新生代農民工社會認同、集體自尊與群際偏見的關系：威脅情景的作用

張淑華+范洋洋+柏建鵬

摘 要 本研究以社會認同理論為視角，以340名新生代農民工為被試，首先對其社會認同、集體自尊與群際偏見進行了問卷調查，分析三個變量之間的關系。其次，在啟動自尊威脅情景下，分析三個變量的變化。結果顯示：社會認同、集體自尊與群際偏見之間存在顯著的兩兩正相關，集體自尊在社會認同與群際偏見之間具有部分中介作用；威脅情景提高了新生代農民工的社會認同、集體自尊水平，并增強了群際偏見。

關鍵詞 社會認同；集體自尊；群際偏見；威脅情景

分類號 B842.1

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2016.12.002

1 引言

群際偏見（inter-group prejudice）是導致群體性事件的重要影響因素，也是當今中國城鎮化進程中處理好市民與農民工的群際關系、維護社會和諧穩定亟需關注的問題。所謂群際偏見是指“人們基于非客觀、非真實的認識而對外群體產生的消極態度和情緒指向”，它是群際關系常見的結果（Hewstone， 2003）。許多研究者認為群際偏見與社會認同密切相關（Abrams & Hogg， 1988； Brewer & Miller， 1996； Giannakakis & Fritsche， 2011； Jackson， 2002； Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016），社會認同是群際偏見產生的重要心理基礎（Leonardelli & Brewer， 2001； Porter， Rheinschmidt-Same， & Richeson， 2016； Spears， Doosje， & Ellemers， 2009）。因此，解釋群際偏見產生機制的邏輯起點來自于個體的社會認同。

群際偏見的產生以個體對內群體的社會認同為基礎。Tajfel， Billig， Bundy和Flament（1971）通過運用最簡群體實驗范式（Minimal-Group paradigm），驗證了群體間偏見的最小條件是對群體成員身份的意識。當人們對某一社會群體產生認同，就會產生內群體與外群體的概念，隨之而來的就會產生群際沖突和偏見（Al Ramiah， Hewstone， & Schmid， 2011）。Turner和Crisp（2010）通過實證研究發現，對內群體的認同與群際偏見之間存在相關，較高的內群體認同的被試表現出更高的群際偏見。

社會認同理論（Tajfel & Turner， 1986）認為“個體力求維持或提升他們的自尊”。個體為了滿足提高內群體地位和自尊的需要，往往會對外群體產生偏見。此后，研究者們從社會認同視角探討了群際偏見和自尊的關系（黨健寧， 2015； Hogg， Turner， Nascimento-Schulze， & Spriggs， 1986； Mullin & Hogg， 1998）。但是，早期研究者們采用的自尊測量多數為個體自尊量表，探討的是群際關系與個體自尊水平之間的關系。最近的研究則認為，對群際偏見最好的預測來源于個體的集體自尊水平。集體自尊能更好地預測群際態度（Crocker & Luhtanen， 1990； Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst， Jephson， et al.， 2011）。一些研究者認為個體的集體自尊水平在社會認同與群際關系之間起到一定的作用。Branscombe和Wann（1994）通過對其社會認同、集體自尊和外群體貶損的測量，得出受到外群體威脅的情況下，當個體對某一群體產生認同時，集體自尊水平對外群體貶損有顯著的預測作用。此外，一些研究者提出威脅情景而非自尊水平才是影響群際偏見和歧視更合理的因素（Effron & Knowles， 2015； Long & Spears， 1998），自尊受到威脅會增強對外群體成員的歧視（Fein & Spencer， 1997）。但是，對威脅情景的考慮是目前研究社會認同與群際偏見的關系時所缺乏的關鍵因素。因此，在研究社會認同、集體自尊以及群際偏見的關系時，加入威脅情景變量，有一定的研究意義和價值。

