Attachment Theory and Intergroup Bias Evidence That Priming the Secure Base Sche

תיאוריות ההיקשרות והטיה בין קבוצות: הוכחות כי הטרמת תכנית הבסיס הבטוח מקטינה תגובות שליליות לקבוצות חיצוניות

חמישה מחקרים בדקו את ההשפעות של הטרמת תכנית הבסיס הבטוחה על הטיה בין קבוצות. בנוסף, מחקרים 1-2 בדקו את ההשפעות של סגנון ההתקשרות המערכתית, מחקרים 2-5 בדקו את פרשנות מצב הרוח, מחקר 3 בדק את התפקיד המתווך של הערכת איום, ומחקרים 4-5 בדקו את ההשפעות של הטרמת בסיס מאובטח בזמן שנגרם איום להערכה עצמית או לתפיסת עולם תרבותית. הטרמת בסיס בטוח הובילה לפחות תגובות הערכה שליליות כלפי קבוצות חוץ, מאשר תגובות הערכה חיוביות ותנאי בקרה ניטרלית. בנוסף, מכיוון שההשפעות של הטרמת בסיס בטוח לא היו תלויות בסגנון התקשרות ולא הוסברו על ידי שינוי במצב הרוח, הם תווכו על ידי הערכת איומים והתרחשו גם כאשר היה איום על ההערכה עצמית או על השקפת העולם התרבותית. הדיון מדגיש את הרלוונטיות של תיאוריית ההתקשרות להבנת עמדות בין קבוצות.

בשנים האחרונות ניסו חוקרים ותאורטיקנים לשלב באופן רעיוני את כלל הספרות על יחסים בינאישיים ומערכות יחסים בין קבוצות (למשל, Devine, Evett, & Vasquez-Suson, 1996; Mackie & Smith, 1998; Smith, Murphy & Coats, 1999). לדוגמא, סמית ‘ואח’. (1999) תיארו את ההקבלות בין תיאוריית ההתקשרות של Bowl (1969, 1973), העוסקת בתחושת הביטחון במערכות יחסים קרובות, לבין רגשותיו של האדם כלפי קבוצות שאליהן הוא שייך. בסדרת המחקרים המדווחים כאן אנו נוקטים בגישה אינטגרטיבית זו ובודקים את הרלוונטיות של תיאוריית ההתקשרות לצורך הסבר עמדות בין קבוצות. באופן ספציפי, אנו מתמקדים בכמה מהרעיונות החשובים של בולבי (1973) בנוגע לקשר בין מערכת ההיקשרות לתגובות לאנשים לא מוכרים ושונים, ואנו בוחנים את ההשפעות של הפעלת תחושת הביטחון של היקשרות על תגובה בין קבוצתית המטרידה מוסרית – הנטייה לגרוע ולדחות אנשים השונים מהם (חברי קבוצה חיצונית).

תיאוריה ומחקר על תחושת בסיס בטוח

אחד העקרונות הבסיסיים בתיאוריה של בולבי (1973) הוא כי אינטראקציות עם אנשים משמעותיים אחרים הזמינים ותומכים בתקופות של לחץ משפיעות על היווצרות תחושה של “בסיס מאובטח”, או מה ש- Sroufe and Waters (1977) כינו הרגשת ביטחון. ניתן לראות בתחושה זו את ההיבט הקוגניטיבי-רגשני של אב-טיפוס או תסריט בין-אישי (Waters, Rodrigues, & Ridgeway, 1998). באופן תיאורטי, התסריט כולל משהו כמו ההצעות הבאות אם-אז: אם אני נתקל במכשול או אמצא במצוקה, אני יכול לפנות לאחר משמעותי לעזרה; סביר להניח שהוא או היא יהיו זמינים ותומכים; אני אחווה הקלה ונוחות כתוצאה מקרבה לאדם זה; לאחר מכן אוכל לחזור לפעילויות אחרות. במונחים של באולבי (1973), התחושה של בסיס בטוח מספקת לאדם מסגרת לשמירה על רווחה, גיבוש מחשבות/סמלים יעילים לוויסות רגשות, פיתוח מודלים חיוביים של עצמי והאחרים ופעילות חקר ונטילת סיכונים.

למרות שתחושת הבסיס הבטוח עשויה להיווצר במהלך אינטראקציות מוקדמות עם מטפלים ראשוניים, טען בולבי (1988) כי כל אינטראקציה משמעותית עם אחרים משמעותיים לאורך החיים עשויה להשפיע על אמונותיו של האדם  לגבי זמינותם ותמיכתם של אחרים. יתרה מזאת, למרות שתחושת הבסיס הבטוח עשויה להיות די כללית, מקובל גם שאנשים מפתחים אמונות ספציפיות לגבי זוגיות המאורגנות סביב חוויות בפועל עם בן זוג ספציפי. אמונות אלה אינן בהכרח תואמות או לא תואמות את התחושה הכרונית הכללית יותר של קיום בסיס בטוח (Collins & Read, 1994). למעשה, כמו כל ייצוג קוגניטיבי-רגיש, ניתן להפעיל את התחושה של בסיס בטוח על ידי מפגשים ממשיים או דמיוניים עם אחרים זמינים ומגיבים, אפילו בקרב אנשים שיש להם ספק כרוני לגבי הבסיס הבטוח שלהם (Baldwin, 1992, 1997).

בשני העשורים האחרונים, מספר רב של מחקרים בדקו את התחושה של בסיס בטוח בגיל הבגרות. האסטרטגיה הנפוצה ביותר היא לבחון קשרים בין התחושה הכרונית והכללית של בסיס בטוח לבין מבנים רלוונטיים תיאורטית. באופן ספציפי, קו מחקר זה התמקד בסגנון ההתקשרות של אדם והשווה בין אנשים המדווחים על סגנון בטוח עם אלו המדווחים על סגנונות פחות בטוחים (ראו JA Feeney, 1999; Shaver & Clark, 1994; Shaver & Hazan, 1993, לביקורות). נראה כי מבנה יחסי זה מאורגן סביב שני ממדים בסיסיים (Brennan, Clark, & Shaver, 1998). הממד הראשון, המכונה בדרך כלל הימנעות, משקף את המידה בה אנשים לא מאמינים ברצונם הטוב של אחרים ושואפים לשמור על מרחק רגשי ולהישאר בלתי- תלויים בבן זוג ובזוגיות. הממד השני, המכונה חרדה בדרך כלל, משקף את המידה שבה אנשים חוששים שבן או בת הזוג לא יהיו זמינים או תומכים בעת הצורך. אנשים שמקבלים ציון נמוך בשני הממדים הללו מציגים את הסגנון הבטוח ומאופיינים בתחושה ממושכת של בסיס בטוח.

באמצעות מדדים לדיווח עצמי של סגנון ההיקשרות, נסיונות החוקרים תמכו בהרחבה בהשערותיו של בולבי (1969) על ההשפעות הפסיכולוגיות של תחושת בסיס בטוח באמצעות מדדי דיווח עצמי של סגנון ההיקשרות. ראשית, אנשים עם ציונים נמוכים בחרדת התקשרות והימנעות, מגיבים לאירועים מלחיצים עם רמות מצוקה נמוכות יותר ועוררות פיזיולוגית חלשה יותר מאשר אנשים שמשיגים ציון גבוה בממדים אלה (למשל, BC Feeney & Kirkpatrick, 1996; Mikulincer & Florian, 1998) . שנית, אנשים עם ציונים נמוכים בחרדה ובהימנעות נוטים יותר להתמודד עם לחץ על ידי הסתמכות וחיפוש תמיכה בהשוואה לאנשים שמשיגים ציונים גבוהים של ממדים אלה (למשל, Fraley & Shaver, 1998; Simpson, Rholes, & Nelligan, 1992 ). שלישית, אנשים שציוניהם נמוכים בהימנעות מחזיקים בציפיות חיוביות יותר כלפי בני זוג במערכות יחסים ומסבירים התנהגויות חלקיות במונחים חיוביים יותר מאשר אנשים שמקבלים ציון גבוה בממד זה (למשל, Collins, 1996; Collins & Read, 1990). רביעית, אנשים שמשיגים ציונים נמוכים על חרדה מדווחים על הערכה עצמית גבוהה יותר ומחזיקים בדעות עצמיות חיוביות יותר מאשר אנשים שמשיגים ציון גבוה בממד זה (למשל, Bartholomew & Horowitz, 1991; Mikulincer, 1998). חמישית, אנשים בעלי ציונים נמוכים בחרדת היקשרות והימנעות הם בעלי סיכוי גבוה יותר לפתוח את המבנים הקוגניטיביים שלהם לעדויות חדשות ולשלב אותם בשיפוטיהם, מאשר אנשים שמבקשים גבוה בממדים אלה (למשל, מיקולינצר, 1997). חמישית, אנשים בעלי ציונים נמוכים בחרדת היקשרות ובהימנעות הם בעלי סיכוי גבוה לפתוח את המבנים הקוגניטיביים שלהם לראיות חדשות ולשלב אותן בשיפוטיהם יותר מאשר אנשים שמשיגים ציון גבוה בממדים אלה (למשל, מיקולינצר, 1997).

למרות שהמחקרים שהוזכרו לעיל תרמו להבנת ההבדלים בסגנונות היקשרות, הם תואמים באופיים, ועוררו שוב ושוב מחלוקת בנושאי מדידה (למשל, Brennan et al., 1998). בנוסף, מחקרים אלה לא העריכו או הפעילו את הנגישות הקוגניטיבית של תחושת בסיס בטוח ולא סיפקו כל הוכחה לכך שתחושה זו היתה פעילה לפני או במהלך הערכת המשתנים התלויים. מכאן שההשפעות שנצפו יכולות להיות מוסברות על ידי גורמים שאינם תחושת בסיס בטוח. יתר על כן, מחקרים אלה התעלמו מהעובדה שרוב האנשים מחזיקים בסכמות היקשרות מרובות וכי מחשבות וזיכרונות היקשרות הולמים ולא הולמים עשויים להתקיים יחד עם סגנון התקשרות כוללני מסוים במבנה הקוגניטיבי של האדם (Baldwin, Keelan, Fehr, Enns, & קו רנגאראג’ו, 1996). למעשה, אפילו אנשים עם סגנון היקשרות לא בטוח יכולים להיות בעלי זיכרונות של היקשרות בטוחה, וזיכרונות אלה יכולים להיות מופעלים על ידי מערך רחב של רמזים חיצוניים ופנימיים, ללא קשר לווריאציות בסגנון ההתקשרות הגלובלי (Baldwin et al., 1996).

לאחרונה, מספר חוקרים אימצו אסטרטגיית מחקר אלטרנטיבית שנראית כמתאימה יותר לבדיקת תחזיות סיבתיות לגבי השפעות התחושה של בסיס בטוח על מבנים רלוונטיים תיאורטית. באמצעות הפעלת טכניקות אתחול מאומתות היטב חוקרים אלה הפעילו בהקשר את מה שנקרא סכמת הבסיס הבטוח והעריכו את השפעותיה הפסיכולוגיות. בסך הכול, הפעלת ההקשר של תחושת בסיס בטוח גורמת לאנשים להגיב באופן דומה לאנשים שיש להם תחושת ביטחון ממושכת. לדוגמא, Baldwin (1994) מצא כי חשיפת המשתתפים לשם של מישהו תומך הובילה להערכה עצמית חיובית יותר. פירס וליידון (1998) מצאו כי הטרמת המילים הקשורות לקרבה הגבירה את ההסתמכות על חיפוש התמיכה והקטינה את ההסתמכות על אסטרטגיות להשמדה עצמית כאשר אנשים התמודדו עם לחץ. יתר על כן, הטרמת זיכרונות של ביטחון היקשרות גורמות לאנשים לתפוס אחרים במונחים תומכים יותר (Cohen, Towbes, & Flocco, 1988) ולהגביר את הפתיחות הקוגניטיבית בתגובה למידע שאינו תואם -אמונה (Mikulincer & Arad, 1999). חשוב להזכיר בהקשר הנוכחי כי פירס ולידון (1998) ומיקולינצר וארד (1999) לא מצאו שום התמתנות בהשפעות של הטרמת בסיס בטוח על ידי סגנון היקשרות. כלומר, סגנון היקשרות ממושך לא השפיע על הרגישות להפעלת ההקשר של סכמת הבסיס הבטוח. למעשה, הפעלה כזו הניבה תגובות דומות אצל אנשים שדיווחו על חרדות היקשרות גבוהות או נמוכות במערכות יחסים קרובות.

במחקרים שדווחו כאן אנו משתמשים באסטרטגיית ההטרמה הניסיונית על מנת לתמוך בהצעתו של בולבי (1969) כי תחושת הבסיס המאובטח ממלאת תפקיד בוויסות תגובות הפחד לאנשים אחרים, במיוחד אלו השונים מעצמנו או יחסית לא מוכרים. בבירור רעיונותיו אודות מערכות התנהגות, הציע בולבי (1969) כי הפעלת מערכת ההיקשרות קשורה קשר הדוק להפעלת מערכת הפחד בכלל ולפחד המולד של זרים בפרט. על בסיס מחקר אתולוגי (למשל, Bronson, 1968; Collard, 1967), ציין בולבי (1969) כי תינוקות נבהלים מאנשים זרים וכי חפצים, מקומות ואנשים לא מוכרים הם “רמזים טבעיים לסכנה” (עמ ‘124). בולבי (1969) גם הציע כי רמזים אלה לסכנה יובילו תינוקות לחפש קרבה לדמויות התקשרות וכי הזמינות והתמיכה של דמויות אלה מקלות על תגובת הפחד המולד. מניתוח זה עולה כי התחושה של בסיס בטוח צריכה להפחית תגובות שליליות לזרים ולעודד יחס סובלני יותר כלפי חוסר היכרות וחידוש. העובדה שמטפלת זמינה מצמצמת את הפחד של תינוק מזרים תומכת בתפיסה זו (למשל, Morgan & Ricciuti, 1969; Sorce & Emde, 1981). יתרה מזאת, לילדים בטוחים יש עמדות חיוביות יותר כלפי גירויים חדשים והם עורכים אינטראקציות חיוביות יותר עם זרים מאשר ילדים חסרי ביטחון (למשל, Arend, Gove & Sroufe, 1979; Moss, Gosselin, Parent, Rousseau, & Dumont, 1997).

ביישום והרחבת רעיונותיו של Bowlby (1969) לחקר מבוגרים, אנו בוחנים את ההשפעות של הפעלה הקשרית של תחושת בסיס בטוח על תגובות כלפי אנשים השונים  או שאינם שייכים לקבוצה החברתית של האדם. בהמשך לסיווג התינוקות את האנשים למעמד מוכר ולא מוכר, ילדים, מתבגרים ומבוגרים מרחיבים את תהליך הסיווג הזה לקבוצות חברתיות המגדירות את “אנחנו” (הקבוצה הפנימית) כשונים מן ה”הם “הלא מוכרים, הלא ידועים (קבוצת – החוץ); אלפורט, 1954). תהליך קוגניטיבי זה אינו טבעי מבחינה רגשית אלא נראה קשור לתהליכים מוטיבציוניים בסיסיים וגורם לתפיסה מוטה של ​​הקבוצה הפנימית כטובה יותר מהקבוצה החיצונית (למשל, Devine, 1995). הפסיכולוגיה החברתית תיעדה בהרחבה תפיסה מוטה במחקרים שבדקו דעות קדומות (למשל, Tajfel, 1982) ופייבוריטיזם קבוצתי (למשל, Devine, 1995). אנו משערים כי ניתן למתן נטייה זו על ידי הפעלה הקשרית של סכמת הבסיס הבטוח, ולאפשר לאנשים להיות פחות שליליים כלפי חברי הקבוצה החיצונית.

הטיה בין קבוצות ותגובות לקבוצות חיצוניות

הטיה בין קבוצות – הנטייה לתפיסת קבוצות חוץ כשונות מעצמנו וכפחות רצויה מבני –בריתנו/ בני- ארצנו – היא הטיה ברורה וחודרנית (ראו Devine, 1995, לבדיקה). ברוב הנסיבות, אנשים נוטים לתפוס ולהיזכר בחברי הקבוצה שלהם כבעלי תכונות ויכולות חיוביות יותר מאשר חברי קבוצות אחרות (למשל, Brewer & Kramer, 1985). יתר על כן, אנשים נוטים לספק הסברים סיבתיים המשרתים יותר תוצאות שהתקבלו בקבוצה שלהם מאשר תוצאות של קבוצה חיצונית (למשל, Hamilton & Trolier, 1986). אפילו ההתוויות הלשוניות המשמשות להבחנה בין קבוצות-פנימיות לקבוצות חיצוניות נוטות להקל ולשמור על הטיה בין קבוצות (למשל, Dovidio & Gaertner, 1993).

על פי תורת הזהות החברתית (Tajfel & Turner, 1986), תגובות שליליות לקבוצות חיצוניות משרתות פונקציה להגנה עצמית. אנשים מונעים לשמור על הערכה עצמית, וחברות בקבוצה מהווה מקור בסיסי להערכה עצמית. לכן שמירה על הערך הנתפס של הקבוצה תורמת להערכה העצמית. כמובן ששמירה על הערך הגבוה של הקבוצה כרוכה בהשוואה עם קבוצות אחרות מבחינת מאפיינים המעדיפים את הקבוצה. לאחר התפיסה של “אנחנו”, אנשים עשויים לשמור על הערכה עצמית על ידי חיפוש אחר הבדלים בין קבוצתיים המראים את עדיפות הקבוצה שלהם, ביטול ההבדלים המראים עדיפות של הקבוצה החיצונית, וראיית החברים בקבוצה החיצונית  כנחותים מחברי הקבוצה הפנימית (Tajfel) & טרנר, 1986).

מחקרים תמכו בטענה שמניעים להגנה עצמית עומדים בבסיס ההטיות בין קבוצות. פיין וספנסר (1997) מצאו כי התגובות השליליות לקבוצות החוץ גברו לאחר משוב של כישלון. במקרה זה, ההערכה העצמית הייתה מאוימת, ואולי אנשים היו מונעים להגן עליה על ידי פיחות קבוצות קיצוניות. מעניין שפיין וספנסר (1997) מצאו גם שכשניתנת למשתתפים אפשרות לקיים את זהותם העצמית, הם נוטים פחות להגיב באופן שלילי כלפי קבוצות חוץ. בנוסף, כמה מחקרים מצאו כי אנשים עם הערכה עצמית גבוהה, הנוטים להיות בעלי מוטיבציה להגן על ההערכה העצמית שלהם, הראו תגובות שליליות יותר לקבוצות חוץ מאשר אנשים עם הערכה עצמית נמוכה, אשר נוטים להיות פחות מונעים על ידי מניעים להגנה עצמית (למשל, Crocker & Luhtanen, 1990; Hogg & Abrams, 1990).

