1 引言
党的二十大报告强调“完善残疾人社会保障制度和关爱服务体系，促进残疾人事业全面发展”。《2024年全国教育事业发展统计公报》显示，2024年全国共招收各种形式的特殊教育学生15.82万人，根据《2024年残疾人事业发展统计公报》，高等教育阶段招收残疾学生约3万人。然而，研究表明，残疾人大学生的心理健康水平普遍低于常模(郝均倩, 2011; 姜琨, 王凯, 2019)。聋人大学生因沟通障碍导致社交互动受限，难以融入主流社交网络。Nunes等人(2001)发现，聋人儿童虽未遭排斥，但因语言沟通困难常被忽视，难以建立深层社交联系。Romer和Haring(1994)进一步指出，相较于非聋盲学生，聋盲学生的互动有限，社交网络更为狭窄。即便积极寻求社交认同，聋人学生在主流学校仍极易被边缘化，很难获得认可(Andersson & Adams Lyngbäck, 2022)。进入大学后，他们的交往主要集中在听障学生群体，与健听学生互动较少，因此强化了内群体归属感(郝均倩, 2011; 王伟, 徐丽君, 2010; Gentzke, 2024)。这种社交隔离不仅阻碍社会融入，还可能加剧社交焦虑与回避，影响心理健康与社会适应能力。
聋人学生的社交参与受多重环境与心理因素的交互影响，表现出较高的限制。在主流教育环境中，由于沟通障碍和缺乏手语支持，聋人学生在社交初期，容易产生孤立感，并构建出边缘化或消极的社会身份和自我认同(Alves et al., 2024; Andersson & Adams Lyngbäck, 2022; Ishrat et al., 2022)。然而，转入无障碍语言环境的聋校后，他们能重新构建积极的社会身份，提升自尊、心理幸福感和学业成绩(Andersson & Adams Lyngbäck, 2022)，这表明了支持性环境的重要性。此外，社会偏见加剧了聋人群体的边缘化。歧视在就业与社交中构成障碍，个人歧视、制度歧视及内化歧视均加剧社交退缩(O’Connell, 2022)。残疾污名化会导致聋人双重困境：既抑制聋人使用助听设备等适应性行为(Ruusuvuori et al., 2021)，又促使聋人隐藏缺陷进行印象管理(谢文澜, 张林, 2013)。这种耻辱感进一步限制其社交活动，如降低医疗服务接受度(Adams et al., 2024)和抵触体育活动(Goodwin et al., 2024)。
在缺乏公平与歧视存在的社会环境下，聋人往往形成消极的社会交换平衡感知，即当他们认为社交成本高于收益时，社交参与意愿下降(Oleszkiewicz, 2021)。这一现象表明，认知加工可能是导致聋人社交回避的重要因素。研究发现，身体残疾者对社交线索表现出负性偏向，例如在情绪Stroop任务中，他们对消极社交反馈更敏感，并更快检测到负性情绪面孔(张林 等, 2015)。眼动研究也表明，听力障碍儿童对负性情绪面孔投入更多注意，并伴随更强的生理唤醒和困惑(Tsou et al., 2022)。此外，聋人大学生在面对负面刺激时回避动机不足，难以规避负性事件，导致情绪累积，常采用表达抑制策略，表现出情绪调节障碍(Dong et al., 2024)。
聋人的社交认知偏差和情绪调节困难可能进一步影响社交态度和行为。内隐态度能够反映个体对社交环境的自动化认知和情绪反应(张林, 张向葵, 2003; Nosek & Banaji, 2001; Wilson et al., 2000)。以往研究主要从健听群体的视角探讨其对残疾个体的内隐态度，结果表明健听者对残疾(如耳聋、失聪、智障)持有消极态度(陈光华, 张治星, 2012)，甚至对听力障碍者佩戴助听器亦存在负面评价(Beadle et al., 2024)。然而，与残疾群体的社会互动被认为有助于改善这种内隐偏见(Wainstein et al., 2024)。因此探究聋人对社交活动的内隐态度，有助于理解其社交障碍的深层机制，并为促进社交适应提供科学依据。
