1 引言
社交媒体的发展导致了错误信息更为快速的传播，这些错误信息包括了对公众人物或是陌生人行为的错误信息。而错误信息即使被撤回或更正仍然可能影响人们的判断和行为，即错误信息的持续影响效应(continued influence effect, CIE; Johnson & Seifert, 1994)。研究错误信息在人物印象更新上的CIE有助于完善错误信息CIE的理论假设，助力形成良好网络生态。
传统错误信息CIE的研究多数以虚构的、具有因果关系的新闻故事为材料(如，仓库失火等)，考察与事件发生有关的错误信息被更正后是否依然影响人们对事件原因的推理和记忆等(Johnson & Seifert, 1994; Wilkes & Leatherbarrow, 1988)。近年来，少数研究开始探索关于人物印象的负性错误信息的持续影响效应(De Keersmaecker & Roets, 2017; Ecker & Rodricks, 2020; Mickelberg et al., 2024; Thorson, 2016)。这些研究主要围绕道德的公平维度、关怀维度展开，且结果并不一致。
一些研究表明被撤回的负性错误信息不再持续影响人物印象，不存在错误信息CIE(De Keersmaecker & Roets, 2017; Ecker & Rodricks, 2020; Mickelberg et al., 2024)。Ecker和Rodricks要求被试阅读目标人物包含(更正组、未更正组)或不包含(控制组)“暴力”信息的行为清单，更正组随后读到否定目标人物暴力行为的信息。结果发现，更正组对人物的外显评价(包括喜爱度和攻击性)与控制组之间无差异，即不存在错误信息CIE。相反，也有研究发现错误信息被撤回后仍然影响人物印象，尤其在政治领域(Cobb, 2007; Cohen et al., 2024; Thorson, 2016)。在Thorson的研究中，被试阅读(更正组、未更正组)或不阅读(控制组)有关“候选人接受了重刑犯的竞选捐款”的负性信息，随后更正组获悉“捐款者实际上是一家汽车经销商的老板”。结果显示，更正组对候选人的态度评价明显低于无错误信息的控制组，存在错误信息CIE。
结果的差异可能和错误信息分属不同道德维度有关。道德基础理论(moral foundations theory)提出道德包含关怀/伤害、公平/欺骗、忠诚/背叛、权威/颠覆和圣洁/堕落五个核心维度(Haidt, 2012)。有关人物印象中不存在CIE的研究聚焦于道德的关怀/伤害、公平/欺骗等，例如，Ecker和Rodricks(2020)以及Mickelberg等人(2024)的研究中涉及的“暴力”信息，而发现存在CIE的一些政治主题的研究则多属于道德的公平/欺骗维度(Cohen et al., 2024; Thorson, 2016)。这些结果也提示，不同道德维度的负性错误信息可能存在不同的持续影响效应。Hofmann等人(2014)在分类道德事件时将诚实/不诚实等维度也纳入其中，诚实是道德的重要维度，被认为是推断道德的关键(Leach et al., 2015)。一个社会目标越被认为缺乏诚实和可信赖，就越被认为对整个社会的稳定和完整构成威胁(Brambilla et al., 2019)。目前，诚实维度的负性错误信息在人物印象更正上的持续影响效应尚未见报道。因此，有必要探讨不诚实错误信息对人物印象的持续影响效应。