積極的社會認同來自于積極的社會比較，這正是個體為了滿足獲得積極自尊的需要（張瑩瑞，佐斌，2006）。人們為了實現或維持積極的社會認同以此來滿足高自尊需求，而積極的社會認同是來自于內群體與外群體之間有利的比較，在這個過程中就會產生對外群體的歧視或偏見。Abrams和Hogg（1988）提出，人們有獲得積極自尊的需要，當自尊受到威脅的時候，人們就會對外群體產生偏見。Crocker和Luhtanen（1990）通過使用最簡群體范式，測量被試的個性特質與集體自尊，得出集體自尊是維持積極的社會認同的重要變量。Amiot和Hornsey（2010）以加拿大和澳大利亞的大學生為被試，通過實證研究得出，集體自尊能夠預測群際偏見，相比低集體自尊組的被試，高集體自尊組表現出更多的群際偏見。Roth和Steffens（2014）通過實證研究發現內隱群際偏見與個體的自尊以及身份認同相關。Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst和Jephson等人（2011）研究發現，剝奪外群體資源的被試表現出更高的集體自尊。因此，可以假設社會認同、集體自尊與群際偏見應該具有顯著的正相關。

當個體的集體自尊受到來自外群體的威脅時，人們通常會通過對外群體的偏見和貶損來保持或提高自己的社會認同和集體自尊。多數研究發現，威脅情景對社會認同、集體自尊和群際偏見產生影響。Amiot和Hornsey（2010）以加拿大的大學生為被試，發現當受到外群體的威脅或批評時，被試會表現出更高的群際偏見，與控制組相比，高威脅情景組表現出更高的群際偏見。Dimofte， Goodstein和Brumbaugh （2014）以消費者為被試，從社會認同視角研究了社會認同與集體自尊的關系，證實了當集體自尊受到威脅時，社會認同會改變消費者對產品的態度。

目前關于社會認同與群際關系的研究逐漸顯示出多樣化的趨勢，在群體關系上分為三種表現，群際態度、群際行為和群際認知，主要研究包括群際偏見、群際沖突、群際攻擊性、群際威脅、群際歸因、群際信任等等。同時在以上研究基礎上，學者們也提出了緩解群際關系的一系列措施，都取得了相當大的成效。但是，目前很少研究者把集體自尊作為第三變量，來分析身份認同與群際偏見的關系，而且國內對于威脅情景在身份認同、集體自尊和群際偏見之間關系的干預作用也處于起步階段。本研究以社會認同理論為依據，以新生代農民工為被試，采用問卷調查和情景干預相結合的方法，首先對新生代農民工群體的社會認同、集體自尊和群際偏見之間的關系進行了探討，然后通過創設威脅情景，研究威脅情景對新生代農民工的社會認同和集體自尊以及群際偏見的影響。

2 研究一：新生代農民工社會認同、集體自尊與群際偏見關系

2.1 研究對象

采用方便取樣，從哈爾濱與沈陽兩個城市隨機抽取340名新生代農民工參與問卷調查，新生代農民工被試入選標準為：1980年以后出生，年齡在16周歲以上，具有農村戶口，并在1990年以后進城務工或經商的農民工。剔除漏答或多選導致問卷數據無效的被試，最終獲得312名有效被試（男性215人，女性97人），被試年齡在19～32歲之間，平均年齡為24.3。其中，被試的受教育水平以初高中為主（78.4%），被試所從事職業包括建筑業、服務業、餐飲業和制造業等。

2.2 研究工具

2.2.1 社會認同量表

社會認同量表釆用16個題目的群體認同量表（Roccas， Sagiv， Schwartz， Halevy， & Eidelson， 2008），包含四個維度：群體重要性、承諾、優越感和尊重，每個維度4道題，均采用7級評分，共計112分。分數越高，則表明社會認同程度越高。根據本次研究內容和目的，對原量表的部分表述進行了適應性調整（把“this group” 改為“農民工群體”），調整之后的問卷整體內部一致性系數為0.80。四個維度的內部一致性系數分別為：0.89，0.84，0.82和0.88。