הסבר אלטרנטיבי להטיה בין קבוצות הוצע על ידי סטפן וסטפן (1985), שהדגישו את הערכת הקבוצות החיצוניות כמקור לאיומים פוטנציאליים. לדעתם, ישנם ארבעה סוגים של איומים המובילים אנשים להגיב לשלילה כלפי קבוצות חוץ. ראשית, חברי הקבוצה החיצונית עשויים להוות איום ריאלי על רווחתו הפיזית והפסיכולוגית של האדם, כמו גם על הכוח הפוליטי, הכלכלי והתרבותי של הקבוצה (למשל, Quilianian, 1995). שנית, חברים מחוץ לקבוצה עשויים לאיים באופן סמלי על השקפת עולמו של היחיד, איום אשר נגזר מהבדלים בין הקבוצות בערכים ובאמונות (למשל, Esses, Haddock & Zanna, 1993). שלישית, המפגש עם חברים מקבוצות חיצוניות עשוי לעורר חרדה בגלל הציפייה לתוצאות שליליות כמו פסילה ודחייה (למשל, Stephan & Stephan, 1993). רביעית, סטריאוטיפים של חברי הקבוצה החיצונית עשויים לעורר ציפיות שליליות לאינטראקציות עמוסות עימותים (למשל, סטפן, יבארה, מרטינז, שוורצוואלד וטור-כספה, 1998). מספר מחקרים הראו כי איומים מסוג זה תורמים להתפתחות של תגובות שליליות לקבוצות החיצוניות (ראו סקירה של Stephan & Stephan, 1993; Ybarra & Stephan, 1994).

ברוח הקשר זה, תיאוריית ניהול הטרור (TMT; גרינברג, פיז’צ’ינסקי וסולומון, 1997) מציעה כי תגובות שליליות לקבוצות -חוץ נגזרות מהאיום הסמלי שאותן קבוצות מהוות לאמונה בתפיסת העולם תרבותית. על פי נתוני TMT, השקפות עולם תרבותיות מספקות לאנשים סדר ומשמעות ועשויים לאגף את החרדה הנגרמת על ידי מודעות להגעת המוות בסופו של דבר והכרה בכך שהעולם הוא מקום מסוכן (למשל, גרינברג ואח ‘, 1997). כתוצאה מכך אנשים מונעים להגן על השקפת עולמם ולדחות אמונות המאיימות על תוקפה. TMT טוען גם שתזכורות מוות מחמירות את התגובות השליליות לקבוצות -חוץ, מה שעשוי לחזק את האמונה בתפיסת העולם של האדם ולהאיץ את אימת המוות (למשל, גרינברג ואח ‘, 1997). לתמיכה בהשקפה זו, גרינברג ואח ‘. (1990) מצא כי תזכורות מוות הובילו סטודנטים נוצרים להגיב בצורה חיובית יותר כלפי סטודנט נוצרי ובצורה שלילית יותר כלפי סטודנט יהודי. לפיכך, הרמון-ג’ונס, גרינברג, סולומון, סיימון ופישצ’ינסקי (1996) דיווחו על חיזוק ההעדפה הפנים-קבוצתית בעקבות תזכורות מוות, אפילו בפרדיגמת “הקבוצה המינימלית”. ממצאים אלו תואמים את טענתם של גרינברג ואח ‘(1997) כי תגובות שליליות לקבוצות חוץ מאפשרות לאנשים להגדיר מחדש את תקפותן של השקפות העולם עליהן הם מסתמכים בשביל לחוש ביטחון.

המחקרים הנוכחיים

בסדרת המחקרים המדווחים כאן אנו מראים כי תיאוריית ההיקשרות שופכת אור על התהליכים העומדים בבסיס התגובות השליליות לקבוצות -חוץ. היינו מעודדים להתמיד באפשרות זו על ידי ניסיונות קודמים לשלב את מושגי תורת ההיקשרות עם ספרות המחקר בנושא יחסי גומלין בין קבוצות (למשל, Smith et al., 1999). לדברי סמית ‘ואח’. (1999) ניתן להשתמש במבנים שפותחו במסגרת תורת ההיקשרות כדי להסביר קשרים לקבוצות, וניתן להקביל בין רגשות היקשרות הקשורים לבן הזוג לבין רגשות כלפי קבוצה. עבודה תיאורטית ואמפירית גם עודדה אותנו כשהראתה כי כינון מערכות יחסי-היקשרות עם חברים מחוץ לקבוצה הינו צעד חשוב להפחתת תגובות שליליות אליהם ולקבוצותיהם (למשל, Pettigrew, 1997; Wright, Aron, McLaughlin-Volpe, & רופ, 1997).

ההשערה העיקרית שלנו היא שהפעלה קונטקסטואלית (הקשרית) של התחושה של בסיס בטוח מקטינה תגובות שליליות לקבוצות -חוץ. השערה זו מבוססת על ממצאי עבר המראים כי בטחון היקשרות קשור להערכה עצמית, הערכות פחות הרסניות של אירועים מאיימים, ודרכים קונסטרוקטיביות יותר להתמודדות עם איומים – שלושה מנגנונים שנראים מעורבים בתגובות לקבוצות חוץ. אנשים עם תחושה חזקה של בסיס בטוח נוטים לשמור על הערכה עצמית גבוהה ויציבה מבלי להסתמך על שיפור עצמי הגנתי או הטיות ניפוח עצמי (Mikulincer, 1998). יתר על כן, אנשים עם תחושה חזקה של בסיס בטוח נוטים להעריך אירועים מאיימים בצורה אופטימית ומאמינים ביכולתם להתמודד ביעילות עם אירועים אלה (ראו Mikulincer & Florian, 1998, לבדיקה). לבסוף, בטחון היקשרות קשור לדרכים בונות להתמודדות עם לחץ בכלל ועם מודעות למוות בפרט (למשל, Mikulincer & Florian, 1998, 2000). כלומר, נראה כי התחושה של בסיס בטוח הופכת איומים לאירועים הניתנים יותר לניהול , מבלי להפעיל צורך לשיפור עצמי או אמצעים אחרים להימנעות התקפה. באופן דומה, הפעלה של בסיס בטוח צריכה להחליש תגובות שליליות לקבוצות-חוץ. במילים אחרות, תגובות שליליות לקבוצות -חוץ צריכות להיות פחות נחוצות כאשר לאנשים יש תחושה חזקה כי הבסיס הפסיכולוגי שלהם הוא בטוח.

ההשערה העיקרית שלנו מבוססת גם על הקשר התיאורטי בין התקשרות לחקירה (Bowlby, 1988). כפי שנבדק קודם לכן, התחושה של בסיס בטוח מאפשרת לאנשים לפתוח את הסכמות שלהם למידע שאינו מתאים לאמונה (Mikulincer, 1997). הפעלת התחושה של בסיס בטוח עשויה לגרום לאנשים להאמין כי העמימות הנוצרת על ידי מידע שאינו מתאים לאמונות  ניתנת לפתרון וכי יש להם את הכישורים הדרושים לעיבוד מידע זה מבלי להיכנע לחוסר ארגון קוגניטיבי. פתיחות קוגניטיבית זו צריכה להיות נכס במפגשים עם קבוצות -חוץ, ולהקטין את התגובות השליליות לאנשים הנחשבים כשונים.

מחקר 1

במחקר 1 בדקנו את ההשפעות של הטרמת סכמת הבסיס הבטוח על התגובות לחברים בקבוצה ומחוץ לקבוצה. בגלל הזמינות שלהם, המשתתפים שלנו היו סטודנטים ישראלים באוניברסיטה יהודית שעבורם יהודים ישראלים הם מתוך הקבוצה וערבים ישראלים הם קבוצת- חוץ. אף על פי שיהודים וערבים חיים יחד במדינת ישראל, שתי הקבוצות הדתיות-אתניות מופרדות מאוד ויש להן היסטוריה ארוכה של קונפליקט פוליטי, תרבותי וטריטוריאלי. יתרה מזאת, יהודי ישראל נוטים להגיב לערבים ישראלים בעוינות ובדעות קדומות (ר ‘בן ארי ואמיר, 1988).

במחקר 1, סכמת הבסיס הבטוח נוצרת על ידי הצגה תת-הכרתית של מילים המדגימות סכמה זו (למשל, אהבה, תמיכה). הליך זה פותח במקור על ידי ארנדט, גרינברג, פיז’צ’ינסקי וסולומון (1997), שהציגו באופן תת הכרתי מילים הקשורות למוות להטרמת מחשבות שקשורות למוות. פירס ולידון (1998) השתמשו גם בגרסה דומה של נוהל זה, במסגרתה הם הציגו באופן תת הכרתי מילים הקשורות להיקשרות להטרמת סכמות היקשרות. השווינו את ההשפעות של הליך הטרמה זה עם ההשפעות של שני תנאי בקרה. במצב בקרה אחד, המשתתפים נחשפו באופן תת הכרתי למילים ניטרליות שאינן קשורות להתקשרות (למשל, שולחן, סירה). במצב שליטה אחר, המשתתפים נחשפו באופן תת הכרתי למילים שיש להם קונוטציה רגשית חיובית (למשל, הצלחה). תנאי בקרה שני זה נכלל משתי סיבות. ראשית, למלים המדגימות את סכמת הבסיס הבטוח יש קונוטציה חיובית (Mikulincer, Birnbaum, Woddis, and Nachmias, 2000). שנית, ישנן עדויות לכך שההשפעה החיובית יכולה להשפיע על הטיה בין הקבוצות (למשל, דובידיו, גרטנר, איסן, ו- Low -ance, 1995). כדי לתאר את ההשפעות הייחודיות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות לקבוצות -חוץ, היינו צריכים להשוות בין השפעות אלה לבין ההשפעות של הטרמת מילים חיוביות משפיעות שאינן קשורות ישירות להיקשרות.

תוך הפעלת סכמת הבסיס הבטוח באופן ניסיוני, לקחנו בחשבון גם את הנגישות הממושכת של הסכימה הזו – כלומר את סגנון ההתקשרות של האדם. באופן ספציפי, רצינו לבחון האם ההשפעה של הכנת סכמת הבסיס הבטוח תהיה תלויה בסגנון ההיקשרות של האדם. על בסיס ממצאים קודמים (למשל, Pierce & Lydon, 1998; Mikulincer & Arad, 1999) אנו מציעים כי ההשפעות של הטרמת סכמת הבסיס הבטוח אינן תלויות בסגנון ההיקשרות של האדם. מכיוון שלכל בני האדם יש מערכת היקשרות-התנהגות והם עשויים להגיב לתחושת ביטחון משופרת, כולם עשויים להיות רגישים להשפעות של הטרמת בסיס בטוח, ללא קשר לשונות בסגנון ההיקשרות. אפילו עבור אנשים המחזיקים בסגנון היקשרות בטוח, הטרמת בסיס בטוח מפעילה באופן הקשרי ייצוגים ספציפיים של בטחון היקשרות המתפרסים על גבי רשת הזיכרון הסמנטית ואז מורכבת הנגישות הממושכת של האנשים לתחושת הבסיס הבטוח.

מחקר 1 מורכב משני מפגשים. בראשון, כל המשתתפים מלאו מדד לדיווח עצמי של סגנון ההיקשרות. בשני, הם השלימו משימת קשרי מילים ממוחשבת, בה הם חולקו באופן אקראי לשלושה תנאי התחלה תת- הכרתיים: הטרמת בסיס בטוח, הטרמת השפעה חיובית (אפקט חיובי), והטרמה ניטרלית. בעקבות הליך ההכנה התבקשו המשתתפים להעריך שני סטודנטים נוספים ברשימת התכונות. אחד התלמידים היה יהודי ישראלי (חבר בקבוצה) והשני ערבי ישראלי (חבר מחוץ לקבוצה). התחזיות היו כדלקמן:

1. בהתאם למחקרים קודמים בנושא הטיה בין קבוצות, המשתתפים יעריכו את החבר בקבוצה בצורה חיובית יותר מאשר חבר מחוץ לקבוצה.

2. הטרמת סכמת הבסיס הבטוח תפחית את ההטיה הקבוצתית. המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח יראו תגובות פחות שליליות למטרה מחוץ לקבוצה מאשר התופעות שיוצגו על ידי המשתתפים בתופעות ההטרמה החיובית ובתנאי ההטרמה הנייטרליים.

מחקר 1 בוחן גם את יחסי-הגומלין האפשריים של גישה כרונית והקשרית לתחושת הבסיס הבטוח. באופן ספציפי, אנו בוחנים את ההשפעות הייחודיות והאינטראקטיביות של הטרמת בסיס בטוח וסגנון ההיקשרות של המשתתפים על תגובות לחבר מחוץ לקבוצה.

שיטה

משתתפים   מאה ארבעים ושמונה סטודנטים ישראלים לתואר ראשון במדעי החברה (90 נשים ו 58 גברים בטווח הגילאים 19 עד 29, ממוצע = 23) מאוניברסיטת בר אילן, האוניברסיטה הישראלית הדתית, השתתפו במחקר במסגרת דרישות המחקר. (1)

חומרים ותהליך המחקר נערך בשני מפגשים (2). במפגש הראשון, שהתרחש בזמן ההרצאה, המשתתפים מילאו מדד עצמי של סגנון ההיקשרות. סולם זה כלל 10 פריטים שנועדו להעריך את שני הממדים העיקריים של סגנון ההיקשרות: הימנעות וחרדה (Brennan et al., 1998). ההחלטה להשתמש במדידות ממדיות של סגנון היקשרות התבססה על הדגמה של Fraley and Waller (1998) כי מדדים קטגוריים של סגנון היקשרות אינם מספקים תמונה מלאה של השונות בארגון ההיקשרות. יתר על כן, ברנן ואח ‘. (1998) הראו כי מבנה דו ממדי עומד בבסיס רוב המדדים של סגנון ההיקשרות של מבוגרים.

כדי למדוד את שני הממדים בעברית, פירקנו את התיאורים של חזן ושייבר (1987) של סגנונות אמביוולנטיים להימנעות וחרדה ובנינו 5 פריטים לכל סגנון (לפרטים, ראו מיקולינצר, פלוריאן וטולמץ ‘, 1990). המשתתפים התבקשו לקרוא כל פריט ולדרג את המידה בה הוא תיאר אותם בסולם של 7 נקודות שנע בין כלל לא (1) להרבה מאד (7).

___________________________________________________________________

(1) בכל חמשת הניסויים לא היו הבדלים מובהקים בין תנאי ההטרמה בהתפלגות המגדרית. יתר על כן, לא היו כל אינטראקציות משמעותיות של מגדר כגורם עם הטרמה, שיוך, יעד או משתנים עצמאיים אחרים בניבוי אחד מהמשתנים התלויים.

(2) בכל חמשת הניסויים, כל המשתתפים שפנו אליהם במקור, השתתפו בפגישה ניסיונית אם הם בחרו לעשות זאת. אולם לפני שעזבו את המפגש הם השלימו גיליון דמוגרפי קצר בו דיווחו, בעיצומם של פריטי מילוי, על הלאום שלהם (יהודי, ערבי, דרוזי), רמת הדתיות, מקום הלידה והנטייה המינית. לאחר מכן נעשה שימוש בנתונים לקביעת הזהות הקבוצתית של המשתתפים בניתוחים הסטטיסטיים. במחקרים 1 ו -5 כל המשתתפים היו יהודים ישראלים, ולכן כולם נכללו בניתוח התגובות לערבים ישראלים. במחקר 2, 33 חברי המדגם המקורי (N = 153) הגדירו עצמם כיהודים דתיים. לאחר מכן הם לא נכללו בניתוח התגובות ליהודים דתיים חרדים. במחקר 3 נולדו ברוסיה 20 חברים מהמדגם המקורי (N = 100); לפיכך הם לא נכללו בניתוח התגובות לעולים מרוסיה. במחקר 4, 8 משתתפים הגדירו את עצמם כבעלי אוריינטציה הומוסקסואלית, ולכן הם לא נכללו בניתוח התגובות להומואים.

מבדיקה מפורטת של פריטים אלה עולה כי פריטי החרדה תואמים את פריטי החרדה של ברנן ואח’ (1998) ופריטי ההימנעות תואמים את פריטי ההימנעות של ברנן ואח’ (1998). יתר על כן, ניתוח גורמים של 10 הפריטים שנערך על נתונים ממחקרים קודמים העלה כי הפריטים אכן היו מאורגנים סביב שני ממדי החרדה וההימנעות (למשל, Mikulincer et al., 1990). במדגם הנוכחי, האלפא של קרונבאך לשני הסולמות היה גבוה די הצורך (.73, .82), כך שחישבנו שני ציונים על ידי ממוצע פריטים שתואמים כל ממד. לא נמצא קשר מובהק בין שתי התוצאות הללו, r (138) = .07. בשני ציוני ההתקשרות לא נמצא הבדל משמעותי בין המינים.

המפגש השני, שנערך שבוע לאחר מכן על בסיס אינדיבידואלי על ידי נסיין אחר, הוצג כמחקר על תפיסה חברתית וגישות (3). על פי הוראות כלליות, ערכנו את סכמת הבסיס הבטוח באמצעות שיטה שפותחה על ידי Arndt et al. (1997). למשתתפים נאמר כי יבחנו במבחן יחסי מילים ממוחשב שיעריך את הקשר הנתפס בין מושגים חברתיים. הסברנו שבכל משפט שתי מילים יהבהבו ברצף על גבי מסך המחשב וכי על המשתתף לציין אם מילים אלה קשורות בחיוב או מתנגדות זו לזו, על ידי לחיצה על מקש shift ימני או שמאלי, בהתאמה. הדוגמה הבאה נמסרה: “אם אתה רואה את המילים דמוקרטיה ודת ואתה חושב שהן הולכות יחד, עליך ללחוץ על מקש ה shift הימני. עם זאת, אם אתה חושב שהן ניגודים, עליך ללחוץ על מקש ה  shift השמאלי.”