另外，信息的极端性和观点数量都可能影响受众态度的改变(Hovland et al., 1953)。态度改变的锚定和调整模型(anchoring and adjustment model)的相关研究表明，当人们的初始态度较弱时，他们最有可能建立新的态度；而当初始态度强烈时，会使新信息的处理偏向与态度一致的方向(Wilson et al., 2000)。综合上述理论推测，初始错误信息的负性强度越高(极端性越强、观点数量越多)则形成的初始态度越强，导致更正信息越难完全更新初始态度而产生较大的CIE。印象更新领域的研究已发现初始信息的数量越多越可能形成较强的初始态度，从而导致更难的印象改变。如Reeder和Coovert(1986)发现随着初始不道德(或道德)行为数量的稳步增加(1条、2条、3条)，印象改变量稳步下降；Kim等人(2021)的大样本研究结果发现，相比4条初始不道德(或道德)信息，2条初始不道德(或道德)信息条件下目标人物印象更新的幅度更大。虽然这些研究主要聚焦于不同强度的初始负性(或正性)信息对印象更新的影响，更新过程是借助提供新的、与初始信息效价相反的信息实现的，而不是通过撤回原始的信息即错误信息实现的；但它们也在一定程度上为“负性错误信息对人物印象的持续影响效应可能还受错误信息负性强度的影响”的假设提供了依据，提示人们在考察不诚实错误信息对人物印象的持续影响效应时有必要进一步考虑信息的负性强度。
因此，本研究拟围绕道德的“诚实”维度，结合强度因素，通过2个实验探讨负性错误信息对外显人物印象的持续影响效应。实验1和实验2分别通过改变不诚实信息的极端性和数量来操纵初始信息的强度，以喜爱度评分、不诚实程度评价反映外显印象，其中喜爱度评价作为维度一般性指标；不诚实程度作为维度特异性指标。基于已有文献，本研究假设如下：(1)不诚实错误信息对外显印象产生消极的影响，无论负性强度如何。(2)不诚实错误信息对外显印象的持续影响效应受错误信息强度影响。
2 实验1：不同极端性的负性错误信息对人物印象的持续影响效应的作用
2.1 研究方法
2.1.1 被试
实验前采用了G*Power3.1软件估算样本量，设置中等效应量f=0.25，α=0.05，统计功效1−β=0.8时所需的样本量为42人。为避免被试中途退出等额外因素的影响，选取60名被试参加实验。其中4名被试因不认真等原因被删除，最终有效被试56名：无更正组20名(6名男性)，平均年龄21.60±1.88岁；更正组17名(4名男性)，平均年龄21.35±1.73岁；控制组19名(3名男性)，平均年龄21.21±1.58岁。单因素方差分析和卡方检验没有发现组间年龄和性别间的差异[F(2, 55)=0.25, p=0.779; χ2(2)=1.37, p=0.575]。
2.1.2 实验设计
采用3(组别：控制组、无更正组、更正组)×2(不诚实程度：轻、重)的混合实验设计，组别为被试间因素，不诚实程度为被试内因素。因变量指标包括喜爱度评分、不诚实程度评分。
2.1.3 实验材料
参考Ecker和Rodricks(2020)的人物清单范式，11个句子的行为清单组合成3套阅读材料，每套材料包括初始信息(8句)和更新信息(6句)两部分。其中，初始信息第4句在控制组中为中性行为信息，在无更正组和更正组中包含了负性的不诚实行为信息，并按不诚实程度分为两个水平。11名不参加正式实验的被试评估了行为信息的不诚实强度、不诚实相关性以及判断性，结果见表1 。一共设计了两个目标人物，每个目标的不诚实严重程度轻或重的负性行为描述不出现在同一套材料中。更新信息，更正组撤回了负性行为，而无更正组则未对负性行为进行撤回。
表1 实验1材料的评定结果(M±SD) |
| 指标 | 轻度不诚实 | 重度不诚实 |
| 不诚实强度 | 4.45±1.47 | 6.41±0.73 |
| 不诚实相关性 | 4.73±1.45 | 6.64±0.66 |
| 判断性 | 3.95±1.70 | 6.45±0.80 |
2.1.4 实验任务
被试逐句阅读完初始信息后，在纸上填写3个词用来描述目标人物，但不作分析。随后阅读更新信息，并依次完成喜爱度评定量表、不诚实程度评定测验以及再认测验。采用雷森喜爱度量表(Reysen Likability Scale; Ecker & Rodricks, 2020; Reysen, 2005)测验被试对目标人物的感知喜爱度，共11个项目，如“此人很友好”，7点评分，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。取11个项目的均值，评分越高喜爱程度越高。不诚实程度评定采用7点评分，1代表“完全没有不诚实”，7代表“极其不诚实”。再认测试：共11道题目，用来检验被试对初始行为信息(8道题)或更新行为信息(3道题)的编码程度。通过正确回答问题的总数除以问题的总数计算得到再认正确率。