以往研究主要关注聋人群体的外显社交行为和态度，而对其内隐社交态度的探讨较少。研究表明，聋人因耻辱感和排斥感，在医疗(Adams et al., 2024)和体育活动(Goodwin et al., 2024)中表现出消极态度，限制了社交参与。同时，聋人大学生在社交中常表现出焦虑、回避和紧张(Ahmadi et al., 2017)，其特征与社会性发展迟滞大学生相似(刘建榕, 连榕, 2014)。后者对群体社交活动较敏感，对师生关系持消极态度，但对同学关系较为积极(林宛儒 等, 2020)。
本研究采用IAT范式探究聋人大学生对群体与个人活动的相对内隐态度。基于前述研究，假设聋人大学生因生理缺陷、社交经验不足及自我污名等因素，在IAT测验中，其D值可能低于健听大学生，对群体社交活动持更消极的内隐态度。由于IAT测验无法单独评估目标概念，且以反应时作为因变量可能忽略错误率中的有效信息(贺雯, 梁建宁, 2010)。因此，研究进一步采用Go/No-Go(GNAT)范式，探讨聋人大学生对群体和个人活动的绝对内隐态度。在GNAT测验中，预期聋人大学生对社交相关积极词的反应时长于健听大学生，辨别力指数(d’)较低，对群体社交活动的积极联结较弱，内隐态度更消极。
2 研究方法
2.1 被试
首先，对于IAT任务，研究采用G*Power3.1软件计算2×2混合设计所需样本量。设置统计显著性α=0.05，统计检验力1−β=0.9，效应量ƒ=0.25(中等程度效应量)，经计算，所需的总样本量为46人。其次，对于GANT任务，研究采用G*Power3.1软件计算2×4混合设计所需样本量。设置统计显著性α=0.05，统计检验力1−β=0.9，效应量ƒ=0.25(中等程度效应量)，经计算，所需的总样本量为30人。在重庆师范大学教育科学学院特殊教育(信息与资源)专业大一到大四年级中招募聋人大学生(n=26)，从全校范围内招募健听大学生(n=35)，所有参与者(n=61)均为右利手，视力正常或矫正后正常，年龄范围为18～24岁。其中，男性21(34.4%)人，女性40(65.6%)人，先天残疾14(53.8%)人，后天残疾12(46.2%)人。为了反映聋人大学生和健听大学生在群体社交特性上的表现，测量了其人际关系困扰(郑日昌, 1999)和恋爱状况(将恋爱经历作为群体社交经历的表现，赋分方式为：无恋爱经历计0分，1～3个恋爱对象计1分，3个以上计2分)。结果显示，健听人群(M=9.20, SD=4.54)与聋人群体(M=9.19, SD=4.83)在人际关系困扰程度上不存在显著差异，t=0.01，p=0.995；健听人群(M=0.74, SD=0.56)在恋爱状况得分上显著高于聋人群体(M=0.42, SD=0.50)，t=2.30，p=0.025；恋爱状况差异可能来源于群体身份和社会文化环境，显示出群体间社交特性差异，而非随机分布的干扰变量。在实验结束后，参与者将会获得相应的回报。本研究严格遵循《赫尔辛基宣言》的伦理准则，已获得重庆师范大学人类研究伦理委员会批准(批准号: CNU-PSY-202404-025)，确保所有研究过程均遵循伦理准则，充分保障被试权益。
2.2 实验材料和测量工具
实验采用林宛儒等人(2020)的社交活动图片，主要包括群体与个人活动图片各12张。群体活动通常包括3人及3人以上，如集体聚餐、交流思想、探讨问题等；而个人活动则主要涵盖运动、阅读等，以满足自身的需求和兴趣。