ביצענו את משימת יחסי המילים במחשב אישי של חברת Pentium IBM עם צג צבעוני SVGA. הבהירות והניגודיות הוגדרו מעט נמוך והמילים הוצגו באותיות לבנות על רקע שחור באמצע המסך. המשתתפים עבדו בקצב שלהם. כל ניסוי במשימה כלל הצגה רציפה של שלוש מילים. המילה הראשונה והשלישית היו המושגים החברתיים שביניהם היו אמורים המשתתפים לקבוע את סוג הקשר. ללא ידיעתו של המשתתף, מילים אלה שימשו מיסוך מקדים (ונקודת קיבוע) וכמיסוך לאחור בהתאמה, עבור הטרמות תת הכרתיות מכריעות (מיסוך מקדים= כאשר גירוי מיסוך מקדם את גירוי המטרה, מיסוך לאחור= כאשר גירוי מיסוך עוקב אחר גירוי המטרה); המילים הוצגו במשך 500 מילי-שניות. ההטרמות המכריעות – הקשורות לבסיס מאובטח, להשפעה חיובית או לנושא ניטרלי, תלוי במצב הניסוי, הוצגו בין שתי מילות המיסוך במשך 20 שניות. פרמטר זמני זה היה דומה לאלה ששימשו במחקרים קודמים (למשל, Murphy & Zajonc, 1993). אפילו כאשר מוצגת הטרמה לכל היותר עד 20 מילישניות, התבנית עשויה להישאר פעילה באופן זמני בשלבים המוקדמים של עיבוד חזותי. כדי להימנע מבעיה זו, מיסכנו את ההטרמה בכל משפט עם התפיסה החברתית השנייה, שהופיעה מיד לאחר ההטרמה. בדיקה מוקדמת הצביעה כי המשתתפים (N = 10) לא הצליחו לאתר את ההטרמה התת הכרתית לאחר הצגתם החוזרת (פחות מ- 1% מהגילוי הנכון).

משימת יחסי המילים כללה 60 ניסויים (עם מרווח פנימי של 2 שניות) שבהם הוצגו רצפים זוגיים שונים של 12 מושגים (למשל, דת, צבא). ההטרמות התת הכרתיות המכריעות כללו ארבעה מילים (ראה בהמשך לפרטים) שהוצגו באופן אקראי 15 פעמים במהלך 60 המשפטים. ניסויים סודרו באקראיות לכל המשתתפים. המשתתפים יועדו באקראי לאחד משלושה תנאים בהתאם לקווים הראשיים הקריטיים שהם קיבלו. עבור המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח (N = 48), ההטרמות היו ארבע מילים עבריות (קירבה, אהבה, חיבוק, עזרה), המציינות את השגת הקרבה לאחרים. עבור המשתתפים במצב הטרמת השפעה החיובית (N = 50), המטרימים היו ארבעה מילים עבריות (שמחה, הגון, מזל, הצלחה) שיש להם הצהרה חיובית אך ללא קשר ישיר להתקשרות. עבור המשתתפים במצב ההטרמה הנייטרלי (N = 50), המטרימים היו ארבעה מילים עבריות (משרד, שולחן, סירה, תמונה) שאין להן קונוטציות חיוביות או שליליות ואין להן קשר להתקשרות. כצפוי, לא מצאנו הבדלים משמעותיים בשני ציוני ההתקשרות בין שלושת התנאים הניסויים.

בתום משימת יחסי המילים, נאמר למשתתפים כי החלק הבא של המחקר יתמקד בהתרשמות שאנשים יוצרים זה על זה. נאמר להם כי יימסר להם מידע אישי שנמסר על ידי 2 משתתפים אחרים שאחר כך הם יפגשו וכי הם ישתמשו בחומר כדי להעריך יעדים אלה. ואז המשתתפים קיבלו סדרת שאלונים שמולאו על ידי שני אנשים שיוחסו כשייכים לסטודנטים באוניברסיטה ממגדר המשתתף עצמו. הם קיבלו גם שני סטים של טפסי הערכה ומעטפה. היו שתי גרסאות לשאלונים, האחד כאילו מילא חבר בקבוצה (סטודנט יהודי), והשנייה כאילו מילאה אותו חבר מקבוצת חוץ (סטודנט ערבי). ההליך והחומרים דומים לאלו ששימשו גרינברג ואח ‘. (1990). סדר ההצגה של שני המטרות היה מאוזן. המשתתפים העריכו את היעדים לפי סדר מסוים ודירגו כל אחד מיד לאחר קריאתם על האדם.

חומר היעד כלל שלושה שאלונים. ראשית, המשתתפים קיבלו שאלון רקע בו סיפקו שני התלמידים האמורים מידע דמוגרפי, כמו מין, גיל ומצב משפחתי. חשוב מכך, שאלון זה שאל גם על דת ההורים, ששימשה לתמרון שייכות המטרה. עבור היעד בקבוצה, שני ההורים היו יהודים. למטרה הערבית מחוץ לקבוצה, שני ההורים היו מוסלמים. שנית, המשתתפים קיבלו 10 שאלות “מי אני?”, בהן הנבדקים כתבו בחופשיות על הקריירה האקדמית, הציפיות וסגנון החיים שלהם. שתי הגרסאות היו כרוכות בתגובות דומות יחסית ל-10 שאלות “מי אני?”, למעט התשובה לשאלה השלישית, ששאלה לגבי זהות לאומית. היעד הקבוצתי הגדיר את עצמו כיהודי ישראלי. היעד מחוץ לקבוצה הגדיר את עצמו כאזרח ישראלי פלסטיני. שלישית, המשתתפים קיבלו סקר בנושאים חברתיים, במסגרתו המטרות שצוינו בסולם 7 נקודות, רמת ההסכמה שלהם עם 10 הצהרות. נבנו שתי גרסאות בקנה מידה זה, האחת נוטה לתגובות ליברליות והשנייה נוטה לתגובות שמרניות יותר. עמדות שונות הוצגו כך שהמטרות ייראו אנשים שונים. אישור העמדות השמרניות הליברליות היה מאוזן בין שיוך קבוצתי וחוץ קבוצתי. עבור מחצית מהמשתתפים, המטרה הקבוצתית ענתה על הגרסה הליברלית ובקבוצה החיצונית היעד היה הגרסה השמרנית. שאר המשתתפים קיבלו גרסאות הפוכות עבור כל יעד.

כל אחת משתי הערכות (אחת לכל יעד) כללה 15 פריטים; המשתתפים קיבלו הוראה לציין בסולם של 7 נקודות שנע בין כלל לא (1) עד מאוד (7) כמה מאפיין כל אחת מ -15 תכונות הייתה למטרה. 15 התכונות היו דומות לאלה שהשתמשו בהן גרינברג ואח ‘. (1990) והורכבו מ -9 תכונות חיוביות (כנות, עליזות, אמינות, אמינות, אינטליגנטיות, חמות, סבלניות, טובות לב, יציבות) ו 6 תכונות שליליות (טיעון, רדוף, חסר שדרה, אימפולסיבי, מניפולטיבי, עצלן). מקדמי אלפא עבור 15 הפריטים (לאחר היפוך סולם התגובה לתכונות שליליות) הצביעו על עקביות פנימית גבוהה (.91 עבור היעד בקבוצה, .94 עבור היעד מחוץ לקבוצה). לכן חישבנו ציון הערכה כולל לכל משתתף ולכל יעד. ציונים גבוהים יותר שיקפו הערכה חיובית יותר של היעד.

לאחר שהם מילאו את טפסי ההערכה, התבקשו המשתתפים להכניס אותם למעטפה, לאטום אותה ולשחרר אותה בתיבה כדי להבטיח אנונימיות. לאחר מכן, המשתתפים קיבלו שאלון קצר הנוגע למשימת יחסי המילים. הם נשאלו את השאלות הבאות: “כמה מילים ראית בכל תצוגה?” “האם ראית יותר משתי מילים שהבהבו בכל פעם?” “אם כן, האם זו אותה מילה או מילה שונה מזו

___________________________________________________________________

(3) בכל חמשת המחקרים, הנסיין לא היה מודע לתנאי ההתחלה ומניפולציות של שיוך היעד. במחקרים 1 ו -2, הנסיין לא היה מודע לציוני התקשרות. בגלל ההליך שבמחקר 4, הנסיין לא היה מודע למניפולציה של משוב.

(4) ניתוחי השונות הצביעו על כך שהתגובות ליעדים בקבוצה ומחוץ לקבוצה לא הושפעו באופן משמעותי מסדר הצגת היעד ולא מהגישה שהוסבה על ידי היעד. בנוסף, שני גורמים אלה לא התקשרו באופן משמעותי עם מצב ההטרמה, שיוך היעד או ציוני ההתקשרות כדי להשפיע על הערכות היעד.

שראית?” “אם אתה חושב שזו הייתה מילה אחרת, כתוב את מה שאתה חושב שאולי היה.” כל המשתתפים ענו שהם ראו רק שתי מילים בכל תצוגה. כלומר, אף אחד מהמשתתפים לא הצליח לגלות את ההטרמה התת הכרתית.

תוצאות ודיון

כדי לבחון תחזיות 1 ו -2, ערכנו ניתוח דו-כיווני של שונות (ANOVA) לבדיקת ההתחלה (בסיס בטוח, השפעה חיובית, ניטרליות) ולשיוך היעד (בקבוצה, מחוץ לקבוצה) על ציוני ההערכה (5). הגורם האחרון היה בתוך הנושא. ניתוח זה הניב את האפקט העיקרי המשמעותי על שיוך יעד, F (l, 145) = 48.83, p <.01, T / 2 = .24, כאשר המשתתפים העריכו את היעד בקבוצה בצורה טובה יותר מאשר היעד מחוץ לקבוצה (M = 4.39 לעומת M = 3.61). עם זאת, השפעה זו הוסמכה על ידי אינטראקציה משמעותית עם הטרמה, F (2, 145) = 6.79, p <.01, T) 2 = .09. בהתאם לחיזוי 2, בדיקות השפעה עיקריות פשוטות הראו כי ההערכה של הקבוצה הפנימית חיובית יותר מאשר יעד הקבוצה החיצונית באופן משמעותי רק במצב ההטרמה הנייטרלית, F (l, 145) = 21.51, p <.01 , ובמצב ההטרמה עם אפקט חיובי, F (l, 145) = 23.68, p <.01, אך לא במצב ההטרמה הבטוח (ראה אמצעים בטבלה 1). במקרה האחרון, לא נמצא הבדל בולט בין הערכות שני היעדים. הבדיקות העלו גם כי הטרמת בסיס בטוח הובילה להערכה חיובית יותר של היעד מחוץ לקבוצה מאשר הטרמה נייטרלית והטרמת אפקט חיובי, F (2, 145) = 16.03, p <.01 (ראה טבלה 1). לא נמצאה השפעה משמעותית של ההטרמה על הערכת היעד בקבוצה.

בבחינת האפקטים הייחודיים והאינטראקטיביים של הטרמת בסיס  מאובטחת וסגנון ההתקשרות, ערכנו רגרסיה היררכית מרובה על הערכת כל יעד (בקבוצה, מחוץ לקבוצה). בשלב הראשון הוכנסו הטרמת בסיס מאובטח (משתנה דמה לצורך הטרמת בסיס מאובטח לעומת הטרמה נייטרלית והטרמה עם אפקט חיובי), חרדת התקשרות והימנעות מהתקשרות והוצגו כמנבאים, ודירוגים של היעד האחר הוכנסו לבקרה על הווריאציות שלהם. בשלב השני הוצגו התנאים של התוצאה (אינטראקטיבי) של חרדת היקשרות X הימנעות מהיקשרות, הטרמת בסיס בטוח X חרדת היקשרות, והטרמת בסיס בטוח X הימנעות מהיקשרות. בשלב השלישי, הוצגה התוצאה המייצגת את האינטראקציה התלת-סטרית של הטרמת בסיס בטוחX חרדהX הימנעות.

טבלה 1: אמצעים וסטיות סטנדרטיות של תגובות הערכה למטרות קבוצתיות וחוץ-קבוצתיות על פי תנאי ההטרמה (מחקר 1)

הערה: אמצעים עם רישומי משנה שונים בתוך שורות, שונים באופן משמעותי ב- a= .01. ציונים גבוהים יותר מצביעים על הערכות חיוביות יותר.

___________________________________________________________________

(5) כדי להימנע משגיאה על פי ניסוי וכדי לבדוק את מספר ההשוואות, ערכנו בדיקות השפעה עיקריות פשוטות ומשמעותן בדיקות השוואה בכל חמשת המחקרים עם אלפא שנקבעו ב- 0.01.

הרגרסיה שנערכה בהערכת היעד מחוץ לקבוצה הניבה את התוצאות הבאות. בשלב הראשון, להטרמת בסיס בטוח הייתה השפעה עיקרית משמעותית על הערכת היעד מחוץ לקבוצה, / 3 = .35, p <.01, גם לאחר בקרה על התרומה של סגנון ההתקשרות והדירוגים של יעדים בתוך הקבוצה. בנוסף, חרדת היקשרות הייתה קשורה באופן משמעותי להערכה של היעד מחוץ לקבוצה, r (146) = —.24, p <.05 והייתה השפעה עיקרית משמעותית על הערכה זו, / 3 = – .21, p <.05. ההימנעות לא תרמה משמעותית להערכת היעד מחוץ לקבוצה. בשלב השני והשלישי, הרגרסיה לא הניבה אינטראקציות משמעותיות בהערכת היעד מחוץ לקבוצה. כלומר, ההשפעה הייחודית של הטרמת בסיס בטוח על הערכה חוץ -קבוצתית לא הייתה תלויה באופן משמעותי בסגנון ההיקשרות. הרגרסיה שנערכה בהערכת היעד מן הקבוצה לא העלתה השפעות עיקריות משמעותיות על הטרמת בסיס בטוח, חרדה והימנעות ואף לא אינטראקציות משמעותיות בין שתיים או שלוש דרכים.

בסך הכול, הממצאים תומכים בתחזית כי הטרמת בסיס בטוח תפחית תגובות שליליות לחברים מחוץ לקבוצה. הממצאים מראים כי להטרמת בסיס בטוח לא הייתה השפעה מובהקת על התגובות לחברים בקבוצה. לא ניתן היה לייחס את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח לבסיס ההשפעה החיובית. לאמיתו של דבר, בהשוואה למצב הטרמה נייטרלית, לא הייתה השפעה משמעותית על תגובות המשתתפים ליעד מחוץ לקבוצה. בנוסף, להטרמת בסיס בטוח הייתה השפעה ייחודית על התגובות לחברים מחוץ לקבוצה מעבר לשינויים בסגנון ההיקשרות. ללא תלות בהטרמת בסיס בטוח, חרדת התקשרות תרמה תרומה שלילית משמעותית להערכת היעד מקבוצת החוץ.

מכמה סיבות, יש להתייחס למסקנות אלה בזהירות. ראשית, הממצאים מבוססים על תגובות לקבוצת-חוץ בודדה ויש לשכפל אותם עם קבוצות חוץ אחרות. שנית, מחקר 1 השתמש בטכניקת יסוד יחידה. יש לשכפל את הממצאים עם נהלי הטרמה אחרים. שלישית, הממצאים התקבלו באמצעות עיצוב פנים-נושאי, שעלול היה לעורר מודעות וחשדות לגבי מניפולציה של שיוך היעד. חשוב לשכפל את הממצאים בעזרת עיצוב בין נושאים. רביעית, למרות שהטרמת הבסיסי הבטוח וההטרמה עם השפעות חיוביות גרמו לתגובות הערכה שונות, עדיין יתכן שהטרמת הבסיס הבטוח שיפרה את מצב הרוח של המשתתף, אשר בתורו יכול היה להיות האחראי לתופעות שנצפו. יהיה זה אינפורמטיבי להעריך את מצב רוחו של האדם לאחר הטרמת בסיס בטוח. מחקר 2 הוא ניסיון להתמודד עם המגבלות הללו של מחקר 1.

מחקר 2

במחקר 2 הערכנו את התגובות של יהודים ישראלים חילונים לקבוצת חוץ מוגדרת היטב של יהודים דתיים חרדים. בסקירתם הרחבה, הצביעו ר ‘בן ארי ואמיר (1988) כי הסכסוך התרבותי בין קבוצות דתיות חילוניות וחרדיות הוא אחד המקורות החשובים ביותר למתח בין קבוצות בחברה הישראלית וכי כל קבוצה מגיבה בעוינות ודעות קדומות לאחרת. במחקר 2, תגובות אלה הוערכו בתכנון בין-נושאי בו קבוצה אחת של משתתפים יהודים חילונים דירגה את נכונותם לקיים אינטראקציה עם יהודי דתי חרדי (יעד מחוץ לקבוצה) וקבוצה אחרת של משתתפים יהודים חילונים דירגו את נכונותם לקיים אינטראקציה עם יהודי חילוני (יעד בקבוצה).

מכיוון שרצינו להשתמש בטכניקת הטרמה אחרת, היו לנו משתתפים לביצוע משימת דמיון מודרכת, בה הם דמיינו מאורע בינאישי המכיל את רצף האב-טיפוס אם-אז של סכמת הבסיס הבטוח (Mikulincer & Arad, 1999). הליך הכנה זה נועד להפעלת תסריט הבסיס הבטוח. בניסיון לבחון וריאציות במצב הרוח, המשתתפים דיווחו על מצבי הרוח שלהם מיד לאחר הליך ההתחלה. יתר על כן, כמו במחקר 1, הושלמה הטרמת בסיס בטוח עם הטרמה נייטרלית והטרמה עם אפקט חיובי.

מחקר 2 כלל שני מפגשים. בפגישה הראשונה, כל המשתתפים דירגו את סגנונות ההיקשרות שלהם. במפגש השני הם השלימו משימת דמיון מודרכת בה הם חולקו באופן אקראי לשלושה תנאים על פי התסריט אותו התבקשו לדמיין: הטרמת בסיס בטוח, הטרמה עם אפקט חיובי, והטרמה נייטרלית. בשלב הבא, כל המשתתפים דיווחו על מצב רוחם ודרגו את נכונותם לקיים אינטראקציה עם מטרה היפותטית. במשימה זו הם חולקו באופן אקראי לשתי קבוצות משנה בהתאם לדתיות היעד (יהודי ישראלי חילוני, יהודי דתי חרדי). התחזיות היו זהות למחקר 1.

שיטה

משתתפים. המדגם כלל 120 משתתפים יהודים ישראלים שלא הזדהו כיהודים חרדים. כולם היו סטודנטים לתואר ראשון במדעי החברה מאוניברסיטת בר אילן (74 נשים ו -46 גברים בטווח הגילאים 18 עד 32, ממוצע = 23) שהשתתפו במחקר כחלק מדרישות המחקר שלהם. הם חולקו באופן אקראי לשישה תנאים על פי תכנון 3X 2 בין הנבדקים, כאשר 20 משתתפים בכל קבוצה.

