Имплицитное отношение к форме женского тела у испанских женщин с высоким и низким уровнем неудовлетворенности телом. Часть №3

29 April

Подготовка данных.

Участники, которые не смогли достичь критериев точности и латентности на этапе практики (19 из 93) или сохранить такие критерии в любом из тестовых блоков IRAP (22 из 74, прошедших этап практики), были исключены. Остальные участники (52 человека) провели количественную оценку и анализ эффективности IRAP. Латентность ответа (время, прошедшее, в мс, между началом предъявления зрительного стимула на экране и выдачей правильного ответа участником) является первичным датумом IRAP. Следуя стандартной практике, оценка D-IRAP, адаптация алгоритма D1 (Greenwald et al., 2003), вариант d Коэна (см. Barnes-Holmes et al., 2009, для подробного описания), был использован для количественной оценки величины различий в латентности ответа между обоими состояниями IRAP (pro-slim/anti-fat vs anti-slim/pro-fat). Шаги для этого расчета были следующими: (1) использовались только данные о задержках из шести тестовых блоков; (2) задержки более 10000 МС были удалены из набора данных (0% задержек удалены); (3) все данные от любого отдельного участника были удалены, если они имели более 10% испытаний тест-блока с задержками менее 300 мс (0% участников потеряли на этом этапе); (4) для каждого из четырех типов испытаний были вычислены три стандартных отклонения (в общей сложности 12 SDs): четыре для всех задержек в тестовых блоках 1 и 2, четыре для тестовых блоков 3 и 4 и четыре для тестовых блоков 5 и 6; (5) для каждого из шести тестовых блоков были вычислены четыре средние задержки, по одному на каждый тип испытаний; (6) для каждой пары блоков тестирования и пробного типа, Средняя латентность про-тонкий/анти-жир блока вычитается из среднего времени задержки соответствующего про-жира/анти-тонкий блок, поддавшись разница 12 баллов (по одному на суда тип и пару блоков); (7) каждый разрыв в счете был разделен на соответствующее стандартное отклонение в шаге 4, уступая 12 Д-МПОСД баллов; (8) три оценки для каждого уравнения типа (по одному на блок испытания пара) были усреднены, чтобы произвести одиночный D-МПОСД балл за тип суда ; (9) Д-МПОСД баллы за два пробных видах представляя образы стройности (приятное-обвес и неприятно-недовес) были усреднены, и то же самое было сделано для оценки пробных видах приятное-избыточный вес и неприятный-избыточный вес, который произвел одиночный D-МПОСД результат для каждого размера тела категория (Dslim и Мидвт); (10) общий родственник Д-МПОСД результат (Dgeneral) была рассчитана путем усреднения Dslim и Министерство. Dgeneral положительные результаты были показательны из общего про-тонкий/анти-жир предвзятости, а отрицательные говорят об общем про-жира/анти-тонкий уклоном. Положительные баллы Dslim указывали на специфическую позицию сторонников Слима, а отрицательные-на специфическую позицию противников Слима. Положительные оценки Дфат свидетельствовали о специфическом антижировом отношении, а отрицательные-о специфическом прожировом отношении.

Результаты

Для каждой группы были проведены три однопробных t-теста, чтобы определить, является ли каждый из этих показателей существенно отличающимся от нуля. На рис. 2 представлены средние значения для каждого балла D-IRAP в каждой группе. Общий балл (усреднение всех четырех типов проб) для группы с высокой неудовлетворенностью составил 0,114 (SD = 0,211), и он существенно отличался от нуля (t(25) = 2,761, p = 0,011, d = 0,540), что свидетельствует о значительном общем смещении веса. Конкретные баллы D-IRAP для этой группы указывают на то, что эта общая предвзятость объясняется исключительно про-тонким отношением. Балл Dslim (M = 0,314; SD = 0,203) достоверно отличался от нуля(t (25) = 7,866, p < 0,001, d = 1,547), в то время как балл Dfat (M = -0,085; SD = 0,308) не был равен нулю(t (25) = -1,407, p = 0,172, d = 0,276). Соответственно, участники этой группы демонстрировали позитивное имплицитное отношение к фотографиям женщин с недостаточным весом и нейтральное отношение (ни положительное, ни отрицательное) к фотографиям женщин с избыточным весом (т. е. про-тонкий имплицитный уклон). Для группы с низким уровнем неудовлетворенности Общий балл (M = -0,014; SD = 0,223) существенно не отличался от нуля (t (25) = -0,321, p = 0,751, d = 0,063). Как удельные баллы Dslim (M = 0,316; SD = 0,299), так и баллы Dfat (M = -0,344; SD = 0,284) достоверно отличались от нуля (Dslim: t(25) = 5,375, p < 0,001, d = 1,057; Dfat: t(25) = -6,185, p < 0,001, d = 1,211), что свидетельствует о положительном имплицитном отношении (одинаковой величины) как к изображениям с недостаточным весом, так и к изображениям с избыточным весом и, следовательно, об отсутствии имплицитного смещения веса.

Рисунок 2

www.frontiersin.org

Рисунок 2. Средние (плюс/минус s.e.m.) общие (все типы проб) и специфические баллы D-IRAP (Dslim для испытаний, представляющих картины недостаточного веса; Dfat для испытаний, представляющих картины избыточного веса). Положительные оценки про-тонкий/анти-жир, и негативные оценки про-жира/анти-тонкий. Звездочки указывают на то, что оценка достоверно отличается от нуля (Р < 0,05).

