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本文是针对论文《外表吸引力如何影响对态度的信心和对态度改变的抵抗？(The influence of physical attractiveness on attitude confidence and resistance to change) 》的一篇论文解析，该论文于2020年9月发表于《实验社会心理学（Journal of Experimental Social Psychology）》杂志上。该研究作者包括Joana Mello，Teresa Garcia-Marques，Pablo Briñol，Ana Cancela和Richard E. Petty。
研究背景与问题提出
已有研究证明，信息源的特性，如外表吸引力（physical attractiveness），能够影响信息接收者对态度的偏好（attitude favorability）。然而，目前还没有文献探究信息源外表吸引力能否影响态度的另一个重要维度——态度信心（attitude confidence）
。相比态度偏好反映的喜恶判断，态度信心反映了个体对自己态度的可信程度的评价或元认知（meta-cognition）。也就是说，
即使拥有同样的态度偏好，但对态度的信心不同也会对个体产生不同的影响。已有研究发现，个体对某一态度的信心越强，该态度就越稳定
（保持的时间更久，对个体行为的预测作用更强，对相反观点的信息时的抵抗能力更强）。
因此，基于态度偏好和态度信心的不同性质，探究信息源外表吸引力对态度信心的影响是很必要的。
其次，研究表明虽然信息源的吸引力会影响接收者的态度，但这种影响可能会被个体纠正。
当个体处于仔细思考的状态或被提示了吸引力可能对他们产生影响时，他们可能会意识到自己的态度受到了信息源吸引力的不当影响，进而逆着态度受到影响的方向改变自己的态度。由于这种纠正效应，我们很难判断信息源的吸引力会如何影响个体的态度信心。
综上，本研究试图探究：①信息源的外表吸引力是否会影响接收者的态度信心；②这种影响的方向如何；③这种影响的边界条件和结果。
研究方法与结果
实验1
1. 目的：初步探索信息源的外表吸引力对信息接收者态度和态度自信的影响。
2. 被试：从亚马逊mTurk平台上以1美元为奖励招募了90名被试（性别：50%男性；年龄：Mean=29.6）。实验前通过G*Power软件进行了功效分析，结果显示在5%显著性水平和80%的统计功效下，90名被试的样本最小能发现的效应量f=.33。
3. 变量操纵与测量：
① 外表吸引力：将被试随机分配在三组中，并给他们展示信息提供者的照片，高吸引力组和低吸引力组分别被展示一张高吸引力和低吸引力的照片，而控制组不显示照片。使用的照片来自之前的一项吸引力研究，选择了其中吸引力评分最高和最低的两张女性照片，同时为了避免其他变量的干扰，在预实验（N=45）中要求被试对两张照片的吸引力、好感度、权力感和可信度进行了评价，t检验结果显示两张照片仅在吸引力上存在显著差异（t(43) = −2.28，p = .028），在其他维度上不存在显著差异。
② 态度：采用一个题项（“您对孩子拥有手机持什么态度？”）测量被试的态度，以李克特7点量表进行计分（1=完全反对，7=完全赞成）。
③ 态度自信：采用一个题项（“您对您刚才的态度有多大的信心?”）测量被试的态度信心，以李克特7点量表进行计分（1=完全没有信心，7=完全有信心）。
4. 步骤：被试首先被要求阅读一系列主张孩子不应该拥有手机的信息。然后研究者根据被试被随机分配的组别（高吸引力、低吸引力、控制组）向被展示信息提供者（信息源）的照片。最后，调查被试对信息的态度以及他们对态度的信心。
5. 结果：进行了两项单因子方差分析，结果显示：
(a) 外表吸引力对态度影响不显著（F (2, 87) = 1.86, p = .161, η2= 0.04）；