חומרים והליך. בשני המפגשים הראשונים, שנערכו בזמן השיעור, המשתתפים השלימו את סולם סגנון ההתקשרות של 10 פריטים המתואר במחקר 1. האלפא של Cronbach עבור 5 פריטי ההימנעות היה 0.78; עבור 5 פריטי החרדה זה היה 0.83. כמו במחקר 1, לא נמצא קשר מובהק בין שני הציונים הללו r(118) = .04 , והם לא היו שונים באופן משמעותי כתפקוד של מגדר, מצב הטרמה או מצב של שיוך יעד.

המפגש השני, שנערך שבוע לאחר מכן בקבוצות קטנות של 4-5 אנשים על ידי נסיין אחר, הוצג כחקר של קוגניציה חברתית. לפני הליך ההכנה, נאמר למשתתפים כי חלק זה של המחקר בדק כיצד אנשים מדמיינים מצבים חברתיים ואילו סוגים של מחשבות ורגשות הדמיונות האלו מעוררים. לאחר מכן הם קיבלו הוראות בכתב למשימת הדמיון המודרך וחולקו באופן אקראי לשלושה תנאי התחלה. הנוהל היה דומה לזה בו השתמשו Mikulincer and Arad (1999).

במצב הטרמת בסיס בטוח, המשתתפים קיבלו את ההוראות הבאות: “דמיין את עצמך במצב בעייתי שאתה לא יכול לפתור בעצמך, ודמיין שאתה מוקף באנשים רגישים המגיבים למצוקתך, רוצים לעזור לך רק כי הם אוהבים אותך ודוחים הצדה פעילויות אחרות רק כדי לסייע לך. ” במצב ההטרמה הנייטרלית ההוראות היו כדלקמן: “דמיין את עצמך הולך לחנות מכולת וקונה מוצרים שאתה זקוק לביתך, ודמיין אנשים אחרים שקונים גם מוצרים, מדברים בינם לבין עצמם על סוגיות יומיומיות, בוחנים מותגים חדשים, ומשווים בין מוצרים שונים. ” במצב ההטרמה עם אפקט חיובי, ההוראות היו כדלקמן: “דמיין לעצמך שאתה מקבל הודעה שאתה זוכה בסכום כסף גדול בהגרלה הלאומית, ודמיין שתלמידים אחרים בכיתתך שומעים על הודעה זו, מתקרבים אליך, מברכים אותך, ומספרים לאחרים על מזלך הטוב. ” בשלושת התנאים הונחו המשתתפים לעצום את עיניהם ולראות את פניהם של האנשים שדמיינו במצב המתואר. הם קיבלו כשתי דקות לעשות זאת.

בעקבות משימת הדמיון המודרכת, המשתתפים דירגו את החיות והבהירות של דמיונם – בסולמות של 7 נקודות שנעו בין 1 (בכלל לא) ל 7 (מאוד) – וכתבו על דף נייר ריק את המחשבות שהעלו בתרגיל.  משימת כתיבה זו נועדה לתת הצדקה מתקבלת על הדעת למשימת הדמיון (Baldwin et al., 1996). ניתוחים סטטיסטיים הראו כי לא היו הבדלים מובהקים בחיוניות ובבהירות ההמחשות בכל שלושת תנאי ההטרמה. התגובות במשימת הכתיבה החופשית היו קצרות (משפט אחד או שניים המתאר את תסריט המצב המדומיין) ללא התרחבות קוגניטיבית או רגשית רבה. לפיכך לא יכולנו לתקן את התגובות הללו או לנתח אותן.

בשלב הבא, כל המשתתפים דירגו את מצב רוחם הנוכחי כדי לבדוק את ההשלכות הרלוונטיות של הליך ההטרמה. בסולם של 6 נקודות שנע בין כלל לא (אני) עד מאוד (6), המשתתפים דירגו את המידה בה הם מרגישים טוב, שמחים, רגועים, עצובים, מדוכאים וחרדים. מקדם אלפא עבור ששת הפריטים (לאחר היפוך מדדי התגובה של פריטי ההשפעה השלילית) היה 0.92, מה שמעיד על עקביות פנימית גבוהה. לכן חישבנו ציון מצב רוח על ידי ממוצע של שישה פריטים. ציונים גבוהים יותר הצביעו על מצב רוח חיובי יותר.

לאחר הערכת מצב הרוח, כל המשתתפים קיבלו את השאלונים המתוארים במחקר 1 (שאלון הרקע, 10 השאלות “מי אני?” וסולם הסקר החברתי), שכביכול מולאו על ידי סטודנט אחר (מאותו מגדר כמו המשתתף) שאותו ייפגשו לאחר מכן. לאחר מכן הם חולקו באופן אקראי לשתי קבוצות משנה לפי דתיות היעד. במצב הפנים-קבוצתי, היעד תואר בשאלון הרקע ובאחת משאלות “מי אני?” כיהודי חילוני. במצב החוץ-קבוצתי, היעד תואר כיהודי דתי חרדי. למעט מידע זה, המשתתפים בשני התנאים קיבלו גרסאות זהות של השאלון. כמו במחקר 1, האיזון בין עמדות ליברליות-שמרניות היה מאוזן בין שיוך פנים-קבוצתי וחוץ קבוצתי. עבור מחצית מהמשתתפים, היעד הקבוצתי ענה לגרסה הליברלית והיעד החוץ -קבוצתי לגרסה השמרנית. שאר המשתתפים קיבלו גרסאות הפוכות עבור כל יעד. ניתוחים סטטיסטיים העלו כי ההשפעה העיקרית על הגישה שהוסבה על ידי היעד על הנכונות לאינטראקציה לא הייתה משמעותית וכי לגורם זה לא היתה אינטראקציה משמעותית עם תנאי ההטרמה, שיוך היעד או ציוני ההתקשרות.

לאחר שקראו את תגובות היעד, המשתתפים בכל מצב התבקשו להשלים סולם של 10 פריטים. סולם זה התבסס על סולמות דומים ששימשו במחקרים על משיכה חברתית (למשל, Winer, Bonner, Blaney, & Murray, 1981) והיה מורכב מששה פריטים המקישים את נכונות המשתתפים ליצור אינטראקציה עם היעד המתואר (למשל, “האם תרצה להזמין אותו לביתך? “ו-” האם תרצה שהוא יצטרף אליך כשתצא עם חבריך? “) וארבעה פריטי מילוי. המשתתפים דירגו את המידה בה הם היו מוכנים ליצור אינטראקציה עם היעד בסולם של 6 נקודות, החל מבכלל לא (1) עד מאוד (6). האלפא של קרונבאך לששת הפריטים הרלוונטיים היה 0.77, מה שמעיד על עקביות פנימית נאותה. לכן, אנו מחושבים ציון כולל על ידי ממוצע של שישה פריטים. ציונים גבוהים יותר מצביעים על נכונות רבה יותר לקיים אינטראקציה עם היעד. בסוף מפגש הניסוי, המשתתפים תוחקרו.

תוצאות ודיון

כדי לבחון את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח, ערכנו ניתוח שונות דו כיווני להטרמה(בסיס מאובטח, השפעה חיובית, נייטרלית) ושיוך מטרה (בקבוצה, מחוץ לקבוצה) עם ציון לנכונות לאינטראקציה. ניתוח זה הניב את ההשפעה העיקרית המשמעותית המשויכת לשייכות יעד, F (l, 114) = 18.91, p <.01, TJ2 = .12, כאשר המשתתפים מדווחים על נכונות רבה יותר לקיים אינטראקציה עם היעד בקבוצה מאשר עם היעד בקבוצת החוץ. (M = 4.54 לעומת M = 3.55). עם זאת, כפי שנחזה, השפעה זו הייתה מוסמכת על ידי אינטראקציה משמעותית עם הטרמה, F (2, 114) = 4.54, p <.05, T) 2 = .07. משכפול מחקר 1, בדיקות השפעה עיקריות פשוטות הראו שהנכונות הגבוהה יותר לאינטראקציה עם יעד מתוך הקבוצה מאשר עם יעד מחוץ לקבוצה הייתה משמעותית רק במצב ההטרמה הנייטרלית, F (l, 114) = 10.99, p <.01, ובמצב ההטרמה של ההשפעה (אפקט) החיובית, F (l, 114) = 17.48, p <.01, אך לא במצב ההטרמה הבטוח (ראה האמצעים בטבלה 2). במצב האחרון, לא נמצא הבדל בולט בנכונות לקיים אינטראקציה עם היעדים בקבוצה ועם היעדים מחוץ לקבוצה. הבדיקות העלו גם כי הטרמת בסיס בטוח הובילה לנכונות גבוהה יותר לאינטראקציה עם היעד מחוץ לקבוצה מאשר הטרמה עם אפקט חיובי ותנאי הטרמה ניטרליים, F (2, 114) = 9.47, p <.01 (ראה טבלה 2). לא הייתה כל השפעת הטרמה משמעותית על התגובות ליעד מתוך הקבוצה. תוצאות אלה משכפלות את תוצאות מחקר 1, הפעם עם עיצוב בין יעדים, קבוצת חוץ שונה ושיטת הטרמה שונה.

בחקר ההשפעות של סגנון ההתקשרות, ערכנו ניתוח רגרסיה היררכי בן ארבעה שלבים לבחינת ההשפעות העיקריות והאינטראקטיביות של הטרמה, שייכות יעד, הימנעות מהתקשרות וחרדת התקשרות. הממצאים משכפלים את הממצאים של מחקר 1. ראשית, האינטראקציה בין הטרמת בסיס בטוח לבין שיוך יעד הייתה עדיין מובהקת, J3 = —.64, p <.01, אפילו לאחר בדיקת ציוני סגנון ההתקשרות. שנית, נמצאה אינטראקציה משמעותית בין חרדת התקשרות לבין שיוך יעד, p = -.59, p <.05. מתאם חלקי (בקרה על הימנעות מהתקשרות) העיד כי בעוד שחרדת התקשרות הייתה קשורה באופן משמעותי לנכונות נמוכה יותר לאינטראקציה עם היעד מחוץ לקבוצה, r (51) = —.48, p <.01r (57) = —.06 לא נמצא קשר מובהק בין חרדת התקשרות ונכונות לקיים אינטראקציה עם היעד בקבוצה. לא היו השפעות אחרות משמעותיות. היעדר אינטראקציות נוספות בין הטרמה, שיוך יעד וציוני התקשרות מדגישים את עצמאות ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח וחרדת התקשרות על הנכונות לקיים אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה.

ביחס לתפקיד האפשרי של מצב הרוח כמגשר, ANOVA (מחקר שונות)  דו כיוונית שבדקה את השפעות ההטרמה ושייכות היעד על ציון מצב הרוח חשפה השפעה עיקרית משמעותית למצב ההטרמה F (2, 114) = 6.16, p <.01, T / 2 = .09. לא היו השפעות אחרות משמעותיות. בדיקות שפי הצביעו על כך שהטרמת הבסיס הבטוח וההטרמה של השפעות חיוביות הובילו למצב רוח חיובי יותר (M = 3.73, M = 3.81, בהתאמה) מאשר השפעת ההטרמה הנייטרלית (M = 3.27). לא נמצא הבדל מובהק בין הטרמת הבסיס הבטוח להטרמת אפקט חיובי. בנוסף, מתאם פירסון חשף קשר משמעותי בין חרדת התקשרות ומצב רוח, r (118) = -.39, p <.01. עם זאת, מתאם פירסון לא חשף קשר משמעותי בין מצב הרוח המדווח לבין נכונות לקיים אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה או עם מטרה בקבוצה (rs = .04 ו- .03 בהתאמה). יתרה מזאת, ניתוח שונות (ANCOVA) שבדק את השפעות ההטרמה ושיוך היעד על הנכונות לקיים אינטראקציה, עם מצב הרוח הכלול כמשנה מפוקח, משכפל את האינטראקציה המשמעותית של ניתוח השונות המקורי בין הטרמה ושיוך יעד, F (2, 113) = 4.53, p <.05, rj2 = .07. ההשפעות העיקריות הפשוטות ובדיקות ההבדלים הממוצעות נותרו גם הן משמעותיות לאחר הפרדת מצב הרוח. כלומר, גם לאחר בקרה על מצב הרוח, הטרמת בסיס בטוח הובילה לנכונות רבה יותר לקיים אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה מאשר תנאים אחרים.

טבלה 2: אמצעים וסטיות סטנדרטיות של נכונות לאינטראקציה על פי תנאי הטרמה ושיוך היעד (מחקר 2)

הערה: אמצעים עם רישומי משנה שונים בתוך שורות, שונים באופן משמעותי ב- a= .01. ציונים גבוהים יותר מצביעים על נכונות רבה יותר לאינטראקציה עם היעד.

בסך הכול, הממצאים היו תואמים את הממצאים של מחקר 1, ותומכים בחיזוי כי הטרמת בסיס בטוח תפחית תגובות שליליות ליעדים מחוץ לקבוצה. בנוסף, אף על פי שהטרמת בסיס בטוח שיפרה את מצב הרוח, אי אפשר להסביר את השפעתה על תגובות לחבר מחוץ לקבוצה על ידי שיפור במצב הרוח. כשכפול למחקר 1, הממצאים הצביעו על כך כי להטרמת בסיס בטוח וסגנון התקשרות חרדתי, היו השפעות ייחודיות ועצמאיות על התגובות ליעד מחוץ לקבוצה. למעשה, מטה-אנליזה של ההשפעות האינטראקטיביות לציוני הטרמת בסיס בטוח וסגנון היקשרות לאורך מחקרים 1 ו -2 גילתה כי הגודל הכולל של השפעות אלה היה קטן (zr = .06), ומשמע שאם הייתה אינטראקציה, היא הייתה קטנה ולא חשובה במיוחד. על בסיס זה, מחקרים 3-5 מתמקדים באופן בלעדי בהשפעות של הטרמת בסיס בטוח מבלי להעריך את סגנונות ההיקשרות של המשתתפים.

מחקר 3

המטרה העיקרית של מחקר 3 הייתה לבחון את התפקיד הפוטנציאלי של הערכת איומים בתיווך ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות לקבוצות -חוץ. היקשרות בטחון נמצאה כמפחיתה את הערכת האיום של אירועים שעשויים להיות מציקים (Mikulincer & Florian, 1998), וסטפן וסטפן (1985) טענו כי הערכת קבוצות-חוץ במונחים מאיימים עלולה להוביל לתגובות שליליות לקבוצות אלה. אנו יכולים אפוא לצפות כי הטרמת בסיס בטוח תפחית את הערכת האיומים שמציגים חברי קבוצת החוץ וכי הערכת האיומים המופחתת הזו תהיה קשורה לתגובות פחות שליליות לאנשים אלה.

המטרה השנייה של מחקר 3 היא לשכפל את ההשפעה של הטרמת בסיס בטוח על התגובות לחברים מחוץ לקבוצה (מחקרים 1 ו -2) תוך שימוש בהליך הטרמה שונה וקבוצת-חוץ שונה. במחקר 3, טכניקת ההטרמה הייתה משימת הוויזואליזציה של Baldwin et al. (1996), בה המשתתפים דמיינו אדם אמתי ששימש בסיס בטוח עבורם. הפעם נבחרו המהגרים הרוסים לקבוצת החוץ. מחקרים קודמים מצאו כי לישראלים יש דעה קדומה חזקה כלפי קבוצת מהגרים זו ונוטים לתפוס אותם כמקור לדאגה (למשל, סטפן ואח ‘, 1998).

לפיכך, המשתתפים דמיינו אדם אוהב ותומך (הטרמת בסיס בטוח), אדם מאושר (הטרמה עם אפקט חיובי) או מכר סתמי (הטרמה נייטרלית). לאחר מכן הם דיווחו על מצב רוחם, העריכו מהגרים מרוסיה ודרגו את המידה שבה הקבוצה החיצונית מהווה איומים אמתיים וסמליים ומפיקה חרדה בין קבוצתית.

שיטה

משתתפים. במחקר השתתפו שמונים סטודנטים יהודים ישראלים מאוניברסיטת בר-אילן (46 נשים ו -34 גברים בני 19 עד 28, ממוצע= 23) ללא תגמול כספי. כולם נולדו בישראל.

חומרים והליך. המשתתפים הוזמנו להשתתף באופן פרטני במחקר שבדק כיצד אנשים מדמיינים אנשים אחרים. לאחר מכן הם מילאו את שאלון המידע הבין אישי (Baldwin et al., 1996), שביקש מהם ליצור שמות של 10 אנשים שמתאימים לתיאור נתון (כולל יעדי ההטרמה ועולה הרוסי). לאחר מכן המשתתפים קיבלו הוראות בכתב בהן התבקשו לדמיין את אחד האנשים שזיהו, ולחשוב עליו או עליה למשך 2 דקות. בשלב זה, המשתתפים חולקו באופן אקראי לשלושה תנאים. במצב הטרמת בסיס בטוח (N = 30), הם דמיינו אדם “שמקבל ואוהב אותך ועוזר לך בשעת צורך.” במצב ההטרמה עם אפקט חיובי (N = 25), המשתתפים דמיינו אדם “שתמיד שמח ואוהב כיף ובדיחות”. במצב הנייטרלי (N = 25), המשתתפים דמיינו אדם “שגר בשכונה שלך, אבל אתה לא מכיר אותו טוב.”

לאחר משימת הדמיון, המשתתפים דירגו את החיות והבהירות של דמיונם בסולם של 7 נקודות שנע בין 1 (בכלל לא) ל 7 (מאוד) – וכתבו בחופשיות על המחשבות שהדמיון עורר. כמו במחקר 2, לא נמצאו הבדלים מובהקים בין תנאים מטרימים בדירוג הבהירות או החיות, וצמצום התגובות במשימת הכתיבה החופשית (משפט אחד או שניים המתארים את ההיבטים הפיזיים של האדם המדומה) לא אפשרו לנו לקדד או לנתח אותם. בשלב זה, המשתתפים דירגו את מצב הרוח שלהם בעזרת הסקאלה שתוארה במחקר 2. אלפא לששת פריטי מצב הרוח היה מספיק (.85), כך שחישבנו ציון מצב רוח על ידי ממוצע של שישה פריטים.

לאחר הערכת מצב הרוח, כל המשתתפים התבקשו לדמיין את האדם שזיהו כ”סטודנט עולה מרוסיה שאתה לא מכיר טוב “, ואז הם קיבלו שני סולמות הנוגעים לתגובות לעולים מרוסיה בכלל. סדר הכף היה מאוזן. ניתוחי השונות ציינו כי סדר הכף לא השפיע משמעותית על תגובות המשתתפים וכי לגורם זה לא היה אינטראקציה משמעותית עם מצב ההתחלה.