2.1.5 数据分析
采用SPSS24.0统计软件进行重复测量方差分析。鉴于错误信息的持续影响效应是建立在“影响”的基础上的，因此对数据进行了两步分析。第一步首先考察错误信息是否影响了人物印象，对数据进行2(组别：控制组、无更正组)×2(不诚实程度：轻、重)的重复测量方差分析，通过比较控制组与无更正组在因变量指标上的差异来评估不同极端性的负性信息对人物印象的影响。在第一步分析发现错误信息影响人物印象的基础上再进一步考察其持续影响效应，进行第二步的2(组别：控制组、更正组)×2(不诚实程度：轻、重)的重复测量方差分析；如果第一步分析没有发现错误信息影响人物印象，则不再进行第二步分析。
2.2 结果
参考Ecker和Rodricks(2020)的研究，选择再认正确率高于50%以上的数据进入分析。本实验所有被试的正确率均在50%以上，全部数据进入后继分析(见表2 )。再认测验以及各因变量的描述统计结果见表2 。
表2 实验1不同因变量指标的描述统计结果[M(SD)] |
| 因变量指标 | 控制组 | 无更正组 | 更正组 | |||||
| 中性轻 | 中性重 | 轻 | 重 | 轻 | 重 | |||
| 再认测验 | 0.88(0.09) | 0.91(0.09) | 0.76(0.15) | 0.80(0.13) | 0.87(0.09) | 0.85(0.07) | ||
| 喜爱度评分 | 4.33(0.76) | 4.10(0.73) | 3.70(1.01) | 3.48(0.90) | 4.37(0.74) | 3.84(0.78) | ||
| 不诚实度评分 | 4.21(0.86) | 3.58(0.84) | 4.55(1.05) | 4.90(1.37) | 3.18(1.07) | 4.12(1.45) | ||
2.2.1 喜爱度评分
第一步分析发现组别的主效应显著，F(1, 37)=7.19，p=0.011，η${_{\rm p}^2} $ =0.16，无更正组(M=3.59)对目标人物的喜爱度评分显著低于控制组(M=4.22)。未发现不诚实程度的主效应(p=0.147)和其与组别的交互作用(p=0.992)。
第二步分析没有发现组别(p=0.522)或不诚实程度的主效应(p=0.052)，以及两者的交互作用(p=0.408)。
2.2.2 不诚实程度评分
第一步分析结果未发现不诚实程度的主效应(p=0.491)。组别的主效应[F(1, 37)=9.37, p=0.004, η${_{\rm p}^2} $ =0.20]以及组别与不诚实程度的交互作用显著[F(1, 37)=5.89, p=0.020, η${_{\rm p}^2} $ =0.14]。进一步简单效应分析发现(见图1 )，在轻度不诚实条件下，两组的不诚实程度评分不存在显著差异，F(1, 37)=1.22，p=0.277。在重度不诚实条件下，两组的不诚实程度评分存在显著差异，F(1, 37)=12.99，p=0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.26，无更正组的不诚实程度评分(M=4.90)显著高于控制组(M=3.58)。因此，第二步分析仅对重度不诚实条件下的数据进行。
对重度不诚实条件下的数据进行独立样本t检验，结果显示控制组与更正组的不诚实度评分不存在显著差异，t(24.97)=−1.34，p=0.192。
2.3 讨论