属性词：通过查阅汉语词典，挑选出与群体活动相关的积极评价词21个、消极评价词17个。并邀请41名大学生从效价、唤醒度和熟悉度三个角度对词语进行李克特5点评分(1=完全不熟悉, 5=非常熟悉)。配对样本t检验的结果显示，词语在效价上差异显著(M±SD积极词汇=3.89±0.64, M±SD消极词汇=2.45±0.92, t=6.39, p<0.001)，在唤醒度(M±SD积极词汇=3.37±0.70, M±SD消极词汇=3.23±0.73, t=0.94, p=0.355)和熟悉度(M±SD积极词汇=3.65±0.67, M±SD消极词汇=3.47±0.83, t=1.72, p=0.094)上差异均不显著。最终选出积极评价词12个，如：有趣的、愉快的、惬意的等；消极评价词12个，如：痛苦的、沮丧的、压抑的等。通过随机抽取两类图片(群体活动、个人活动)各8张和两类属性词语(积极属性、消极属性)各8个，并对社交活动图片和属性词进行编程以作为实验材料(张珊明 等, 2015)。
测验工具采用郑日昌(1999)编制的人际关系综合量表，对健听大学生和聋人大学生的社交困扰进行测量，该量表自发布以来，已被广泛应用于多项心理学研究，尤其在评估大学生的人际关系方面具有较高的信度和效度(马跃 等, 2024)。该量表共28项题目，包含四个维度，交谈交流困扰、交际交友困扰、待人接物困扰和异性交往困扰。被试回答“是”计1分，回答“否”计0分，总分越高代表人际困扰越严重。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.79。
2.3 实验设计
IAT实验为2(组别：聋人大学生、健听大学生)×2(任务类型：相容任务、不相容任务)混合设计，组别为组间变量，任务类型为组内变量。相容任务是对群体活动−积极词与个人活动−消极词进行按键反应；不相容任务是对个人活动−积极词与群体活动−消极词进行按键反应。因变量为被试的反应时(ms)和D值。
GNAT实验为2(组别：聋人大学生、健听大学生)×4(任务条件：群体活动+积极词、个人活动+积极词、群体活动+消极词、个人活动+消极词)混合设计，组别为组间变量，任务条件为组内变量。
2.4 实验流程
IAT测试含有七个步骤(郭晶莹 等, 2018)，实验流程见表1 。其中步骤1、2、5为单一任务，只需要对一类刺激进行区分按键反应，而其他步骤均为联合任务，需要对两类刺激进行辨别区分按键反应。具体步骤为(崔丽娟, 张高产, 2004)：(1)呈现类别刺激，群体活动或个人活动图片，被试看到群体活动按“F”键，个人活动按“J”键。(2)呈现属性词，消极或积极词，被试看到积极词按“F”键，消极词按“J”键。(3)联合呈现图片和属性词，完成联合任务一，被试看到群体活动或积极词按“F”键，个人活动或消极词按“J”键。(4)重复步骤3，完成联合任务一。(5)呈现类别刺激，群体活动或个人活动图片，任务进行反转，被试看到个人活动按“F”键，群体活动按“J”键。(6)联合呈现图片和属性词，完成联合任务二，被试看到个人活动或积极词按“F”键，群体活动或消极词按“J”键。(7)重复步骤6，完成联合任务二。实验试次示例见图1 。
表1 内隐联想测验(IAT)程序步骤 |
| 步骤 | 试次 | 任务和功能 | 反应 | |
| F键 | J键 | |||
| 1 | 20 | 类别刺激(图片) | 群体活动 | 个人活动 |
| 2 | 20 | 属性刺激 | 积极词汇 | 消极词汇 |
| 3 | 20 | 联合任务一 | 群体活动−积极 | 个人活动−消极 |
| 4 | 40 | 联合任务一 | 群体活动−积极 | 个人活动−消极 |
| 5 | 20 | 反转类别刺激(图片) | 个人活动 | 群体活动 |