סולם אחד הקיש על הערכת מהגרי רוסיה והיה זהה לזה שנעשה במחקר 1. המשתתפים דירגו בסולם של 7 נקודות עד כמה מתאימות כל אחת מ -15 תכונות (9 חיוביות ו -6 שליליות) על מהגרי רוסיה. מקדם האלפא עבור 15 הפריטים (לאחר היפוך סולם התכונות השליליות) היה גבוה (.92), כך שחישבנו ציון הערכה כולל לכל משתתף. ציונים גבוהים יותר שיקפו הערכות חיוביות יותר של מהגרי רוסיה.

סולם אחר כלל 21 פריטים שסודרו באופן אקראי והקישו על מידת הערכתם של המהגרים הרוסים כמקור לאיום מציאותי, איום סמלי וחרדה בין קבוצתית (Stephan & Stephan, 1985). כל הפריטים דורגו בסולם הסכם של 6 נקודות שנע בין / לא מסכים בכלל עם הפריט (1) ל / מסכים לחלוטין עם הפריט (6). הפריטים נלקחו מהגרסה העברית של מדד סטפן ואח ‘(1998) לתגובות הישראלים כלפי מהגרי רוסיה.

שבעה פריטים הקישו איומים מציאותיים שהציבו מהגרים מרוסיה וכללו איומים כמו פשע, אובדן עבודה ועלויות כלכליות עבור שירותים חברתיים. שבעה פריטים נוספים העריכו איומים סימבוליים הנובעים מהבדלי הערכים והאמונות בין המשתתפים הישראלים למהגרים מרוסיה. לבסוף, קבוצה שלישית מתוך שבעה פריטים הקישה על רגשות הקשורים בחרדה (למשל, חששות, דאגות, חרדות) הקשורים לאינטראקציות עם מהגרים רוסים. האלפא של Cronbach היו 0.85, .79 ו- .81 בגין פרטי האיום המציאותי, האיום הסמלי והחרדה הבין-קבוצתית, בהתאמה. חישבנו שלושה ציונים על ידי ממוצעים של שבעת הפריטים בכל סולם משנה. ציונים גבוהים יותר שיקפו הערכה גבוהה יותר של מהגרי רוסיה כמקור לאיום מציאותי, איום סמלי וחרדה בין קבוצתית. בהתאם לממצאים קודמים (למשל, סטפן ואח ‘, 1998), שלושת הנקודים הללו היו קשורים זה לזה מאוד (מתאם נע בין 0.69 ל- 0.76).

תוצאות ודיון

בשכפול תוצאות המחקרים 1 ו -2, ניתוח שונות חד כיווני שנערך על הערכת הקבוצה החיצונית הניב השפעה משמעותית של תנאי מטרים, F (2, 77) = 3.81, p <.05, tf = .10. כצפוי, בדיקות שפה הראו כי המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח העריכו את המהגרים הרוסים בצורה חיובית יותר מאשר המשתתפים במצב הטרמה עם אפקט חיובי או במצב ההטרמה הנייטרלי (ראה אמצעים בלוח 3). לא נמצא הבדל משמעותי בין שני תנאי הביקורת.

כשבדקנו את התפקיד המתווך של הערכת איומים, ניתוח שונות חד כיווני רב משתנים חשף השפעה משמעותית של תנאי ההטרמה על מערך ציוני האיום, F (6, 150) = 4.08, p <.01, rf = .18. ANOVAs ניתוחי שונות חד-משתנים חשפו כי השפעה זו הייתה משמעותית עבור כל שלושת ציוני האיום (ראה Fs בלוח 3). בדיקות שפי הראו כי המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח העריכו את המהגרים הרוסים כאיום פחות מציאותי ופחות מעוררים חרדה בהשוואה למשתתפים במצב ההטרמה עם אפקט חיובי או במצב ההטרמה הנייטרלי (ראה אמצעים בלוח 3).

בדיקות אלה הראו גם כי המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח העריכו את המהגרים הרוסים כאיום פחות סמלי מאשר משתתפים במצב ההטרמה הנייטרלי (ראו טבלה 3). לא נמצא הבדל משמעותי בין שני תנאי הביקורת.

טבלה 3: אמצעים וסטיות סטנדרטיות של הערכה, תפיסת-איום וציוני חרדה ביחס לעולי רוסיה על פי תנאי הטרמה (מחקר 3)

הערה: אמצעים עם רישומי משנה שונים בתוך שורות, שונים באופן משמעותי ב- a= .01. . ציוני הערכה גבוהים יותר משקפים הערכות חיוביות יותר.

* p <.05. ** p <.01.

בהתאמה למודל של סטפן וסטפן (1985), מתאם פירסון חשף כי ככל שהערכה של מהגרים רוסים כמקור לאיום הינה גבוהה, כך הייתה הערכה שלילית יותר על קבוצה זו, HJS) = .25, p <.05 עבור איום מציאותי; r (78) = .21, p <.05, עבור איום סמלי; ו- r (78) = .34, p <.05, לחרדה. הממצא החשוב ביותר היה שהבקרה על ציוני האיום כמשתנים משותפים בניתוח השונות החלישה את ההשפעה של הטרמת בסיס מאובטחת על ציון ההערכה והפכה את ההשפעה הזו לא משמעותית יותר (F <1). טכניקה זו הפחיתה את התרומה של הטרמת בסיס בטוח להסבר ציון ההערכה מ- 10% מהשונות ל -2%. מבחן (Sobel 1982) לתיווך גילה שההבדל הזה בהשפעה של הטרמת בסיס בטוח לפני ואחרי השליטה על ציוני האיום היה מובהק סטטיסטית, Z = —2.56, p <.05. דפוס ממצאים זה הצביע על כך כי הערכת האיומים הייתה מתווך חשוב להשפעות של הטרמת בסיס בטוח על הערכת מהגרי רוסיה.

שוב, לא ניתן היה להסביר את ההשפעה הצפויה על ידי שינויים במצב הרוח המדווח. ניתוח שונות חד כיווני חשף כי הטרמת בסיס בטוח ותנאי הטרמה נייטרליים לא היו שונים באופן משמעותי בדיווחים על מצב רוח (M = 3.71 לעומת M = 3.59). לאמיתו של דבר, רק הטרמה עם אפקט חיובי הובילה למצב רוח חיובי יותר (M = 4.20) בהשוואה להטרמה נייטרלית, F (2, 77) = 5.36, p <.05, 2 = .11. יתר על כן, מצב הרוח לא היה קשור באופן משמעותי לציוני ההערכה והאיום (מתאם נע בין – .01 ל – .13), והשליטה הסטטיסטית על מצב הרוח לא שינתה את ההשפעה הנצפית של הטרמה על ציון ההערכה, F (2,76) = 3.09, p <.05, TJ2 = .09. ההבדלים הממוצעים המדווחים נותרו משמעותיים גם לאחר הפרדת מצב הרוח.

התוצאות משכפלות את אלו של מחקרים 1 ו -2 והראו שוב כי הטרמת בסיס בטוח מקטינה תגובות שליליות לקבוצות -חוץ וכי לא ניתן להסביר השפעה זו על ידי מצב רוח. מעניין לציין כי השפעה זו תווכה על ידי הערכת איומים על קבוצת החוץ. הטרמת בסיס בטוח הובילה להערכת איום נמוכה יותר של קבוצת החוץ, מה שבא לידי ביטוי בפחות הקטנת-ערך  חוץ -קבוצתית.

מחקר 4

המחקרים 1-3 הצביעו על כך שסכמת הטרמת הבסיס הבטוח התייחסה לתגובות שליליות לקבוצות -חוץ. עם זאת, למרות שהיעדים מחוץ לקבוצה במחקרים אלה עשויים להוות איום סמלי על זהותם הקבוצתית של המשתתפים, הם לא איימו בפועל על אף היבט בזהותו האישית של המשתתף (למשל, ההערכה העצמית שלו או שלה). יתר על כן, מצב המוטיבציה של המשתתפים היה נייטרלי למדי, מה שלא יכול היה להעדיף חריגה או דחייה של יעדים מחוץ לקבוצה. השאלה העיקרית במחקר 4 הייתה האם תחילת הסכימה של הבסיס הבטוח עדיין תפחית תגובות שליליות למטרות מחוץ לקבוצה כאשר תנאים קונטקסטואליים איימו על זהותם האישית של המשתתפים והניעו אותם להגיב לרעה על קבוצות מחוץ לקבוצה.

מחקר 4 בוחן את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות שליליות לקבוצת-חוץ ספציפית אחרת – הומוסקסואלים. מחקרים קודמים מצאו כי לישראלים יש עמדות שליליות כלפי הומוסקסואלים (למשל, A. T. Ben Ari, 1998). בנוסף, מחקר 4 בוחן את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תנאי איום ניטרליים והערכה עצמית. על פי Tajfel and Turner (1986), תגובות שליליות לקבוצות -חוץ משרתות פונקציה להגנה עצמית ועשויות להחריף מכל איום להערכה העצמית. אכן, פיין וספנסר (1997, מחקר 2) מצאו כי תגובות שליליות סטראוטיפיות ליעד הומוסקסואלי היו חזקות יותר תחת איום על ההערכה עצמית מאשר בתנאים ניטרליים. לכן נראה חשוב לבדוק אם הטרמת בסיס בטוח משפיעה על תגובות לקבוצות -חוץ בקרב אנשים הסובלים מאיום להערכתם העצמית.

על פי תיאוריית ההתקשרות, הטרמת בסיס בטוח צריכה להחליש תגובות שליליות ליעדים מחוץ לקבוצה לאחר איום בהערכה עצמית ואולי אפילו צפויה לבטל את ההשפעות של איום כזה. השערה זו מבוססת על ממצאים קודמים המראים כי התחושה של בסיס בטוח והפעלה כתוצאה מחיפוש קרבה משמשים כמגנים קוגניטיביים-רגשיים מפני איומי הערכה עצמית ומבצעים את הפעלת מנגנונים להגנה עצמית נוספת (למשל, Mikulincer, 1998) ). למעשה, נמצא כי אנשים מחוברים בבטחה מגיבים לאיומי הערכה עצמית ללא שום ניסיון הגנתי לנפח את הדימוי העצמי החיובי שלהם או לעוות את הערכותיהם על אנשים אחרים (Mikulincer, 1998; Mikulincer, Orbach, & Iavnieli, 1998). באופן תיאורטי, הטרמת בסיס בטוח צריכה להגן על אדם מפני איומים פוטנציאליים להערכה עצמית ובכך להפחית את הצורך ההגנתי לפחות או לדחות חברים מחוץ לקבוצה.

כדי לבדוק השערה זו, חשפנו את המשתתפים לתנאי הטרמת בסיס בטוח או לתנאי הטרמה ניטרלית. במחקר 4 השתמשנו בטכניקת ההכנה המתוארת במחקר 1 (הצגת הטרמות תת-הכרתיות במסגרת משימת יחסי מילים). מחצית מהמשתתפים בכל תנאי ההטרמה קיבלו מידע על איום על הערכה עצמית בצורה של משוב כישלון מזויף על משימה קוגניטיבית. המחצית השנייה לא קיבלה שום משוב כזה. בהמשך, כל המשתתפים קיבלו מידע אישי על אדם היפותטי מאותו מין ודרגו את נכונותם לקיים עמו קשר. המידע על היעד עבר מניפולציה על מנת להציע לחצי מהמשתתפים כי ליעד הייתה אוריינטציה הומוסקסואלית ולחצי השני כי ליעד אוריינטציה הטרוסקסואלית. מכיוון שרק המשתתפים שדיווחו על נטייה הטרוסקסואלית נכללו בניתוחים הסטטיסטיים, היעד ההומוסקסואלי טופל כיעד חוץ -קבוצתי והמטרה ההטרוסקסואלית כיעד פנים -קבוצתי. לכן, מחקר 4 עקב אחר תכנון  2X2X2 מקדם  בין  -נושאי להטרמה (בסיס בטוח, ניטרלי), משוב (כישלון, לא), ושיוך יעד (בקבוצה, מחוץ לקבוצה).

ניבאנו אינטראקציה משמעותית בין הטרמה, משוב ושיוך יעד. במצב ההטרמה הניטרלי, ציפינו לשכפל את הממצאים של פיין וספנסר (1997). המשתתפים היו פחות מוכנים לקיים אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה אם הם קיבלו משוב על כישלון מאשר אם הם לא קיבלו. במצב הטרמת בסיס בטוח, השפעה זו של המשוב תוחלש. יתר על כן, הטרמת בסיס בטוח תגרום למשתתפים להיות מועדים יותר לקיום אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה מאשר הטרמה ניטרלית לאחר קבלה  של כישלון או אי-משוב.

שיטה

המשתתפים. המדגם כלל 120 סטודנטים ישראלים מאוניברסיטת בר אילן (74 נשים ו -46 גברים בטווח הגילאים 18-32, מדן = 23), שהתנדבו להשתתף במחקר ללא תגמול כספי. המשתתפים חולקו באופן אקראי לשמונה תנאים על פי תכנון  X 2 X 2 2 בין הנבדקים, כאשר 15 משתתפים בכל מצב.

 חומרים והליך. המשתתפים התנהלו באופן פרטני. ההוראות הכלליות ומשימת יחסי המילים היו זהות לאלה שתוארו במחקר 1. המשתתפים חולקו לשני תנאי הטרמה בהתאם להטרמות התת-הכרתיות שהוצגו (הטרמת בסיס מאובטחת, הטרמה ניטראלית). החומרים והנוהל למניפולציה זו היו זהים לאלה ששימשו במחקר 1. בעקבות הליך ההטרמה, המשתתפים ביצעו משימת ניסוי ממוחשבת של 15 ניסויים. בכל ניסוי הופיעו שתי תצורות גיאומטריות שונות, שכל אחת מהן מורכבת משתי דמויות ריכוזיות וקו שחוצה אותן בכל צד, של מסך מחשב אישי רגיל. כל אחת מהדמויות יכולה להשתנות לאורך 4 ממדים ערכיים: דמות חיצונית, דמות פנימית, צבע הדמויות וכיוון הקו שחוצה את הדמויות. כל ניסוי הוצג במשך 5 שניות, ומרווח הביניים היה סביב 3 שניות.

המשתתפים בכל מצב הטרמה חולקו באופן אקראי לשתי קבוצות משנה בהתאם למשוב שקיבלו במהלך בעיית גיבוש המושג. במצב של משוב כישלון, המשימה הוצגה כמשימה קוגניטיבית, ונמסר למשתתפים כי הנסיין בחר שילוב מסוים של ערכים בממדים השונים וכי המשימה של המשתתפים הייתה לגלות את השילוב שנבחר. נאמר להם שגם שילוב זה יכול לנוע מערך אחד (כלומר, דמות ירוקה) לארבעה ערכים (כלומר מעגל חיצוני ירוק עם משולש פנימי וקו אופקי שחוצה אותם). עבור כל אחד מהניסויים התבקשו המשתתפים לציין איזו משתי הדמויות כוללת את התצורה שנבחרה. בסיום המשימה הם התבקשו לציין מה לדעתם התצורה שנבחרה. למעשה, הנסיין לא בחר שום שילוב. עבור כל ניסוי, הנסיין סיפק 7 הודעות משוב “נכונות” ו- 8 “שגויות” בסדר אקראי. בסוף הבעיה נאמר למשתתפים “זו התשובה הלא נכונה.”

במצב ללא משוב, המשימה הוצגה כמשימת העדפה אסתטית. עבור כל ניסוי, המשתתפים ציינו מי מהשניים הציגו תצורות שהם העדיפו. הנסיין לא סיפק כל משוב לאחר הניסוי או בסיום המשימה.

לאחר שהשלימו את בעיות היווצרות המושג, כל המשתתפים דירגו את מצב הרוח הנוכחי שלהם בסולם של שישה פריטים המתואר במחקר 2. האלפא של Cronbach לששת הפריטים היה גבוה (.90). מיד לאחר הערכת מצב הרוח, נאמר לכל המשתתפים כי יימסר להם מידע אישי שנמסר על ידי אדם אחר, אותו יפגשו לאחר מכן וכי יתבקשו לדרג את נכונותם לקיים אתו או אתה אינטראקציה . המשתתפים קיבלו את קבוצת השאלונים שתוארו במחקר 1 (שאלון הרקע, 10 שאלות ה”מי אני?” וסולם הסקר החברתי), שכביכול מולאו על ידי אדם היעד (מאותו מין המשתתף). לאחר מכן הם חולקו באופן אקראי לשתי קבוצות משנה בהתאם לנטייה המינית של היעד. במצב הפנים-קבוצתי, היעד תיאר את עצמו כבעל נטייה הטרוסקסואלית באחת משאלות “מי אני? “. במצב החוץ קבוצתי, היעד תיאר את עצמו כבעל נטייה הומוסקסואלית. למעט מידע זה, המשתתפים בשני התנאים קיבלו גרסאות זהות לשאלוני היעד. כמו במחקר 2, האישור בין עמדות ליברליות-שמרניות היה מאוזן בין השתייכות פנים-קבוצתית לחוץ-קבוצתית. מהניתוחים עולה כי ההשפעה העיקרית על הגישה שאושרה על ידי היעד על הנכונות לקיים אינטראקציה לא הייתה משמעותית וכי גורם זה לא קיים אינטראקציה משמעותית עם מצב ההטרמה, שיוך היעד או משוב. לאחר קריאת תגובות היעד, המשתתפים בכל מצב התבקשו להשלים את סולם הנכונות לקיום אינטראקציה של 10 פריטים המתואר במחקר 2. מקדם האלפא עבור 6 הפריטים הרלוונטיים היה 0.92, מה שמעיד על עקביות פנימית גבוהה. לכן, אנו מחשבים ציון כולל על ידי ממוצעים של 6 הפריטים. בסוף הניסוי, המשתתפים נחקרו. למשתתפים במצב הכישלון נאמר כי הנסיין בחר באקראי את המשוב וכי הבעיה למעשה לא ניתנת לפתרון.

תוצאות ודיון

ערכנו ניתוח שונות תלת-כיווני לצורך הטרמה (בסיס בטוח, ניטרלית), משוב (כישלון, לא), ושיוך יעד (קבוצתיים, מחוץ לקבוצה) בציון הנכונות לאינטראקציה. ניתוח זה הניב את ההשפעה העיקרית המשמעותית על שיוך יעד, F (l, 112) = 17.16, p <.01, T) 2 = .11, כאשר המשתתפים מדווחים על נכונות רבה יותר לקיים אינטראקציה עם היעד בקבוצה מאשר עם היעד מחוץ לקבוצה (M = 4.35 לעומת M = 3.72 ). עם זאת, כפי שנחזה, השפעה זו הוסמכה על ידי אינטראקציה משמעותית בין הטרמה לשייכות יעד, F (l, 112) = 14.84, p <.01, T) 2 = .10, וכן אינטראקציה תלת-כיוונית משמעותית, F (l, 112) = 3.86, p <.05, אם = .03.