Чтобы определить, является ли Д-МПОСД баллы зависят от БД, в 2 (СД: высокий и низкий) × 2 (Д-МПОСД: Dslim и Мидвт) с повторными измерениями (овощеводство-Гейсера-исправил) был проведен дисперсионный анализ. В дополнение к значимому внутриобъектному эффекту для типа оценки D-IRAP(F(1, 50) = 123,251, p < 0,001, n2p = 0,711) было обнаружено как значимое взаимодействие, F(1, 50) = 7,527, p = 0,008, n2p = 0,131, так и значимый межгрупповой основной эффект, F (1, 50) = 4,542, p = 0,038, n2p = 0,083. Дополнительные плановые сравнения (независимые выборочные t-тесты) выявили достоверную разницу между группами по шкале Dfat (t(50) = 3,154, p = 0,003, d = 0,892), но не по шкале Dslim (t(50) = -0,036, p = 0,972, d = 0,001).

На рис. 3 представлены средние явные оценки на основе VAS для обеих групп и типов изображений, а также средний общий балл VAS для каждой группы. Для обеих групп все оценки были положительными и, таким образом, свидетельствовали о явном смещении про-slim/anti-fat. За исключением баллов VASslim для группы с низким уровнем BD (t = 1,661, p = 0,109), все остальные баллы VAS достоверно отличались от нуля (наименьший t = 3,989, p = 0,001; наименьший d = 0,782). Участники обеих групп демонстрировали явное негативное отношение к фотографиям женщин с избыточным весом. Кроме того, участники группы высокого БД демонстрировали явное позитивное отношение к фотографиям женщин с недостаточным весом. За высокий БР групповых оценок (VASslim: м = 14.157; СД = 18.096; VASfat: м = 28.630; СД = 13.571) были больше, чем для низких БД группа (VASslim: м = 6.316; СД = 19.392; VASfat: м = 15.715; СД = 15.622). В 2 (СД: высокий и низкий) × 2 (ЛДУ рейтинг: VASslim и VASfat) повторных измерений дисперсионного анализа показали значительное внутри-предметные (Ф(1, 50) = 14.299, Р < 0,001, n2p = 0.222) и между группами (Ф(1, 50) = 9.165, Р = 0,004, n2p = 0.155) эффекты, но никакого существенного взаимодействия (Ф(1, 50) = 0.643, Р = 0.426, n2p = 0.013). Учитывая наш интерес к изучению потенциальных межгрупповых различий в специфическом отношении к худобе и упитанности, мы провели дальнейшие независимые выборочные t-тесты в качестве плановых сравнений, которые выявили значимую межгрупповую разницу для оценок Васфат (t(50) = 3,182, p = 0,003, d = 0,883), но не для оценок Васлим (t(50) = 1,507, p = 0,138, d = 0,418).

Рисунок 3

www.frontiersin.org

Рисунок 3. Средние (плюс/минус s.e.m.) явные общие (все типы проб) и специфические оценки VAS (VASslim для изображений недостаточного веса; VASfat для изображений избыточного веса). Положительные результаты про-тонкий/анти-жир. Звездочки указывают на то, что оценка достоверно отличается от нуля (Р < 0,05).

Были рассчитаны корреляции между каждой конкретной оценкой D-IRAP, оценкой VAS и каждым показателем самоотчета (BSQ, EAT и BI-AAQ) и ИМТ (см. таблицу 1). Учитывая, что выборка в этом исследовании состояла из участников, демонстрирующих либо очень высокий, либо очень низкий уровень БД, большинство переменных не были нормально распределены. Соответственно, вслед за Heider et al. (2015, стр. 5) коэффициенты корреляции рангового порядка Спирмена были вычислены вместо коэффициентов корреляции произведения Пирсона к моменту. Была выявлена положительная корреляция между имплицитными оценками, полученными только в ходе исследований, представляющих фотографии женщин с недостаточным весом (Dslim), и эксплицитными оценками приятности для этого типа фотографий (vasslim scores). Никаких других значимых корреляций ни для одной из этих переменных обнаружено не было. В свою очередь, имплицитные оценки, полученные только из исследований, представляющих фотографии женщин с избыточным весом (оценки Dfat), не коррелировали ни с одним из явных оценок VAS. Однако показатели Дфат положительно коррелировали с БД, симптомами расстройства пищевого поведения и психологической негибкостью образа тела. То есть женщины с более высоким уровнем неудовлетворенности своим собственным телом, с более сильными симптомами расстройства пищевого поведения и менее приемлемым образом своего тела демонстрировали более сильное анти-жировое/более слабое про-жировое имплицитное отношение к образам женщин с избыточным весом. Аналогичная положительная корреляция наблюдалась и для явных оценок изображений женщин с избыточным весом (баллы VASfat). Интересно, что как имплицитное, так и эксплицитное отношение к изображениям избыточного веса положительно коррелирует с показателями депрессии, связанной с образом тела. Однако эти две переменные демонстрируют отсутствие корреляции между ними (ρ = -0.004).

Таблица 1

www.frontiersin.org

Таблица 1. Коэффициенты корреляции рангового порядка Спирмена (ρ) между баллами D-IRAP и явными мерами (N = 52).

Продолжение в части №4

Источники: https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.02102