| 6 | 20 | 联合任务二 | 个人活动−积极 | 群体活动−消极 |
| 7 | 40 | 联合任务二 | 个人活动−积极 | 群体活动−消极 |
GNAT实验流程为：首先屏幕中央出现注视点“+”500 ms，随后呈现一个刺激，要求被试在700 ms内做出相应的GO或NO-GO反应，否则视为错误反应。之后出现500 ms空屏，一个试次结束。接下来，再次出现注视点“+”，开始下一个试次；直到所有的试次都呈现完成。任务1被试对群体活动和积极词做Go反应(按“H”键)，对其他不做反应；任务2对个人活动和积极词做Go反应(按“H”键)，对其他不做反应；任务3对群体活动和消极词做Go反应(按“H”键)，对其他不做反应；任务4对个人活动和消极词做Go反应(按“H”键)，对其他不做反应，实验试次示例见图2 。因变量为被试的正确判断反应时(ms)以及辨别力指数(d’)。本实验借助E-Prime软件来呈现实验程序，所有刺激材料均以1024×768像素的屏幕分辨率展示，实验文本统一采用宋体字体呈现。
2.5 数据分析
IAT测验数据处理如下。
对IAT反应时进行预处理，使用数据块3、4、6、7的数据，删除反应时间大于10000 ms和反应时小于300 ms占全部试次10%的被试，鉴于Greenwald等人(2003)发现采用替换错误试次策略要优于直接删除错误反应试次，因此采用替换错误试次策略，将反应错误的试次用正确反应区块的平均反应时加上600 ms代替。
随后，分别计算不相容任务与相容任务的平均反应时。为计算D值(IAT效应)，进一步将二者之差(即联合任务二减去联合任务一)除以两个条件下所有试次反应时的标准差，作为衡量内隐社交态度的指标。相容条件反应时快于不相容/D值大于0，说明被试对群体活动持积极内隐态度；反之则说明被试对群体活动持消极内隐态度(蔡华俭, 2003; Greenwald et al., 2003)。
GNAT测验数据处理如下。
根据Nosek和Banaji(2001)对GNAT任务的统计方法，错误率大于20%的数据需要被剔除，因此剔除了聋人大学生3名以及健听大学生1名的数据。并对57名被试的数据进行了统计分析，其中聋人大学生23名，健听大学生34名。
GNAT测验通过计算四种不同的任务条件，分别得到击中率和虚报率，并转换成Z分数。辨别力指数为击中率与虚报率Z分数之差，指数可以用来衡量个人在噪声环境中的识别能力；如果d’等于或低于0，则说明个人的识别能力较差。
最后，数据均通过SPSS26.0进行分析处理。
3 结果
3.1 IAT结果
以反应时为因变量，进行2(组别：聋人大学生、健听大学生)×2(任务类型：相容任务、不相容任务)重复测量方差分析。结果显示，组别的主效应不显著，F(1, 59)=0.08，p=0.779；任务类型的主效应边缘显著，F(1, 59)=3.41，p=0.070，η${_{\rm p}^2} $ =0.055，表现为相容反应时小于不相容反应时；组别和任务类型的交互作用不显著，F(1, 59)<0.01，p=0.962(见表2 、图3 )。
将D值分别与0进行单样本t检验，结果显示，健听大学生(n=35)的D值与0的差异边缘显著，M=0.10，SD=0.32，t=1.81，p=0.080。聋人大学生(n=26)的D值显著大于0，M=0.40，SD=0.40，t=5.09，p<0.001。对D值进行独立样本t检验，聋人大学生的D值显著大于健听大学生，t=−3.28，p=0.002。说明在本研究的测量情境下，被试相对个人活动而言，对群体活动更积极，并且这种效应在聋人大学生中更强。
3.2 GNAT结果