בדיקות השפעה עיקריות פשוטות שבדקו את האינטראקציה בין הטרמת תחום לבין שייכות מטרה משכפלות ממצאים של מחקרים 1 ו -2. באופן ספציפי, ניתוחים אלה הראו שהנכונות הגבוהה יותר לאינטראקציה עם יעד מתוך-הקבוצה לעומת עם יעד מחוץ לקבוצה הייתה משמעותית רק בהטרמה הניטרלית. תנאי, F (l, 112) = 30.51, p <.01, אך לא במצב הטרמת בסיס בטוח, F <1 (ראה אמצעים בטבלה 4). במצב האחרון, לא נמצא הבדל בולט בנכונות לקיים אינטראקציה עם היעדים התוך-קבוצתיים והיעדים מחוץ לקבוצה.

בדיקות אפקט עיקריות פשוטות שבחנו את האינטראקציה השלושה-דרכית חשפו את דפוס ההבדלים הבא. במצב ההטרמה הניטרלית, הניתוחים של משוב X  יעד שיוך שכפלו את ממצאי פיין וספנס (1997). במצב זה, המשתתפים במצב המשוב על הכישלון דיווחו על פחות נכונות לקיים אינטראקציה עם היעד מחוץ לקבוצה מאשר משתתפים במצב ללא משוב, F (l, 112) = 5.37, p <.05 (ראה טבלה 4). הבדל זה לא היה משמעותי ביחס ליעד התוך-קבוצתי. כלומר, עם הטרמה ניטרלית, משוב כישלון החמיר את התגובות השליליות ליעד מחוץ לקבוצה אך לא ליעד בקבוצה.

טבלה 4: אמצעים וסטיות סטנדרטיות של נכונות לאינטראקציה על פי הטרמה, משוב ושיוך יעד (מחקר 4)

הערה: אמצעים עם רישומי משנה שונים בתוך שורות, שונים באופן משמעותי ב- a= .01. ציונים גבוהים יותר מצביעים על נכונות רבה יותר לאינטראקציה עם היעד.

לעומת זאת, במצב הטרמת הבסיס הבטוח, בדיקות השפעות עיקריות פשוטות לא הראו שום הבדל משמעותי בנכונות לקיים אינטראקציה עם היעד מתוך-הקבוצה או עם היעד החוץ-קבוצתי במצב כשלון או במצב ללא משוב (ראו טבלה 4). יתרה מזאת, במצב ההטרמה הבסיסית הבטוח, השפעות הכישלון על הנכונות לקיים אינטראקציה עם היעד מחוץ לקבוצה או היעד בקבוצה לא היו משמעותיות (ראו טבלה 4). כלומר, הטרמת סכמת הבסיס הבטוח החלישה תגובה שלילית ליעדים מחוץ לקבוצה והפחיתה את השפעת הכישלון.

בדיקות השפעה עיקריות פשוטות נוספות גילו כי הטרמת בסיס בטוח הובילה לנכונות רבה יותר לאינטראקציה עם היעד מחוץ לקבוצה בהשוואה לביצוע ניטראלי הן במצב משוב הכישלון, F (l, 112) = 31.40, p <.01, והן במצב אי- משוב, F (l, 112) = 5.94, p <.01 (ראה טבלה 4). לא נמצאה השפעה משמעותית של הטרמה על התגובות ליעד מתוך= הקבוצה במצב הכישלון או במצב ללא משוב (ראו טבלה 4).

ביחס למצב הרוח כמגשר אפשרי, ניתוח שונות תלת-כיוונית שנערכה על ציון מצב הרוח חשפה השפעות עיקריות משמעותיות על מצב ההתחלה, F (l, 112) = 7.66, p <.01,172 = .06, ומצב משוב, F ( l, 112) = 28.86, p <.01, TJ2 = .19. לא היו השפעות אחרות משמעותיות. הטרמה בסיסית בטוח הובילה למצב רוח חיובי יותר (M = 3.66) בהשוואה להטרמה ניטרלית (M = 3.24), ומשוב כישלון הוביל למצב רוח פחות חיובי (M = 3.04) מאשר כשלא היה משוב (M = 3.86). עם זאת, מתאם פירסון לא גילה קשר משמעותי בין מצב הרוח המדווח לבין הרצון לקיים אינטראקציה עם מטרות מחוץ לקבוצה או בקבוצה (rs = .05 ו- .01 בהתאמה). יתרה מזאת, ניתוח שונות שבדק את השפעות ההטרמה, המשוב ושיוך היעד על הנכונות לקיים אינטראקציה, עם מצב הרוח הכלול כמשתנה מפוקח, שכפל את האינטראקציה המשמעותית המקורית בין הטרמה לשיוך יעד, F (l, 111) = 14.65, p <. 01, T72 = .10, כמו גם האינטראקציה המשולשת המשמעותית, F (l, 111) = 3.95, p <.05, rf = .03. ההשפעות העיקריות הפשוטות המדווחות ובדיקות ההבדלים הממוצעות נותרו גם הן משמעותיות לאחר הפרדת מצב הרוח. לכן מצב הרוח אינו יכול להסביר את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על התגובות ליעדים מחוץ לקבוצה.

בסך הכול, התוצאות היו בקנה אחד עם התחזיות. בתנאי הטרמה ניטרליים, הממצאים משכפלים את תוצאות פין וספנסר (1997) ותומכים בהשערה כי דחייה מחוץ לקבוצה עשויה לשמש פונקציה להגנה עצמית. הממצאים הראו גם כי הטרמת בסיס בטוח ביטלה את ההשפעות של איום על הערכה עצמית והפכה את המשתתפים למוכנים יותר לקיים אינטראקציה עם יעד מחוץ לקבוצה ללא קשר למשוב המשימות שקיבלו. כלומר, נראה כי הטרמת בסיס בטוח מחלישה תגובות שליליות לחברים מחוץ לקבוצה אפילו תחת איום על ההערכה העצמית.

חשוב לציין כי היו כמה הבדלים בפרוצדורה בהצגת המשימה בין תנאי-כישלון לתנאי אי-משוב, שעלולים היו להשפיע על רמת המעורבות של המשתתפים, חששות הערכה או מאמץ קוגניטיבי. בעיה זו מורכבת על ידי העובדה שלא בדקנו את היעילות של משוב כישלון כאיום על הערכה עצמית, מה שאומר שהתהליכים הפסיכולוגיים המושפעים מההבדלים הפרוצדורליים עשויים להסביר את הממצאים. עם זאת יש לציין כי משוב כישלון שימש זה מכבר אמצעי לאיום על ההערכה העצמית, וישנן הוכחות איתנות לכך שהחלת המשוב הקונקרטי ששימש במחקר 4 אכן מאיימת על ההערכה העצמית (ראו Miku-lincer, 1994, לגבי סקירה נרחבת).

מחקר 5

מחקר 5 בוחן גם את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות שליליות ליעדים חוץ-קבוצתיים בתנאים קונטקסטואליים המעדיפים תגובות אלה. באופן ספציפי, מחקר 5 בוחן השפעות אלה כאשר היעד מחוץ לקבוצה איים למעשה על היבט חשוב בזהותם הקולקטיבית או בהשקפת עולמם (כלומר, זהותם הלאומית). על פי סטפן וסטפן (1985), תגובות שליליות לקבוצות חוץ פועלות כהגנה מפני איומים סימבוליים על זהותו הקולקטיבית של האדם ותפיסת עולמו. לפיכך, תגובות אלה עשויות להחריף בגלל איומים ממשיים על השקפות העולם. במונחים שלנו, הטרמת בסיס בטוח צריכה להחליש תגובות שליליות ליעדים מחוץ לקבוצה גם כאשר הם מאיימים על השקפות העולם של המשתתפים. השערה זו מבוססת על ממצאים קודמים המראים שתחושה של בסיס בטוח משמשת כמגן קוגניטיבי-רגשי המפחית את הערכת האיום והפעלת הגנות מפני הימנעות מהתקפה (Mikulincer & Florian, 1998). בהקשר הנוכחי, הטרמת בסיס בטוח צריכה להגן על אדם מפני איומים על השקפת עולמו ועל כן להפחית את הצורך לתקוף חברים מחוץ לקבוצה.

כדי לבחון השערה זו, חשפנו את התלמידים היהודים הישראלים להטרמת בסיס בטוח או לתנאי הטרמה ניטרליים. במחקר 5 השתמשנו במשימת הדמיון המודרכת שתוארה במחקר 2, שלאחריה קראו כל המשתתפים מאמר על ישראל שנכתב כביכול על ידי סטודנט מאותו מין ודירגנו סטודנט זה על סדרה של תכונות חיוביות ושליליות. במאמרים שהוטל עליהם לקרוא, מחצית מהמשתתפים קיבלו מידע שהכותב היה סטודנט יהודי-ישראלי (מתוך הקבוצה), החצי השני שהסופר היה סטודנט ערבי ישראלי (מחוץ לקבוצה). יתרה מזאת, במצב של כל כותב, מחצית מהמשתתפים קיבלו חיבור שהציג השקפה שלילית על החברה והתרבות הישראלית (מאמר אנטי ישראלי), והחצי השני קיבל מאמר מנוהל יותר ניטרלי (מאמר ניטרלי). לפיכך, מחקר 5 היה תכנון מפעל בין שני נושאים ל-  X 2 X 2 2 , כאשר הגורמים היו הטרמה (בסיס מאובטחת, ניטרלי), שיוך יעד (בקבוצה, מחוץ לקבוצה) וסוג המאמר (אנטי-ישראלי, ניטרלי).

ניבאנו אינטראקציה משמעותית בין הטרמה, שייכות יעד וסוג המאמר. במצב ההטרמה הניטרלי, היה צפוי מהמשתתפים ידרגו את היעד מחוץ לקבוצה באופן שלילי יותר אם היעד כתב מאמר אנטי ישראלי מאשר אם הוא או היא יכתבו חיבור ניטרלי. במצב הכנה בסיסי מאובטח, השפעה זו מסוג המאמרים תקטן. יתר על כן, הטרמת בסיס מאובטחת תוביל להערכה חיובית יותר של היעד מחוץ לקבוצה מאשר הטרמה ניטרלית, ללא קשר לסוג המחקר.

שיטה

המשתתפים. מאה עשרים סטודנטים יהודים ישראלים מאוניברסיטת בר אילן (77 נשים ו 43 גברים בני 19 עד 34, ממוצע= 23) התנדבו להשתתף במחקר ללא תגמול כספי. המשתתפים חולקו באופן אקראי לשמונה תנאים על פי תכנון של  X 2 x 2 2 בין הנבדקים, כאשר 15 משתתפים בכל מצב.

חומרים והליך. המשתתפים התנהלו באופן פרטני. ההוראות הכלליות, משימת הדמיון המודרכת, שני תנאי ההטרמה (הטרמת בסיס מאובטחת, הטרמה ניטרלי) והערכת מצב הרוח הנוכחי היו זהים לאלה שתוארו במחקר 2. מקדם האלפא עבור ששת פריטי מצב הרוח היה מספיק (.75 ). מיד לאחר הערכת מצב הרוח, נאמר למשתתפים כי החלק הבא של המחקר הוא סקר עמדות כלפי ישראל. נאמר להם גם שהם יקבלו חיבור שנבחר באופן אקראי שנכתב על ידי סטודנט שהגיע לאוניברסיטה (14 משפטים). לאחר מכן קראו המשתתפים עותק של חיבור בכתב יד והתבקשו למלא טופס הערכה אודות החיבור.

המשתתפים חולקו באופן אקראי לארבעה תנאים על פי שיוך היעד (בקבוצה, מחוץ לקבוצה) והגישה לישראל שבאה לידי ביטוי במאמר (חיובי, ניטרלי). לצורך מניפולציה של שיוך היעד הוצג בראש הכותרת שמו של הכותב (מאותו מין המשתתף) יחד עם פרטים על ההתמחות שלהם. מחצית מהמשתתפים קראו חיבור שנכתב לכאורה על ידי סטודנט עם שם פרטי ושם משפחה יהודי ישראלי (מצב פנים- קבוצתי). החצי השני של המשתתפים קרא מאמר שנכתב לכאורה על ידי תלמיד עם שם פרטי ושם משפחה ערבי ישראלי טיפוסי (מצב חוץ -קבוצתי). בתוך כל תנאי שיוך יעד, מחצית מהמשתתפים קיבלו מאמר אנטי ישראלי, והחצי השני מאמר ניטרלי. במאמר האנטי-ישראלי, 11 הצהרות היו ביקורתיות מאוד כלפי ישראל, והתמקדו באי-שוויון כלכלי ואתני, פונדמנטליזם, מיליטריזם וחוסר אהדה לזרים. המאמר כלל גם 3 הצהרות חיוביות על ישראל. במסה הניטרלית, 7 מהמשפטים הביעו גישה חיובית לישראל, ו -7 משפטים ביטאו גישה שלילית. המשפטים הוצגו בסדר אקראי.

טופס ההערכה כלל 10 פריטים שדורגו בסולם 7 נקודות שנע בין כלל לא (1) עד מאוד (7). המשתתפים דירגו את ישימותן של 5 תכונות חיוביות (כנות, חביבות, אינטליגנטיות, סובלנות, אמינות) ו -5 תכונות שליליות (שחצניות, אי- רגישות, וכחנות, נוקשות, סנוביות) לכותב המאמר. התכונות הוצגו בסדר אקראי. מקדם האלפא הצביע על עקביות פנימית נאותה עבור 10 הפריטים לאחר שהפכנו את סולם התגובות של תכונות שליליות (.88). מכאן שחישבנו ציון הערכה כולל לכל משתתף על ידי ממוצע של 10 הפריטים. ציונים גבוהים יותר שיקפו הערכה חיובית יותר של הכותב.

תוצאות ודיון

ערכנו ניתוח שונות תלת-כיווני למצב של תנאי הטרמות (בסיס בטוח, ניטרלי), שיוך יעד (מתוך-הקבוצה, מחוץ לקבוצה) וסוג מאמר (אנטי-ישראלי, ניטרלי) בהערכת הכותב.  ניתוח שונות זה הניב השפעות עיקריות משמעותיות עבור שיוך יעד, F (l, 112) = 5.35, p <.05, T) 2 = .04, וסוג מאמר, F (l, 112) = 6.49, p <.05, Tj2 = .05. המשתתפים דיווחו על הערכה חיובית יותר של הכותב הקבוצתי מאשר של הכותב מחוץ לקבוצה (M = 4.99 לעומת M = 4.64). הם גם דיווחו על הערכה חיובית יותר של הסופר הניטרלי (M = 5.01) מאשר של הסופר האנטי-ישראלי (M = 4.62). ניתוח השונות הניב גם אינטראקציות דו כיווניות משמעותיות להטרמה ולשיוך יעד, F (l, 112) = 5.64, p <.05, T) 2 = .04, ולסוג ההטרמה וסוג החיבור, F (l, 112) = 7.97, p <.01, rj1 = .06. חשוב לציין כי האינטראקציה התלת-כיוונית הצפויה לא הייתה משמעותית.

בדיקות השפעה עיקריות פשוטות שבחנו את מקור יחסי הגומלין של הטרמה X שיוך יעד, שיחזרו את ממצאי המחקרים 1-4. בעוד שהמשתתפים במצב ההטרמה הניטרלי העריכו את הכותב הקבוצתי בצורה טובה יותר מאשר הכותב מחוץ לקבוצה, F (l, 112) = 10.63, p <.01, המשתתפים במצב הטרמת בסיס בטוח לא הראו הבדל משמעותי בהערכה של שני סוגי הכותבים (ראה אמצעים בטבלה 5). בדיקות אלה העלו גם כי הטרמת בסיס בטוח הובילה להערכה חיובית יותר של הכותב מחוץ לקבוצה מאשר בהטרמה הניטרלית, F (l, 112) = 14.39, p <.01 (ראו טבלה 5). לא הייתה השפעה משמעותית על ההערכה של הכותב הפנים- קבוצתי. בדיקות השפעה עיקריות פשוטות שבדקו את המקור לאינטראקציה של הטרמה X סוג מאמר העלו כי ההערכה החיובית יותר של הסופר הניטרלי מאשר של הסופר האנטי-ישראלי הייתה משמעותית רק במצב ההטרמה הניטרלי, F (l, 112) = 10.63, p < .01 (ראה טבלה 5). במצב הטרמת בסיס בטוח, לא נמצאה השפעה משמעותית על סוג החיבור. בדיקות אלה גם הצביעו על כך שהטרמת הבסיס הבטוח הובילה להערכה חיובית יותר של הכותב האנטי-ישראלי בהשוואה להטרמה ניטרלית, F (l, 112) = 16.48, /? <.01 (ראה טבלה 5). לא נמצאה השפעה משמעותית על ההערכה של הכותב הניטרלי.

טבלה 5: אמצעים וסטיות סטנדרטיות של תגובות הערכה על פי תחול, סוג מסה ושיוך יעד (מחקר 5)

הערה: אמצעים עם רישומי משנה שונים בתוך שורות, שונים באופן משמעותי ב- a= .01. ציונים גבוהים יותר מצביעים על הערכות חיוביות יותר.

ביחס לתפקיד האפשרי של מצב הרוח כמגשר, ניתוח שונות תלת-כיוונית חשף השפעה עיקרית משמעותית של הטרמה על ציון מצב הרוח, F (l, 112) = 11.02, p <.01, rf = .09, עם הטרמת בסיס בטוח המובילה למצב רוח חיובי יותר (M = 4.49) מאשר ההטרמה הניטרלית (M = 3.82). שום השפעה אחרת לא הייתה מובהקת סטטיסטית. עם זאת, מצב הרוח המדווח לא היה קשור באופן משמעותי להערכת סופרים (.06). יתרה מזאת, ניתוחי שונות שבדקו את השפעות ההתחלה, שיוך היעד וסוג המאמרים על הערכת הכותבים, עם מצב רוח כמשתנה מפוקח, עדיין חשפו את האינטראקציות המשמעותיות עבור הטרמה X שיוך יעד, F (l, 111) = 6.06, p <.05, T) 2 = .04, ו- הטרמה X סוג מאמר , F (l, 111) = 8.83, p <.01, rf = .06. ההשפעות העיקריות הפשוטות המדווחות ובדיקות ההבדלים הממוצעות נותרו גם הן משמעותיות לאחר הפרדת מצב הרוח. כלומר, שוב מצב הרוח לא יכול היה להסביר את ההשפעות של הטרמת בסיס מאובטחת על התגובות ליעדים מחוץ לקבוצה.