(b) 外表吸引力对态度信心的影响显著（F (2, 87) = 7.03, p = .001, η2= 0.14），事后检验结果表明高吸引力组的态度信心显著低于低吸引力组和控制组，而低吸引力组和控制组之间不存在显著差异。综上，虽然外表吸引力对态度无显著影响，但是显著降低了被试的态度信心。
实验2
1. 目的：从实验1的结果来看，外表吸引力减弱了被试的态度信心，因此我们试图在实验2中探究这种纠正效应的发生原因。我们认为纠正效应是因为被试意识到其态度可能受到了外表吸引力的影响，并且因为外表吸引力本身与态度无关，所以认为这种影响是不恰当的，从而进行了纠正。因此我们在实验2中操纵了态度信息和外表吸引力的相关程度，采用2*2组间设计（高/低外表吸引力*信息相关/不相关），试图回答纠正效应的原因。
2. 被试：从Prolific Academic平台上以1.30美元为奖励招募了126名被试（性别：55.6%男性；年龄：Mean=27.1）。实验前通过G*Power软件进行了功效分析，结果显示在5%显著性水平和80%的统计功效下，126名被试的样本最小能发现的效应量f=.25。
3. 变量操纵与测量：
a) 外表吸引力的操纵方法与实验1一致。
b) 信息相关性：为了操纵信息与外表吸引力的相关性，高相关性组的被试被要求阅读一条关于使用护肤品的信息，而低相关性组的被试则被要求阅读一条关于使用家务清洁类产品的信息。
c) 态度和态度信心采用与实验1一样的测量方式。
4. 步骤：被试首先被随机分配进4组（高/低吸引力*相关/不相关）中，然后根据该组的相关性阅读不同信息，随后根据该组的吸引力被展示信息的提供者（信息源）的照片。最后，参与者报告他们对信息的态度以及他们对这些态度的信心。
5. 结果：
a) 外表吸引力对态度的影响：双因子方差分析发现，外表吸引力对态度的主显著（高吸引力组：M=5.73, SD=1.16；低吸引力组：M = 5.09, SD = 1.57；F (1,122) = 6.59, p = .011, η2= 0.05）；而信息相关性不管是主效应还是交互效应都不存在显著效应。
b) 外表吸引力对态度信心的影响：双因子方差分析结果显示，外表吸引力和信息相关度对态度信心的主效应都不显著，但是外表吸引力与信息相关性的交互效应显著（F (1, 122) = 12.65, p = .001, η2= 0.09）。当信息不相关（清洁产品）时，结果与实验1一致，高吸引力组相较于低吸引力组态度信心更低；而当信息相关（护肤品）时，高吸引力组相较于低吸引力组态度信心更高（见图2）。
c) 综上，实验2验证了纠正效应是因为人们意识到自己的态度可能受到了与信息本身无关的吸引力的不当影响；而当信息本身与吸引力有关时，吸引力则能提升人们对态度的信心。
图2：实验2中外表吸引力和信息相关度对态度信心影响的交互作用
实验3
1. 目的：根据实验2的发现，我们发现虽然外表吸引力和信息相关度对态度信心产生了共同作用，但这种作用并没有体现在态度偏好上，相反外表吸引力对态度偏好有着显著的正效应。我们认为这是因为人们产生态度偏好时，更多的是一种自发的过程而很少对态度进行评估；但人们在反思态度信心时，则会认真的对态度进行重新评价（即元认知过程），从而产生了纠正效应。因此在实验3中，我们探究主动提醒被试忽略外表吸引力以唤起元认知过程是否会影响实验结果，采用2*2组间设计（高/低吸引力*提醒/不提醒）并假设在提醒的情况下，被试的态度偏好会发生纠正，但被试的态度信心不会受到影响，因为他们在产生态度信心时已经进行了元认知评价。
2. 被试：从Prolific Academic平台上以1.20美元为奖励招募了124名被试（性别：53.2%男性；年龄：Mean=27.3）。实验前通过G*Power软件进行了功效分析，结果显示在5%显著性水平和80%的统计功效下，126名被试的样本最小能发现的效应量f=.25。
3. 变量操纵与测量：
a) 外表吸引力的操纵方法与实验1一致。
b) 提醒/不提醒：不提醒组的操作与实验1中保持一致；而提醒组中，研究者指示被试在进行评价时忽略信息提供者的外表吸引力。
