（Chi-Square=2.174，p=0.140），但控制组中的人数较少，这也许是其相关偏低的原因之一。

尽管两组相关系数在显著性上的表现不一样，但两者的差异并不显著，因此，可以认为本次结果对人格模型H8提供了更多的支持。也就是说，在高威胁或低威胁情境下，社会支配取向对群体间的消极态度的预测作用是相同的。

5.3.5　外显群体间的消极态度与内隐群体间的消极态度的关系

总体上看，外显群体间的消极态度与内隐群体间的消极态度的相关显著相关。进一步分析，在实验组中，外显群体间的消极态度与内隐群体间的消极态度显著相关，但在控制组中，两者的相关不显著。两相关系数间差异显著（p=0.05）。这表明，威胁使得外显群体间的消极态度与内隐群体间的消极态度间的相关显著提高（见表4-10）。

表4-10　内隐与外显群体间的消极态度的相关