实验1通过操纵初始不诚实错误信息的效价极端性，考察了错误信息负性强度对人物印象的持续影响效应的作用。第一步分析发现，在目标人物外显的喜爱度指标上，无更正组对目标人物的喜爱度评分显著低于控制组，且这一结果不受极端性影响；在诚实度指标上，无更正组对目标人物的不诚实程度评分显著高于控制组；但简单效应分析发现，只有在重度不诚实条件下，无更正组对目标人物的不诚实程度评分显著高于控制组。整体上，本实验发现人物外显的道德印象受到初始不诚实错误信息的消极影响，与前人研究结果一致。已有文献主要从违反道德的公平(Cobb, 2007; Thorson, 2016)和关怀(Ecker & Rodricks, 2020; Mickelberg et al., 2024)等维度考察了负性错误信息对个体道德印象的影响，结果均发现负性错误信息对人物印象评价的消极作用。本研究从道德的诚实维度出发证明了负性信息可能影响人物外显的道德印象，并考虑了强度因素，拓展了已有研究的结果。
进一步分析发现，无论是喜爱度指标还是诚实度指标，错误信息被撤回后均不再持续影响人物印象。
3 实验2：不同数量的负性错误信息对人物印象的持续影响效应的作用
比较1条和4条不诚实错误信息条件下错误信息对外显人物印象的持续影响效应，旨在通过改变错误信息的数量来操纵错误信息负性强度，进而考察错误信息对人物印象的持续影响效应。
3.1 研究方法
3.1.1 被试
实验招募了60名被试，其中6名被试因不认真(问卷测谎题回答错误)等原因被删除。最终有效被试54名：无更正组18名(3名男性)，平均年龄21.06±1.26岁；更正组18名(6名男性)，平均年龄21.22±0.94岁；控制组18名(3名男性)，平均年龄21.39±0.70岁。单因素方差分析和卡方检验没有发现组间年龄和性别间的差异[F(2, 53)=0.51, p=0.606; χ2(2)=1.93, p=0.381]。
3.1.2 实验设计
采用3(组别：控制组、无更正组、更正组)×2(不诚实行为数量：1条、4条)的混合实验设计，组别为被试间因素，不诚实行为数量为被试内因素。因变量指标同实验1。
3.1.3 实验材料与任务
实验材料基本同实验1。不同之处在于，目标人物的不诚实强度按呈现初始负性行为的数量(1条、4条)来操纵。为了与实验1保持一致，更正组仅撤回一条负性行为。正式实验前，57名不参加正式实验的被试(11名男性)评估了8条不诚实行为信息的不诚实强度、不诚实相关性和判断性，结果见表3 。任务基本同实验1。
表3 实验2材料的评定结果(M±SD) |
| 指标 | 得分 |
| 不诚实强度 | 4.66±1.29 |
| 不诚实相关性 | 5.27±1.38 |
| 判断性 | 4.35±1.47 |
3.1.4 数据分析
采用SPSS24.0统计软件进行重复测量方差分析，数据分析步骤同实验1。
3.2 结果
所有被试的再认正确率均在50%以上，全部数据进入后继分析(见表4 )。各因变量的描述统计结果见表4 。
表4 实验2不同因变量指标的描述统计结果[M(SD)] |
| 因变量指标 | 控制组 | 无更正组 | 更正组 | |||||
| 1条中性 | 4条中性 | 1条负性 | 4条负性 | 1条负性 | 4条负性 | |||
| 再认测验 | 0.87(0.13) | 0.85(0.12) | 0.89(0.10) | 0.93(0.07) | 0.85(0.09) | 0.91(0.08) | ||
| 喜爱度评分 | 3.90(0.49) | 4.13(0.44) | 4.07(0.89) | 2.92(0.65) | 4.54(1.10) | 3.49(1.05) | ||
| 不诚实度评分 | 3.61(0.98) | 3.83(0.92) | 4.22(1.11) | 4.44(1.34) | 3.22(1.40) | 4.44(1.54) | ||
3.2.1 喜爱度评分