以被试的反应时为因变量，对2(组别：聋人大学生、健听大学生)×4(任务条件：群体活动+积极词、个人活动+积极词、群体活动+消极词、个人活动+消极词)进行重复测量方差分析。结果如表3 以及图4 所示，组别的主效应不显著，F(1, 55)=0.02，p=0.887；任务条件的主效应不显著，F(1, 55)=0.99，p=0.397；组别和任务条件的交互作用显著，F(1, 55)=4.73，p=0.004，η${_{\rm p}^2} $ =0.079。进一步进行简单效应分析得到，健听大学生对“个人活动+积极词”的反应时(M=486 ms, SD=36 ms)显著短于对“群体活动+消极词”反应时(M=503 ms, SD=35 ms, p<0.001)、对“个人活动+消极词”的反应时(M=504 ms, SD=37 ms, p=0.004)；对“群体活动+积极词”的反应时(M=494 ms, SD=40 ms)显著短于“群体活动+消极词”(p=0.035)；但聋人大学生不存在对不同任务条件反应的差异。这说明健听大学生对个人或群体社交活动与积极态度的联结更敏感。
以被试的辨别力d’为因变量，对2(组别：聋人大学生、健听大学生)×4(任务条件：群体活动+积极词、个人活动+积极词、群体活动+消极词、个人活动+消极词)进行重复测量方差分析。结果显示，组别的主效应不显著，F(1, 55)=0.04，p=0.839；任务条件的主效应不显著，F(1, 55)=1.50，p=0.220；组别和任务条件的交互作用不显著，F(1, 55)=1.95，p=0.130(见表4 )。
表4 GNAT中被试在4种任务下的辨别力指数d’ (M±SD) |
| 群体活动 积极词 d1’ | 个人活动 积极词 d2’ | 群体活动 消极词 d3’ | 个人活动 消极词 d4’ | |
| 健听大学生 (n=34) | 3.68±1.40 | 3.13±1.35 | 3.50±1.12 | 3.39±1.13 |
| 聋人大学生 (n=23) | 3.10±1.04 | 3.20±1.30 | 3.38±1.10 | 3.84±1.32 |
| 总体 (n=57) | 3.45±1.29 | 3.16±1.32 | 3.45±1.11 | 3.57±1.22 |
4 讨论
本研究首次探究聋人大学生对社交活动的内隐态度，在IAT任务中，聋人大学生对群体活动有更积极的内隐态度。在GNAT任务中，健听大学生对个人活动/群体活动与积极词联结的敏感性更高、反应时更短，而聋人大学生对社交活动效价的联结效应不显著，这说明聋人大学生与健听大学对群体/个人活动可能存在不同的内隐态度。
研究发现聋人大学生比健听大学生对群体活动表现出更积极的内隐态度。这一发现虽与初始假设相悖，但并不出人意料。前人研究发现，尽管聋人大学生在某些情况下可能因歧视担忧而减少与他人的互动，但仍然持有更积极的社会交往意愿，并且在没有歧视的环境中，聋人大学生倾向于拥有更多的朋友(许巧仙, 王毅杰, 2011)。这与武向慈等人(2025)的神经机制研究形成互证，聋人在观察内群体成员的社会接纳场景时，诱发显著的N1/N2波幅，这一结果显示出聋人对群体接纳的内心期望。因此，群体社交活动可能为聋人大学生提供了社会接纳的信号，这也许能解释为何他们对群体活动表现出更为积极的内隐态度。