אף על פי שהאינטראקציה התלת-כיוונית הצפויה לא הייתה משמעותית, הופיעו שתי אינטראקציות משמעותיות דו-כיווניות, שמשמעותן הייתה כי הטרמת בסיס בטוח התייחסה לתגובות הגנאי נגד חברי הקבוצה החיצונית או למטרות שאיימו על השקפת עולמם של המשתתפים. כלומר, הטרמת בסיס בטוח החלישה את ההשפעות של שיוך יעד או איום על תפיסת עולם. מעבר להשפעות של הטרמת בסיס בטוח, חשוב לציין כי חבר מתוך הקבוצה שהעביר ביקורת על מדינת המשתתף הוערך בצורה שלילית באותה מידה כפי שהוערך חבר ניטרלי מחוץ-לקבוצה, מה שמרמז כי איום על תפיסת העולם היה מאפיין קריטי של תגובות שליליות אלה.

תוצאות מחקר 5 רומזות כי הטרמת בסיס בטוח מפחיתה תגובות שליליות לאנשים המאיימים על השקפות עולם תרבותיות, גם אם הם חברים בקבוצה. לפיכך, אפשר לתהות האם ההשפעות שנצפו של הטרמת בסיס בטוח על הערכה מחוץ לקבוצה הן ייחודיות לקבוצות -חוץ או שמא יתרחשו בכל מטרה המאיימת על זהותו של האדם. ניתן לקונן שמחקרינו אינם יכולים לספק תשובה מוחלטת לשאלה זו מכיוון שהם מתמקדים בעיקר בהשפעות של הטרמת בסיס בטוח על הערכה מחוץ לקבוצה. רק הממצאים של מחקר 5 מרחיבים את ההשפעות הללו לאיומי השקפת עולם, מה שמרמז על השפעה גלובלית יותר של הטרמת בסיס בטוח. מחקרים נוספים צריכים לבחון נושא זה ולבחון את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על הערכת האחרים המאיימים או השליליים מעבר להבחנות פשוטות בתוך הקבוצה / מחוץ לקבוצה.

דיון כללי

בסך הכול, ממצאי חמשת המחקרים הללו תורמים לשילוב מתמשך של תחום היחסים הבין-אישיים ותחום היחסים הבין-קבוצתיים תוך הדגשת הרלוונטיות של תיאוריית ההתקשרות לצורך הסבר התגובות לקבוצות -חוץ. ממצאינו מצביעים על כך שההפעלה ההקשרית של תחושת הבסיס הבטוח מקטינה תגובות שליליות למטרות קבוצתיות, כמו גם תגובות שליליות לאנשים שמביעים דעות שליליות או ביקורתיות לגבי היבטים מסוימים בתפיסת העולם של האדם (למשל זהות לאומית). תחושה של להיות נאהב ומוקף על ידי תמיכה בזולת נראה שמאפשרת לאנשים לפתוח את עצמם לתפיסות עולם אלטרנטיביות ולהיות מקבלים יותר כלפי אנשים שאינם שייכים לקבוצה שלהם.

חשוב לציין כי בכל חמשת המחקרים, ביטול הטרמת בסיס בטוח ביטל כמעט כל הערכה דיפרנציאלית של יעדים בקבוצה ובחוץ. תוצאה זו שוכפלה באמצעות נהלי הטרמה שונים וקבוצות -חוץ שונות. יתר על כן, הוא הושג על ידי שילוב של תוצאות חמשת המחקרים באמצעות נהלים מטא-אנליטיים (Rosenthal, 1984). בעוד שההשוואה בין הערכות בתוך הקבוצה ומחוץ לקבוצה לבין הערכות לתנאים ניטרליים הניבה גודל אפקט גדול יחסית (d = 1.34 של כהן, מרווח ביטחון של 95% מ -0.93 ל -1.89), אותה השוואה בתנאי התחלה בסיסיים בטוחים העלתה כי גודל השפעה זה היה סביב אפס (d = 0.06 של כהן, מרווח ביטחון של 95% מ- -0.07 ל 0.11).

חשוב לציין כי לא ניתן לייחס את הממצאים לשונות במצב הרוח שנוצרו על ידי הטרמת סכמת הבסיס הבטוח. ראשית, הטרמת ההשפעה החיובית, בהשוואה להטרמה ניטרלית, לא הצליחה להפחית תגובות שליליות לקבוצות-חוץ. באופן שני, אף על פי שהטרמה של סכמת הבסיס הבטוח הובילה לעתים לשיפור במצב הרוח, וריאציה רגשית זו לא הצליחה להסביר את ההשפעות של הליך ההטרמה על התגובות לחברים מחוץ לקבוצה. ככלל, המשכפל של הממצאים על פני טכניקות הטרמה וקבוצות חוץ, כמו גם דחיית הסבר מצב רוח חלופי, מחזקים מאוד את התוקף הפנימי של הקשר שנצפה בין סכמת הבסיס הבטוח והתגובות לקבוצות -חוץ. ההשפעה הנחקרת היא אמתית וחזקה למדי.

ממצאי המחקרים 1 ו -2 מצביעים על כך שתחושת הביטחון הכרונית של האדם תורמת גם היא לתגובות לקבוצות-חוץ . למרות שהימנעות מהתקשרות לא הייתה קשורה באופן משמעותי לתגובות אלה, ככל שחרדת ההתקשרות הייתה גבוהה יותר, כך התגובות כלפי חברים מחוץ לקבוצה היו שליליות יותר. כלומר, אנשים שלא דאגו באופן כרוני מהזמינות והתמיכה של אחרים משמעותיים בזמני צורך (אלה שהיו בעלי חרדה נמוכה) הראו תגובות שליליות מוחלשות בפני חברים מחוץ לקבוצה. ממצא זה מקביל להשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות לקבוצות -חוץ.

השאלה היא, אם כן, מדוע סתם חרדת התקשרות הייתה קשורה לחריגה חוץ-קבוצתית. ההמשגה של סמית ‘ואחרים (1999) של חרדת התקשרות מבחינת מוטיבציה למניעה (היגינס, 1998) עשויה לספק תשובה מהוססת לשאלה זו. מוטיבציה למניעה כוללת דאגה לצורכי הביטחון, פחד מתוצאות שליליות, עמדה יתר על המידה שמטרתה למנוע תוצאות אלה ותחושות נרגשות (חרדה, מתח) בעקבות תוצאות שליליות (למשל, Crowe & Higgins, 1997; Higgins, Shah, & Friedman) , 1997). יתרה מזאת, מוטיבציה למניעה נמצאה כגורמת לתגובות שליליות חזקות כתגובה לאיומים הנגרמים כתוצאה מאישור סטריאוטיפי (Forster, Higgins & Strack, 2000). לדברי סמית ‘ואח’. (1999) נראה כי מוטיבציה זו אופיינית לאנשים עם ציונים גבוהים בחרדת התקשרות מכיוון שהם עוסקים באופן כרוני בתוצאות שליליות העשויות להגיע ממערכות יחסים קרובים (למשל, דחייה, פסילה) ולכן נוקטים גישה צבועה בכדי למנוע את התוצאות הללו. לפיכך האיום המרומז מהמפגש עם חבר מחוץ לקבוצה צריך לעורר מצוקה ולהפעיל הגנות בין קבוצות בעיקר בקרב אנשים בעלי סיכוי גבוה לחרדת התקשרות, מכיוון שהם כבר ממוקדים במניעת איומים כאלה.

הימנעות מהתקשרות עשויה להיות פחות רלוונטית לצורך הסבר תגובות לקבוצות-חוץ, מכיוון שממד זה נראה תואם את המוטיבציה לקידום של היגינס (1998), הקשורה להשגת תוצאות חיוביות ולא למניעה של תוצאות שליליות (Smith et al., 1999). יתרה מזאת, אנשים בעלי ציון גבוה בממד זה נוטים להתרחק ממקורות מצוקה ולא לנקוט ביחס יתר על המדה כלפי איומים (Fraley, Garner, & Shaver, 2000; Fraley & Shaver, 1997). מחקרים נוספים צריכים לבחון את הקשר בין ממדי התקשרות, נטיות מוטיבציה, והטיות בין קבוצות.

מחקרים 1 ו -2 גם מצביעים על כך שההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות לקבוצות -חוץ לא היו תלויות באופן משמעותי בסגנון ההתקשרות של המשתתף. במילים אחרות, הפעלה קונטקסטואלית של סכמת הבסיס הבטוח הקטינה תגובות שליליות לקבוצות -חוץ ללא התחשבות בסגנון ההתקשרות, מה שמרמז שההשפעה כללית למדי, אולי מכיוון שהיא משפיעה על היבט אוניברסאלי של המערכת ההתקשרות-התנהגותית. ממצא זה מרמז כי הפעלה זמנית, של סכמת הבסיס הבטוח, מביאה אפילו אנשים חסרי ביטחון כרוניים להגיב לקבוצות -חוץ באופן קביל וסובלני יותר. הכלליות של השפעה זו עשויה להועיל בהגדרות קליניות או חינוכיות, בהן מבקשים פתיחות מוגברת. נכון להיום, איש אינו יודע אם יישומים חוזרים ונשנים של הכנת בסיס בטוח גורמים לשינוי מתמשך באבטחת ההיקשרות, אך זהו נושא שכדאי לבחון. הימנעות מהיקשרות עשויה להיות פחות רלוונטית לצורך הסבר תגובות לקבוצות -חוץ, מכיוון שממד זה נראה תואם את המוטיבציה לקידום היגינס (1998), הקשורה להשגת תוצאות חיוביות ולא למניעה של תוצאות שליליות (Smith et al., 1999). יתרה מזאת, אנשים בעלי ציון גבוה בממד זה נוטים להתרחק ממקורות מצוקה ולא לנקוט ביחס יתר על המדה כלפי איומים (Fraley, Garner, & Shaver, 2000; Fraley & Shaver, 1997). מחקרים נוספים צריכים לבחון את הקשר בין ממדי התקשרות, נטיות מוטיבציה, והטיות בין קבוצות.

התהליכים הקוגניטיביים שהופעלו על ידי הטרמת בסיס בטוח עשויים להסביר את עצמאות ההשפעות הנצפות של הטרמת בסיס בטוח וחרדת התקשרות. קחו, למשל, הפעלת זיכרון מסוים של אבטחת התקשרות (למשל, בקש מאדם לחשוב על פרק התייחסותי בו הוא או היא מרגישים בטוחים). זיכרון זה עשוי להזכיר לאדם זיכרונות אפיזודיים דומים, לעכב זיכרונות בלתי פוסקים של חוסר ביטחון של התקשרות, להביא לתודעה סכמות ספציפיות וגנריות ביחסים העולות בקנה אחד עם תחושת בסיס בטוח, ומעכבים אוריינטציות ייחודיות וגנריות ביחסים בלתי-רציפים של חרדת התקשרות והימנעות. באופן זה, ההפעלה ההקשרית של זיכרון מסוים עשויה להתפשט על כל רשת הזיכרון הסמנטית, שעלולה להשתלט באופן זמני על ידי תחושת ביטחון. כתוצאה מכך, תגובות האדם יהיו מוטות באופן זמני בהתאם לזיכרון המופעל גם אם זיכרון זה אינו עולה בקנה אחד עם נטיית ההתקשרות הכרונית שלו. ניתן להחיל נימוק זה גם על אנשים שכבר בטוחים באופן כרוני. הזיכרון המופעל של ביטחון היקשרות ירכיב בהקשרם את הנגישות הכרונית שלהם לתחושת הבסיס הבטוח. עם זאת חשוב לציין כי הממצאים שלנו מראים כי ההשפעות הזמניות של הפעלת סכמת הבסיס הבטוח קיימות בד בבד עם ההשפעות של חרדת התקשרות כרונית. כלומר, תגובות של אדם לקבוצות חוץ יכולות להיות מושפעות במקביל בכיוונים מנוגדים על ידי הטרמת סכמת הבסיס הבטוח, מחד, ועל ידי זיכרונות וסכמות נגישים כרונית הקשורים לחרדת התקשרות, מצד שני.

תוך ניסיון להסביר את ההשפעות שנצפו של הטרמת בסיס בטוח, עלינו להזכיר כמה מנגנונים אלטרנטיביים העשויים לבסיס השפעות אלה. בהשאלה על המינוח של Bartholomew והורוביץ (1991), אנו מציינים כי הטרמת בסיס בטוח עשויה להפעיל מודלים חיוביים של אחרים, אשר בתורם עשויים להיות תגובות צבעוניות משפיעות כלפי קבוצות חוץ. למעשה, קשרים בטוחים נמצאו קשורים לתפיסות חיוביות של בני זוג במערכת יחסים (למשל, Collins, 1996; Hazan & Shaver, 1987). עם זאת, מנגנון זה אינו יכול להסביר את כל תבניות התוצאות. ראשית, ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח הוגבלו לחברים מחוץ לקבוצה או לאנשים שדעותיהם איימו על השקפות העולם של המשתתפים. להטרמת בסיס בטוח לא הייתה השפעה על התגובות לחברים בקבוצה. לפיכך, נראה כי התגובה השלילית המוחמצת לחברים מחוץ לקבוצה בעקבות הטרמת בסיס בטוח משקפת סובלנות מוגברת כלפי אנשים אלה ולא שינוי לא ספציפי במודל של אנשים אחרים. שנית, הממד של הימנעות מהתקשרות, המבדיל אנשים שיש להם מודלים חיוביים לעומת שליליים של אחרים (Bartholomew & Horowitz, 1991), לא היה רלוונטי להסבר תגובות לקבוצות -חוץ. תגובות דומות לאותן קבוצות מחוץ לקבוצה נמצאו אצל אנשים שרשמו הימנעות גבוהה או נמוכה, ללא קשר לגרסאות המקבילות במה ש Bartholomew והורוביץ (1991) קראו המודל של אחרים.

מתוך מחשבה בקווים אלה, אפשר לתהות מדוע הטרמת בסיס בטוח לא השפיעה באופן משמעותי על התגובות לחברים בקבוצה, בהתחשב בכך שהיקשרות הבטחון קשורה בדרך כלל למודל חיובי של אחרים (Collins & Read, 1994) וכן עם אוריינטציה חברתית חיובית בדרך כלל (Shaver & Hazan, 1993). יתכן שהמודל של ברתולומיאו והורוביץ (1991) של אחרים, המתייחס לייצוגים של שותפים לזוגיות קרובה, אינו רלוונטי לתגובות לחברים בקבוצה שאינם נחשבים כשותפים לזוגיות קרובה. בהתאם לכך, מטרת האינטראקציה העיקרית של אנשים קשורים באופן בטוח – השגת קרבה ואינטימיות (Shaver & Hazan, 1993) – עשויה להיות לא רלוונטית לתגובות לחבר לא מוכר בקבוצה פנימית גדולה. בהנמקה לאורך שורות אלה, אנו יכולים לשער כי הכללתם של יחסי שותפות בין החברים בקבוצה הממוקדת או הכללת אינטראקציות אינטימיות יותר עם אנשים בקבוצת היעד תאפשר לנו לצפות בהשפעות חיוביות של הטרמת בסיס בטוח על התגובות לחברים בקבוצה. גורם נוסף שעשוי להשפיע על התוצאות הוא שבכל המחקרים המשתתפים היו מסביבה תרבותית מערבית והיעדים בקבוצה היו יהודים ישראלים. מחקרים עתידיים צריכים לנסות לשכפל את הממצאים שלנו בהקשרים תרבותיים אחרים תוך שימוש ביעדים שונים בקבוצה.

ההשפעה המפחיתה של הטרמת בסיס בטוח על התגובות לחברים בקבוצת-החוץ עשויה להיות מוסברת בחלקה גם על ידי המודל העצמי של ברתולומיאו והורוביץ (1991). באופן ספציפי, הטרמת בסיס בטוח אולי הפעילה ייצוג עצמי חיובי יותר, מה שבתורו עשוי לעודד תגובות חיוביות יותר כלפי קבוצות-חוץ. למעשה, מרכיב מרכזי בתחושת הבסיס הבטוח הוא ייצוג העצמי כראוי וכמי שמסוגל להתמודד עם אירועים מאיימים (Bartholomew & Horowitz, 1991). יתר על כן, התקשרות בטוחה נקשרה עם ציפיות גבוהות יותר ליעילות עצמית בהתמודדות עם לחץ (Mikulincer & Florian, 1998). במחקרים שדווחו כאן, מודלים עצמיים חיוביים אלה עשויים להגביר את הביטחון העצמי ביחס להתמודדות יעילה עם האיומים שבמפגשים עם חבר מחוץ לקבוצה, והפחיתו את הערכתם של חברי קבוצת-החוץ כמקור לחרדה ולהפחתה -גנאי ודחייה של הקבוצה. הסבר זה נתמך על ידי הממצא כי חרדת התקשרות, המבדילה בין אנשים שיש להם מודלים שליליים לעומת חיוביים של העצמי (Bartholomew & Horowitz, 1991), הייתה קשורה באופן משמעותי לתגובות לחברים מחוץ לקבוצה. מחקרים 1 ו -2 מצביעים בבירור כי אנשים שקיבלו ציון נמוך בחרדת ההתקשרות, שנמצאו כבעלי ציפיות גבוהות ליעילות עצמית (Mikulincer & Florian, 1998), היו פחות תגובות שליליות ליעדים מחוץ לקבוצה מאשר אנשים שקיבלו ציון גבוה על ממד התקשרות זה.

הסבר זה נתמך עוד יותר על ידי ממצאי מחקר 3, המצביעים על כך שמערכת איומים מתווכת את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על תגובות לקבוצות-חוץ . הטרמת בסיס בטוח צמצמה את הערכת קבוצת החוץ כמקור לאיומים ריאליסטיים וסמליים, ושהערכת האיום המוחלשת הייתה קשורה לתגובות פחות שליליות לקבוצת החוץ הממוקדת. למעשה, בקרה סטטיסטית על הערכת איומים החלישה במיוחד את הקשר בין הטרמת בסיס בטוח לתגובות לקבוצות-חוץ. יתכן, אפוא, שהפעלת מודלים חיוביים של עצמי המיוצר על ידי הטרמת בסיס בטוח התבטאה באופן ישיר בהערכה חיובית יותר של קבוצות החוץ, והדילול הנמשך שנגרם לקבוצת-חוץ חריגה. זהו, כמובן, הסבר פוסט הוק; לא נאספו נתונים על אמונות ביחס ליעילות עצמית בהתמודדות עם קבוצות -חוץ. מחקרים עתידיים צריכים לבחון לעומק את הקשר בין ציפיות ליעילות עצמית לבין הערכת קבוצות -חוץ כמקור לאיום.