第一步分析发现组别[F(1, 34)=9.37, p=0.005, η${_{\rm p}^2} $ =0.21]和不诚实行为数量[F(1, 34)=12.44, p=0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.27]的主效应显著。组别与不诚实行为数量的交互作用显著，F(1, 34)=28.31，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.45。简单效应分析发现(见图2 )，在不诚实行为数量为1条时，控制组的喜爱度评分与无更正组无显著差异，F(1, 34)=0.51，p=0.478。在不诚实行为数量为4条时，无更正组(M=2.92)的喜爱度评分显著低于控制组(M=4.13)，F(1, 34)=42.58，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.56。因此，第二步分析仅对4条不诚实行为条件下的数据进行。
对4条不诚实行为条件下的数据进行独立样本t检验，结果显示控制组的喜爱度评分显著高于更正组，t(22.86)=2.40，p=0.025，Cohen’s d=0.80。
3.2.2 不诚实程度评分
第一步分析结果发现组别的主效应显著，F(1, 34)=5.17，p=0.029，η${_{\rm p}^2} $ =0.13，无更正组的不诚实程度评分(M=4.33)显著高于控制组(M=3.72)。不诚实行为数量的主效应(p=0.379)以及组别与不诚实行为数量的交互作用不显著(p=1.000)。
第二步分析发现，不诚实行为数量的主效应显著，F(1, 34)=4.55，p=0.040，η${_{\rm p}^2} $ =0.12。4条不诚实行为信息条件下其不诚实程度评分(M=4.14)显著高于1条不诚实行为信息条件(M=3.42)。组别的主效应(p=0.641)以及组别与不诚实行为数量的交互作用不显著(p=0.149)。
3.3 讨论
实验2通过改变错误信息数量来操纵错误信息负性强度以考虑错误信息对人物印象的持续影响效应。第一步分析发现，在目标人物外显的喜爱度指标上，在1条不诚实行为条件下，无更正组对目标人物的喜爱度评分和控制组无显著差异，在4条不诚实行为条件下，无更正组对目标人物的喜爱度评分显著低于控制组。在诚实度指标上，无更正组对目标人物的不诚实程度评分显著高于控制组，且这一结果不受错误信息数量的影响。整体上，结果与实验1相似，人物外显的道德印象受到初始不诚实错误信息的消极影响。
对第一步分析发现差异的数据进行第二步分析，发现在4条不诚实行为条件下，喜爱度指标存在CIE，错误信息撤回后不能完全消除错误信息对人物印象的负性影响；诚实度指标不存在错误信息CIE。
4 总讨论
本研究以诚实维度为切入点，通过两个实验考察了不同强度的道德类负性错误信息对人物印象的持续影响效应的作用。本研究发现，在道德的诚实维度内，首先，负性错误信息对人物印象的特异性和非特异性指标均产生了负面影响；其次，负性错误信息对人物印象的持续影响效应较为复杂，既受具体印象指标的制约，也受强度因素具体操纵的影响，具体表现为：(1)负性错误信息对人物印象的特异性指标“诚实度”不存在持续影响效应，这一结果不受错误信息的极端性或是数量的影响；(2)负性错误信息对人物印象的非特异性指标“喜爱度”存在持续影响效应，但这一效应仅发生在用数量操纵负性错误信息强度且负性错误信息数量较大的条件下。本研究从道德内容维度上拓展了错误信息在人物印象上的持续影响效应研究，揭示了道德类负性错误信息的强度对人物印象的持续影响效应的作用。
不同强度的负性错误信息对人物印象的特异性指标诚实度不存在持续影响效应、不同极端性的错误信息对人物印象的非特异性指标喜爱度不存在持续影响效应。在本研究中，实验1发现不同极端性的错误信息均对人物喜爱度产生了负性影响，实验2发现不同数量的错误信息均对人物诚实度产生了负性影响；但进一步分析发现，错误信息撤回后不再持续影响人物的诚实度或是喜爱度。这一结果验证并扩展了已有研究的结果(De Keersmaecker & Roets, 2017; Ecker & Rodricks, 2020; Mickelberg et al., 2024)。