健听大学生倾向于将群体活动和个人活动与积极情感相关联，而聋人大学生的积极联结效应更多地体现在群体活动上，这可能进一步提示聋人大学生和健听大学生社交内隐态度的不同。这一差异可能与聋人大学生在现实社交互动中的经验有关。研究发现，由于沟通障碍，聋人大学生往往面临较大的社交孤立感(Alves et al., 2024; Andersson & Adams Lyngbäck, 2022; Ishrat et al., 2022)，聋人群体在面对歧视、污名化和社交线索认知偏差时，社交参与意愿可能会下降，从而产生社交退缩(Adams et al., 2024; Goodwin et al., 2024; O’Connell, 2022; Oleszkiewicz, 2021)。尽管实证研究记录了聋人在显性社交中的退缩行为，但内隐测量揭示的积极态度说明社交回避本质上是策略性适应而非动机缺失，聋人大学生在内隐层面上更渴望融入群体社交活动。因此，前人研究与本研究结果并不矛盾，进一步凸显了环境支持系统的重要性。
随着社会和互联网技术的快速发展，网络平台的普及显著增强了聋人大学生的社会适应能力(姜琨 等, 2018)。通过互联网，聋人大学生能够在更少的交流障碍下与健听大学生互动，这种虚拟交流方式有效减少了传统社交中的沟通障碍，同时网络上的社交反馈进一步增强了他们的交友信心。这些因素共同推动了聋人大学生对群体社交活动的接纳度，从而形成了更为积极的内隐态度。此外，本研究的样本来自普通高校的聋人群体，这种融合教育环境为聋人大学生提供了更多与健听学生互动的机会，进一步提高了他们的社会适应能力(马羚 等, 2017)。与健听学生的互动，不仅丰富了聋人大学生的社会支持环境，还增强了他们的社会交往技能和自我效能感。良好的社会支持环境能够培育聋人大学生积极的个性特征(Luo et al., 2024)。此外，教育环境中的社交技能培训、自我意识提升和自我效能感培养，已被证明能够有效增强聋人大学生的社交参与度(Goodwin et al., 2024; Ryan et al., 2021)。因此，良好的支持性文化环境和针对性的社交技能培训不仅对聋人大学生的社交内隐态度产生积极影响，更为他们融入社会和群体活动提供了坚实的基础。
研究系统性地考察了聋人大学生与健听大学生在社交活动内隐态度上的差异，丰富了残疾人群体社交内隐态度的理论框架。研究发现，相较于个人活动，聋人大学生对群体活动表现出更为积极的内隐态度。这一结果揭示了聋人大学生在社交活动中的独特心理机制，并为进一步探索聋人与健听群体在社交态度上的差异提供了实证依据。本研究不仅加深了对聋人大学生社交心理特点的理解，也为提升其社会交往能力和心理健康提供了实证数据。研究结果响应了国家关于残疾人事业全面发展的政策要求，有助于帮助聋人大学生建立积极的自我认知，并促进其社会适应和幸福感。此外，研究为高等教育机构提供了理论依据，建议为聋人大学生设计更具支持性的校园环境和社交技能培训课程，从而增强他们的社交参与度、提高社交能力，进一步促进其社会融入和未来职业发展。
尽管本研究为聋人大学生社交态度的研究提供了实证数据，但仍存在局限。首先，样本仅来自重庆某高校，受限于群体规模的特性，样本量不够充足，未来应扩大样本范围，涵盖更多地区的高校聋生，加强样本的代表性。其次，研究主要聚焦社交活动与个人活动的维度，并且发现了聋人大学生和健听大学生在恋爱经历上存在不同，未来可从多个维度进一步探讨影响社交态度的因素，比如，相应的群体社交经历、师生关系以及同伴亲密关系等对内隐社交态度的影响。此外，未来研究可考察内外群体效应对社交态度的影响，并探讨不同社交情境下聋人与健听群体的互动差异。未来在研究方法上，结合生理学指标(如皮肤电反应、心率等)和脑成像技术(如ERP、fMRI)可以更深入分析社交过程中的神经机制。虚拟现实(VR)技术也为模拟社交情境提供了新的研究途径。这些改进将有助于更深入理解聋人大学生的社交态度，并为制订个性化教育干预措施提供理论支持。
5 结论
聋人大学生比健听大学生对群体活动有更积极的内隐态度。而健听大学生更倾向于将群体活动和个人活动与积极情感相关联。