הממצאים של מחקרים 4 ו -5 נראים גם בעקיפין כמי שתומכים בתרומתם הבסיסית של מודלים חיוביים של עצמי לתגובות כלפי קבוצות -חוץ. מחקרים אלה מראים כי הטרמת בסיס בטוח מספקת מגן קוגניטיבי-אקטיבי מפני איומים פוטנציאליים, ובכך הופכת את הפעלת החרגת קבוצת-חוץ למיותרת. באופן ספציפי, הטרמת בסיס בטוח מקטינה את התגובות השליליות לקבוצות החוץ גם כאשר אנשים חווים איומים על הערכה עצמית או השקפת עולם, אשר בדרך כלל מעדיפים תגובות שליליות אלה. יתר על כן, הטמעת בסיס בטוח מחלישה את השפעות האיומים ההקשרים הללו על חריגה של קבוצת-חוץ. יתכן כי התחושה של בסיס בטוח מגבירה את אמונו של האדם בכישורי ההתמודדות שלו או שלה להתמודדות עם איומים על הערכה עצמית או השקפת עולם, מה שמצמצם את הצורך לגרוע באופן מוחלט או לדחות את חברי קבוצות החוץ. בעקבות קו הפרשנות שלעיל, ניתן להתפתות לטעון כי ניתן להסביר את תוצאותינו על ידי תנודות בהערכה העצמית הכללית ולא על ידי הפעלה של מודלים של עצמי הקשורים לתחושה של בסיס בטוח. למרות שלא נוכל להפחית לחלוטין אפשרות זו בהתחשב בכך שלא נאספו נתונים על הערכה עצמית, נראה כי ממצאים קודמים מעדיפים את דחייתה. ראשית, למרות קשר חיובי בין הערכה עצמית לבין היקשרות בטוחה, Mikulincer and Florian (2000) מצאו כי וריאציות בהערכה העצמית לא הביאו להשפעות של היקשרות בטוחה על תגובות הגנתיות לאיומים קיומיים. שנית, קרוקר ולוחנן (1990) והוג ואברמס (1990) מצאו כי הערכה עצמית קשורה לתגובות שליליות יותר, לא פחות, לקבוצות -החוץ – ביטוי ישיר של מניע מצד אנשים בעלי הערכה עצמית גבוהה לשמירה ולהעצמת הערך העצמי. לעומת זאת, אנשים המחוברים היטב לא נראים בעלי מוטיבציה לשמור על הערכה עצמית על ידי עיוות של השקפות או תפיסות עצמית של אחרים בהקשרים מלחיצים (למשל, Mikulincer, 1998; Mikulincer et al., 1998). במקום זאת, הם נוטים לחפש את תמיכתם של אחרים משמעותיים שנראה שהם מתפקדים כנדבכים במודלים העצמיים החיוביים שלהם.

איננו טוענים כי הטרמת בסיס בטוח מפחיתה את ההגנות הפסיכולוגיות באופן כללי או גורמת לאנשים להיות פחות מוגנים. במקום זאת, הטרמת בסיס בטוח עשויה לאפשר או לעודד אנשים להפעיל מכשירי התמודדות שאינם הגנות בין קבוצתיות. טענה מעשירה היא שלמרות שהמחקרים שדווחו כאן תומכים ברעיון כי הטרמת בסיס בטוח גורמת להסתמכות על הגנות בין קבוצתיות נחוצות פחות, אך הן אינן חושפות את נתיבי ההתמודדות האלטרנטיביים שנפתחו על ידי הכנת בסיס בטוח. זהו נושא חשוב נוסף למחקר עתידי. הפעלת סכמת הבסיס הבטוח עשויה לא רק להפחית את הגנאי מחוץ לקבוצה אלא גם לגרום לאנשים לחפש קרבה ותמיכה מאחרים. תגובת ההתמודדות הזו היא האסטרטגיה העיקרית לוויסות השפעה של מערכת ההתקשרות ורכיב ליבה בתסריט הבסיס הבטוח (Bowlby, 1988; Miku-lincer & Florian, 1998). מחקר נוסף אמור לבחון את ההגנות האלטרנטיביות הללו ואת קשריהן להטיות בין קבוצות.

הקשר האפשרי בין הטרמת בסיס בטוח לבין מודלים של עצמי עשוי לגרום לשינוי באוריינטציה המוטיבציונית. באופן ספציפי, ההפעלה ההקשרית של תחושת בסיס בטוח עשויה לבטל את המוטיבציה למניעה (היגינס, 1998), העוסקת בצורכי הביטחון והימנעות מתוצאות שליליות, ומכאן, להחליש את התגובות השליליות לאיומים המשתמעים על ידי קבוצות חוץ. נימוק ספקולטיבי זה נתמך על ידי ממצאים המראים כי הפעלת מוטיבציה למניעה גורמת לעלייה בסטריאוטיפים ודעות קדומות (Forster et al., 2000). זה גם תואם את הצעתם של סמית ‘ואח’ (1999) לפיה מודלים עצמיים שליליים של אנשים הקשורים בדאגה תואמים את המוטיבציה למניעה. נראה שמתגלה תמונה מושגית כוללת של דרכי המוטיבציה (מניעה) הביטחונית, אם היא מופעלת על ידי איום, מביאה לסטייה מחוץ לקבוצה והדרכים שתחושת בסיס בטוח יכולה לעזור להחליש או לבטל את המוטיבציה הזו ולבטל ההשפעות השליליות של האיום.

ההמשגה המתעוררת עולה בקנה אחד עם ההשקפה של הטיה בין הקבוצות כתגובה הגנתית (Tajfel & Turner, 1986). עם זאת, יש יותר מהטיה בין הקבוצות מאשר תגובות הגנתיות. לדוגמה, ניתן לטעון כי תחילת בסיס בטוח מגדילה את הנגישות של טוב לב וחמלה או ערכים שאינם עולים בקנה אחד עם לגרוע מאחרים, מה שעלול להחליש את התגובות השליליות לקבוצות -חוץ ללא הגברת ההעדפות של הערכות בתוך הקבוצה. אף שמדובר גם בהסבר פוסט-הוק ולא נאספו נתונים על תחושות חמלה כלפי חברים מחוץ לקבוצה, זה מתאים לטענתו של בולבי (1973) כי תחושת בסיס בטוח מקדמת טיפול ודאגה אמיתית לרווחתם של אחרים. (ראו גם Kunce & Shaver, 1994, בנושא טיפול במערכות יחסים זוגיות בוגרות.) הסבר זה משתלב גם עם הקשר החיובי שנצפה בין סגנון התקשרות בטוחה לבין גישת חמלה לסבלם של אחרים (פלוריאן, מיקולינר, והירשברגר, 2000).  גישת חמלה זו עשויה להיות רלוונטית במחקרים שלנו, מכיוון שכל קבוצות החוץ הממוקדות היו מיעוט יחסי בעלי מעמד נמוך. מחקר נוסף צריך לבחון הסבר זה תוך שימוש בהרבה קבוצות-חוץ, בעלות סטטוס גבוה.

בעורק קשור, ההפעלה ההקשרית של התחושה של בסיס בטוח עשויה להגביר את הנגישות של נורמה חברתית של אינטראקציות תומכות, ידידותיות ואכפתיות עם אחרים, מה שבתורו עשוי להוביל לתגובות חיוביות יותר לחברים מחוץ לקבוצה.

יש מחקר רב על השפעות הנורמות החברתיות על עמדות בין הקבוצות (ראו סקירה של Mackie & Smith, 1998). בהתאם, נראה כי התחושה של בסיס מאובטח מקדמת אוריינטציה יותר פרו-סוציאלית (Shaver & Hazan, 1993). מחקר עתידי צריך לבחון את ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על ערכי האדם וכן על מדדים עדינים של דעות קדומות שעלולים להיות פחות מושפעים מהנורמות החברתיות.

אפשרות נוספת אחרת היא כי הטרמת בסיס בטוח מגבירה את המוטיבציה לחקור, מגבירה פתיחת מבנים קוגניטיביים והפחתת תגובות שליליות לחברים מחוץ לקבוצה או לאנשים המחזיקים בתפיסת עולם שונה. ההשפעות שנצפו של הטרמת בסיס בטוח עשויות לשקף פתיחות קוגניטיבית וצמצום הדוגמטיזם והסמכותיות. על אף טיבו הפוסט-הוק של הסבר זה, נובע מטענתו של בולבי (1988) כי התחושה של בסיס בטוח מקדמת חקר ולקיחת סיכונים. יתר על כן, זה משתלב עם הקשר החיובי המתועד בין תחושת בסיס בטוח לפתיחות קוגניטיבית (Mikulincer & Arad, 1999).

שילוב של המנגנונים האלטרנטיביים שצוינו לעיל של הטרמתת בסיס בטוח מגלה שהם תואמים את שלושת העקרונות המוטיבציוניים הבסיסיים של התנהגות חברתית של מאקי וסמית ‘(1998) – הרצון לשמור ולהעצים את הראייה החיובית של העצמי, המניע לחיבור, והרצון לשלוט ולהבין את העולם. ראשית, התחושה שיש בסיס בטוח עשויה לקדם ראייה חיובית של העצמי ולכן להפחית את הצרכים מונחי המניעה. שנית, זה עשוי לקדם רגשות וערכים פרו-סוציאליים, ובכך להגביר את המניע לחיבור לאחרים. שלישית, זה עשוי להקל על החקירה, ובכך לחזק את הרצון לשלוט ולהבין את העולם. יתכן שהקונסטלציה המוטיבציונית הספציפית הזו עשויה לבסס את הנחתת התגובות השליליות לקבוצות -חוץ המיוצרות מתוך תחושה של בסיס בטוח.

בהתחשב בתפקיד החשוב שתחושת הבסיס הבטוח ממלאת הן בקשרים קרובים והן ביחסים בין קבוצות, זה יכול לתרום להבנת ההשפעות של חברות בין קבוצות על תגובות לקבוצות-חוץ. Pettigrew (1997) הראה כי אנשים שיש להם חברים מחוץ לקבוצה היו בעלי רמות דעות קדומות נמוכות יותר למגוון קבוצות -חוץ מאשר אלו שלא עשו זאת. יתר על כן, רייט ואח ‘. (1997) דיווחו כי גם המשתתפים שיצרו חברויות בין קבוצות וגם המשתתפים שהיו מודעים לכך שלחברים אחרים בקבוצה קיימות חברויות כאלה הראו ירידה דרמטית בעוינות הבין-קבוצתית. יתכן כי היווצרות של חברות ידידות בין קבוצות עשויה להפעיל ייצוגים של ביטחון התקשרות, אשר בתורו עשוי להפחית צרכים מונחי מניעה, לחזק את המניעים הפרו-סוציאליים והחקירתיים, ולפיכך, להחליש תגובות שליליות לקבוצות -חוץ. מחקר נוסף צריך לבחון את השלכות ההתקשרות של היווצרות קשרים חוצי- קבוצות ואת התפקיד שתחושת הבסיס הבטוח עשויה למלא בהסבר ההשפעה המיטיבה של קשר בין קבוצות על יחסי בין קבוצות.

לממצאים שלנו השלכות חשובות על הבנת המשמעות הפסיכולוגית והתפקודים של התחושה של בסיס בטוח. תחילה ניתן להתפתות לפרש את הממצאים כמרמזים כי תחושת הבסיס הבטוח מעכבת הזדהות בקבוצה ומעודדת אידיאולוגיה אינדיבידואליסטית. אולם השקפה פשטנית זו עומדת בסתירה לתפיסתו של בולבי (1988) של הבסיס הבטוח כמקדם מערכות יחסים חמות וידידותיות ודאגה אמתית לאחרים. יתר על כן, השקפה זו מבוססת על ההנחה הלקויה כי חוסר שנאה מחוץ לקבוצה מרמז על חוסר אהבה בקבוצה. למעשה, Brewer (1999) שבר לאחרונה את המשוואה בין אהבה בקבוצה לשנאה מחוץ לקבוצה והגיע למסקנה שההיקשרות לקבוצה אינו בהכרח מעיד על עוינות כלפי קבוצות חוץ. לממצאים שלנו השלכות חשובות על הבנת המשמעות הפסיכולוגית והתפקודים של התחושה של בסיס בטוח. תחילה ניתן להתפתות לפרש את הממצאים כמרמזים כי תחושת הבסיס הבטוח מעכבת הזדהות בקבוצה ומעודדת אידיאולוגיה אינדיבידואליסטית. אולם השקפה פשטנית זו עומדת בסתירה לתפיסתו של בולבי (1988) של הבסיס המאובטח כקידום מערכות יחסים חמות וידידותיות ודאגה אמתית לאחרים. יתר על כן, השקפה זו מבוססת על ההנחה הלקויה כי חוסר שנאה מחוץ לקבוצה מרמז על חוסר אהבה בקבוצה. למעשה, Brewer (1999) שבר לאחרונה את המשוואה בין אהבה בקבוצה לשנאה מחוץ לקבוצה והגיע למסקנה שהחיבור לקבוצה אינו בהכרח מעיד על עוינות כלפי קבוצות- חוץ. מכאן שהעובדה שהטרמת הבסיס המאובטחת מנוגדת בתגובות שליליות לקבוצות -חוץ אינה מרמזת בהכרח על חוסר הזדהות עם הקבוצה. אג’נדה אחת למחקר עתידי היא לבחון את המנגנונים הפסיכולוגיים המאפשרים לאנשים בטוחים לשמור על הזדהות בקבוצה מבלי שהם בהכרח שומרים בלבם עוינות כלפי קבוצות-חוץ.

מעבר לתיעוד ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח, המחקרים הנוכחיים חושפים כי אין השפעות משמעותיות של השפעה חיובית על תגובות לקבוצות -חוץ. חוסר השפעה זה מעט מפתיע, מכיוון שמחקרים קודמים מצאו השפעה מסוימת של מצב הרוח על הטיה בין הקבוצות (Abele, Gendolla, & Petzold, 1998; Dovidio et al., 1995; Forgas & Fiedler, 1996). אי-עקביות זו יכולה להיות מוסברת באופן הבא. ראשית, בעוד שקבוצות החוץ ברוב המחקרים הקודמים היו בעלות רלוונטיות נמוכה לזהות המשתתפים, לקבוצות החוץ במחקרים שלנו הייתה רלוונטיות אישית וקולקטיבית גבוהה. שנית, חלק מהמניפולציות של השפעה חיובית במחקרים קודמים עשויות לפעול תוך ייצוגי בסיס בטוחים. הן מתנת הנסיין במחקר של Dovidio et al. (1995) והן שליפה של זיכרונות מאושרים במחקר של Forgas ו- Fiedler (1996) עשויים להיות זיכרונות שהופעלו מחדש של אחרים אוהבים ותומכים. במחקרים שלנו, ניסינו לחסל את הבלבול הזה על ידי הטרמת השפעה חיובית בנפרד ותחושת בסיס בטוח. מחקר עתידי צריך לבחון את ההשפעות של השפעה חיובית על הטיות בין קבוצות תוך בחינת התפקיד שתחושת בסיס בטוח עשויה למלא בהסבר השפעות אלה.

לפני סיום דיון זה, חשוב להזכיר כי המחקרים שלנו התמקדו רק בשני סוגים של תגובות לקבוצות -חוץ. בעוד שהמשתנה התלוי המשמש במחקרים 1, 3 ו- 5 הוא הערכה שלילית כללית של קבוצת- החוץ – מדד קדום שאינו קשור לסטריאוטיפים של קבוצת -החוץ – הנכונות לקיים אינטראקציה (מחקרים 2 ו -4) הוא מדד הכוונה התנהגותית . מחקר נוסף צריך לכלול משתנים תלויים חשובים תפיסתיים אחרים בכדי לקבל תמונה מלאה יותר של ההשפעות של הטרמת בסיס בטוח על יחסים בין קבוצות. לדוגמה, החוקרים יכלו להעריך את הטיפול המפלה בקבוצת החוץ (Tajfel & Turner, 1986) ותגובות רגשיות לקבוצות מחוץ (Mackie, Devos, & Smith, 2000).

במחקרים שלנו המשכנו את התחושה של בסיס בטוח ככרוך ביחסים ברמה האישית. עם זאת, אי אפשר להפעיל את האפשרות שהמניפולציות הקונקרטיות שהשתמשו בהן במחקרים היו כרוכות בייצוגים ברמה הקבוצתית של היקשרות בטוחה (Smith et al., 1999). לדוגמה, ניתן להשתמש במילים כמו קרבה, אהבה ותמיכה כדי להתייחס לקשרים של אנשים לקבוצות כמו גם לבני זוג במערכת יחסים. במחקר עתידי, יש לעשות ניסיונות לתמרן בנפרד רגשות של תמיכה פרטנית לעומת קבוצות וקרבה כדי לבחון את השפעותיהם הנפרדות. מיזם זה ימלא את הפער בין המבנים ברמה האישית של תיאוריית ההתקשרות למבנים ברמה הקבוצתית של יחסי בין קבוצות.

ממצאינו אינם מרמזים כי ההטיה בין הקבוצות נקבעת באופן בלעדי על ידי תחושת בסיס בטוח. למעשה, גורמים חברתיים ומוטיבציוניים אחרים עשויים למלא תפקיד קריטי בעיצוב התגובות לקבוצות-חוץ. מגבלה נוספת של המחקרים שלנו היא ההתמקדות הבלעדית בסכמת הבסיס הבטוח והיעדר המידע על ההשפעות האפשריות של סכמות לא בטוחות. על מחקר עתידי לבחון האם הנגשתם הכרונית או ההקשרית של סכמות לא בטוחות עשויה להחמיר את התגובות השליליות לקבוצות-חוץ . מגבלה שלישית היא השימוש בהגדרות מעבדה וביעדים היפותטיים. יש לשכפל את הממצאים שלנו במחקרי שדה שמעריכים תגובות התנהגות לאנשים בפועל. עם זאת, המחקרים הנוכחיים מראים באופן משכנע כי להפעלה הקשרית של סכמת הבסיס הבטוח יש השפעות ייחודיות ואמינות על הטיות בין קבוצות. המחקרים מהווים צעד חשוב בהדגמת התועלת של תיאוריית ההתקשרות להסבר תהליכים קבוצתיים כמו גם בהרחבת התיאוריה לחקר תופעות חברתיות-תרבותיות רחבות. מחקרים אלה עשויים אפילו לספק דוגמאות מועילות להורים, קלינאים ומחנכים המעוניינים לעודד טוב לב וסובלנות על ידי שיפור ביטחון ההיקשרות.