2.2.2 集體自尊量表

集體自尊采用Luhtanen和Crocker（1992）編制的《集體自尊量表》進行測量，該量表包含16個條目，采用7級評分，分為四個維度：成員身份自尊、內在集體自尊、公共集體自尊和認同性自尊。量表信度為0.88，本研究集體自尊問卷的整體一致性系數為0.87，四個維度的內部一致性系數分別為0.58，0.84，0.82和0.60。

2.2.3 對城市人偏見問卷

群際偏見采用12個題目的群際偏見問卷測量（Ekehammar， Akrami， & Araya， 2003），問卷采用9點計分，其中反向計分題目6道，正向計分題目6道，得分越高表明被試的群際偏見越大。將其測試程序按照本研究的主題及研究對象進行文字調整之后，以測試農民工對城市人所持外顯偏見的程度。例如：大多數城市人對我們是有敵意的（1：根本不是——9：完全是）。調整之后的信度系數為0.84。

2.3 問卷實測

本研究以單位組織集體進行問卷調查為主，同時，在問卷調查階段也有部分被試是個別調查施測的。但指導語和受測環境一致，均在較為安靜的房間填寫。

2.4 研究結果

2.4.1 社會認同、集體自尊與群際偏見的相關分析

通過對數據進行統計分析得出，新生代農民工的社會認同得分的均分為80.47，總的來說新生代農民工對農民工群體的認同度處于中等偏上水平，集體自尊總分的均分為84.69，處于中等偏上水平。群際偏見得分的均分為62.58，處于中等水平。

由表1可以看出，社會認同總分與集體自尊總分之間呈顯著正相關（r=0.31，p<0.01），社會認同的四個維度均與集體自尊總分顯著正相關。社會認同總分與群際偏見總分呈顯著正相關（r=0.35，p<0.01），社會認同的四個維度均與群際偏見總分顯著相關。集體自尊與群際偏見呈顯著正相關（r=0.38，p<0.01）。因此，得到社會認同、集體自尊與群際偏見之間呈現顯著的兩兩正相關的結論。

2.4.2 集體自尊的中介作用分析

鑒于社會認同、集體自尊與群際偏見之間的顯著相關，為了進一步的研究三者之間的關系，本研究將集體自尊作為中介變量，探討集體自尊是否在社會認同和群際偏見之間起到了中介作用。

采用因果步驟法進行中介效應分析（溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云，2004）。根據表3所呈現的結果可以看出（所有結果都是標準化解），社會認同對群際偏見的回歸系數顯著（c=0.35， t=6.62， p<0.001），這表明中介效應條件滿足。社會認同對集體自尊的回歸系數顯著（t=5.78， p<0.001），社會認同與集體自尊對群際偏見的回歸系數顯著（t=5.69， p<0.001），這說明了集體自尊在兩者中所起的中介效應顯著。由于依次檢驗（前面3個t檢驗）都是顯著的，可以說明集體自尊的中介效應是顯著的。此外，由于第四個t檢驗同樣顯著（c′=0.26， t=4.82， p<0.001），此可以證實集體自尊起到部分中介效應，中介效應占總效應的比例是（0.31×0.30）/0.35=26.9%。

3 研究二：威脅情景對新生代農民工身份認同、集體自尊、群際偏見的影響

3.1 研究對象

在研究一的基礎上抽取社會認同得分在后27%的新生代農民工作為被試，共80人。采用隨機分組方式分為實驗組與對照組。其中實驗組40人，（男性26人，女性14人），平均年齡為25.1；對照組40人（男性27人，女性13人），平均年齡為24.2。