c) 态度和态度信心采用与实验1一样的测量方式。
4. 步骤：被试首先被随机分配进4组（高/低吸引力*提醒/不提醒）中，然后根据该组的相关性阅读不同信息，随后根据该组的吸引力被展示信息的提供者（信息源）的照片，最后，提醒组被提示忽略信息提供者外表吸引力的影响再进行态度和态度信心的评价，而不提醒组直接报告他们对信息的态度以及他们对这些态度的信心。
5. 结果：
a) 外表吸引力对态度的影响：双因子方差分析结果显示，外表吸引力和提醒对态度信心的主效应都不显著，但是外表吸引力与提醒的交互效应显著（F (1, 120) =3.89, p=.05, η2=0.03.）。在没有提醒时，被试相较于低吸引力组（M = 3.33, SD = 1.73）更偏好高吸引力组（M = 3.87, SD = 1.43）；而被提醒时，低吸引力组（M = 3.74, SD = 1.57相比于高吸引力组（M = 3.24, SD = 1.03）反而更受偏好（见图3）。
图3：实验3中外表吸引力与提醒对态度偏好的交互作用
b) 外表吸引力对态度信心的影响：结果显示，与实验1一致，外表吸引力降低了被试的态度信心；但没有发现提醒的主效应或交互效应。
c) 综上，实验3证明：在提醒的情况下，被试的态度偏好也会发生纠正，但被试的态度信心不会受到影响，因为他们在产生态度信心时已经进行了评价。
实验4
1. 目的：实验1、2、3已经验证了外表吸引力对于态度和态度信心的影响及其边界条件。实验4将探究态度信心在说服情境下的实际作用。具体来说，在呈现最初的信息之后，我们将给被试再次呈现一则与最初态度相反的信息。我们假设，信息源的外表吸引力会减弱人们对态度的信心，从而使得态度相反的信息更容易被接受（态度改变）。
2. 被试：从Prolific Academic平台上以1.20美元为奖励招募了122名被试（性别：53.3%男性；年龄：Mean=27.1）。实验前通过G*Power软件进行了功效分析，结果显示在5%显著性水平和80%的统计功效下，122名被试的样本最小能发现的效应量f=.24。
3. 变量操纵与测量：
a) 外表吸引力的操纵方法与实验1一致。
b) 态度采用和实验1一样的测量方式，但在呈现最初信息和之后的信息之后分别测量一次，共测量两次（态度1、态度2）。
c) 态度信心采用与实验1一样的测量方式，在呈现最初信息之后进行测量。
4. 步骤：被试被随机分配进2组（高/低吸引力）中，首先阅读最初的信息，其次根据该组的被分配吸引力被展示信息的提供者（信息源）的照片，然后测量其态度偏好（态度1）和态度信心，最后呈现与最初态度相反的信息并再次测量被试的态度（态度2）。
5. 结果：
a) 态度1与态度2的关系：2*2（高/低吸引力*态度1/2）重复测量方差分析显示，态度1显著高于态度2（F(1, 119)=34.14, p < .001, η2= 0.22），证明在受到相反态度信息的“攻击”之后，被试对原态度的偏好下降了，但并未发现吸引力的主效应或二者的交互效应。
b) 外表吸引力的调节作用：回归分析结果显示，态度1对态度2有着显著的预测作用，同时外表吸引力调节了这一效应，即相比于高吸引力组，低吸引力组态度1对态度2的预测作用更强（见图4）。
图4：实验4中外表吸引力对态度改变的调节作用
c) 被态度信心中介的调节作用：结构方程模型显示，态度信心显著中介了吸引力对态度1和态度2效应的调节作用，具体来说，在吸引力较高的情境下，被试的态度信心更低，从而导致态度1对态度2的预测作用降低（见图5）。
图5：实验4中的被中介的调节效应
总结论
综上，本研究通过4项实验对研究问题进行了探究，结果显示：
① 信息源的外表吸引力降低了接收者的态度信心；
② 吸引力与态度的相关程度调节了外表吸引力与态度信心的关系，在外表吸引力与态度本身相关时，外表吸引力反而提高了态度信心；
③ 当被提示吸引力可能产生的影响时，人们会纠正他们的态度，但不会改变自己的态度信心，这是因为人们在产生态度信心时已经重新评价了自己的态度；