已有研究分别探讨了负性错误信息对人物印象的持续影响效应，也发现负性错误信息被撤回后不再持续影响人物的喜爱度和攻击性评价(Ecker & Rodricks, 2020)或是喜爱度评价、即时印象评分和推理评分(Mickelberg et al., 2024)或是包含一般(如，令人不快vs 讨人喜欢)和具体维度(如，不可信赖 vs 可信赖)的态度评价(De Keersmaecker & Roets, 2017)。但本结果不同于以事件为主题的错误信息持续影响效应的结果。以事件为主题的大量研究发现，错误信息存在持续影响效应(金花 等, 2022; Johnson & Seifert, 1994)。这可能与印象形成过程不同于事件的理解过程有关。心理模型的连贯性在个人印象形成中可能不太重要；或者对他人的印象形成涉及更整体的过程，其中一条信息的撤回不会威胁到模型的连贯性，因此促进了心理模型的更新(Ecker & Rodricks, 2020; Mickelberg et al., 2024)。
在诚实度这一特异性指标上，负性错误信息的消极影响得到彻底更正，且不受极端性或数量的影响。该结果与印象更新的部分文献相一致，即根据一条新的、反态度信息可以快速更新个人印象，并且初始信息的数量(Ferrari et al., 2016)或极端性(Shen et al., 2020)不会显著影响印象更新幅度。另外，这些文献涉及的负性信息为个体日常生活情境中可能接触到的一般性的不良行为，而不是极端罕见的恶劣行为。未来研究可以基于极端罕见的行为来考察相关问题。
然而，当以数量操纵负性错误信息强度时，在人物印象的非特异性指标喜爱度上观察到了CIE。实验2发现，在4条不诚实错误信息条件下，错误信息撤回后对人物喜爱度出现了持续影响效应。结果提示，即使是一般的陌生人物，道德诚实维度的负性错误信息被撤回后也可能对人物印象的非特异性指标产生持续影响效应。另一种可能的解释是，本结果是错误信息没有完全撤回引起的。在本研究中，为了和实验1保持一致，实验2更正组仅撤回一条负性行为；如此，实验2中4条错误信息条件下的错误信息仅撤回了1条。信息量在信息整合中可能表现出减速的集合大小效应(decelerating set-size effect)，当关于目标人物的初始错误信息量很少时，新信息(如，1条更正信息)的影响相对明显；当关于目标人物的初始错误信息量很多时，新信息的影响就会相对较小(Davidson et al., 1985)。但本研究中的结果似乎也不太可能是这一效应引起的。在同样的操作下，错误信息数量对人物的诚实度的持续影响无显著差异。从错误信息持续影响效应的角度，本结果拓展了已有研究的结果，已有研究也发现负性错误信息被撤回后可能持续影响民众对人物的好感度、诚实和道德特质评价(Cobb, 2007)；感觉温度计评价(Cohen et al., 2024; Thorson, 2016)；包括吸引力、可信赖程度等特质评价的其它态度判断(Thorson, 2016)。
特异性指标诚实度和非特异性指标喜爱度之间的结果差异表明，人们对于不同特质的评价可能基于不同的标准和行为表现。正如Willis和Todorov(2006)指出，与喜爱度这种更多依赖于个人的主观感受和偏好相反，诚实或值得信赖是具有明显行为表现的具体特质。也就是说这些特质可以通过人们的行为来直接观察或评估。
本研究存在一些局限性。首先，虽然本研究发现负性错误信息被撤回后不再持续影响人物外显的、和错误信息相关的特异性指标，但这一结果是否随着时间的推移而持续下去尚不清楚，未来研究可以继续探究人物外显印象中不存在CIE的时间稳定性。其次，实验2的错误信息在负性强度上均属于轻度负性，以重度负性错误信息为基础操纵错误信息数量能否得到相似的结果尚不清楚，因此，本研究结果的外推需要谨慎。
5 结论
在道德的诚实维度内，负性错误信息对人物的诚实度不存在持续影响效应，且这一结果不受负性强度的制约。负性错误信息对人物的喜爱度存在持续影响效应，且这一结果受负性强度和强度操纵方式的制约；负性错误信息对人物喜爱度的持续影响效应仅发生于负性错误信息数量较多的条件下。