3.2 研究工具

威脅情景創設材料

隨機選取兩段時長為3分鐘的有關農民工被打的新聞報道，并用Excel繪制一個關于城市人對農民工消極評定的統計圖表作為威脅情景材料。為了檢驗威脅情景的啟動效應，隨機選取沈陽市30名新生代農民工作為被試，且近期沒有參與類似實驗調查，視力、聽力均正常。向被試呈現威脅情景材料，并通過問卷調查評估被試對材料的的感受，問卷主要包括“看完視頻和統計圖表后，您的心情是？”和“您覺得材料中城市人對農民工群體的言行是否應該受到譴責？”兩道題目。題目采用從1～7級評分，對題目得分進行相加，取其平均值。對于統計圖表，被試在統一指導語下進行答題，被試對統計圖表理解較為清楚。通過統計分析得出，威脅情景材料能夠激起新生代農民工對城市人群體的不滿和憤怒感（M=6.52，SD=0.88），在完成實驗后，告知被試統計圖表的虛假性，以及視頻的片面性，從而消除其負面情緒。

社會認同量表、集體自尊量表以及對城市人偏見問卷和研究一相同。

3.3 實驗程序

通過統計分析，抽取社會認同得分在后27%的新生代農民工作為新一輪的被試，共80人。采用隨機分組方式分為實驗組與對照組。采用單因素的方差分析，并把性別、受教育水平和從事職業作為協變量，對兩組被試進行同質性檢驗，社會認同（F（1，78）=1.52，p=0.22）、集體自尊（F（1，78）=0.17，p=0.68）與群際偏見（F（1，78）=0.08，p=0.77）得分不存在顯著差異，即兩組被試具有同質性。其次，一周后（避免練習效應）隨機把實驗組和對照組分配到兩個相似的房間，實驗組觀看農民工被打的新聞報道和消極評定統計圖，對照組則不參與視頻的觀看。最后，再次對實驗組和對照組進行社會認同、集體自尊與群際偏見問卷的測量。完成測試后，告知實驗組被試威脅情景材料是根據研究需要選取的，并不具有普適性，且統計圖表是虛假的。

3.4 研究結果

3.4.1 社會認同在實驗組與對照組之間的差異比較

根據被試在社會認同問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=86.38， SD=6.61），無威脅情景下對照組（M=50.40， SD=8.80），兩組被試的社會認同得分存在顯著差異（t=20.65， p<0.001）。社會認同的四個維度得分在實驗組與對照組之間也存在顯著差異，也就是說當受到來自外群體的自尊威脅后，被試會提高對內群體的社會認同。

3.4.2 集體自尊在實驗組與對照組之間的差異比較

根據被試在集體自尊問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=85.30， SD=9.24），無威脅情景下的對照組（M=53.90， SD=10.42），兩組被試的集體自尊得分存在顯著差異（t=14.25， p<0.001）。集體自尊的四個維度得分在實驗組與對照組之間也存在顯著差異。當受到來自外群體的自尊威脅后，被試的集體自尊程度會得到不同程度的提高，即威脅情景提高了被試的集體自尊。

3. 4.3 群際偏見在實驗組與對照組之間的差異比較

根據被試在群際偏見問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=78.27， SD=9. 47），無威脅情景下的對照組（M=49.08， SD=7. 28），兩組被試的群際偏見得分存在顯著差異（t=15.46， p<0.001）。也就是說，當受到來自外群體的自尊威脅后，被試的群際偏見水平得到顯著提高，即威脅情景提高了被試的群際偏見。

4 討論

本研究立足于社會認同理論，分析了社會認同、集體自尊以及群際偏見三者之間的關系，并從有無威脅情景的對比下，研究了威脅情景對社會認同、集體自尊、群際偏見的影響。

4. 1 社會認同、集體自尊與群際偏見之間關系

從研究一的研究結果可以得到，社會認同與群際偏見存在顯著正相關，這與前人研究結果一致（Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016）。集體自尊與群際偏見存在顯著的正相關，該研究結論與以往研究結果一致（Amiot & Hornsey，2010；Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst， Jephson， et al.， 2011）。此外，本研究證實了社會認同與集體自尊之間存在顯著正相關，集體自尊在社會認同與群際偏見之間起到了部分中介的作用。可以看出，新生代農民工對內群體的社會認同程度會影響其對外群體的偏見，對內群體的社會認同程度越高，其對外群體的偏見就會越高；新生代農民工的集體自尊水平越高，相應的群際偏見程度也會越高。這一研究結果對降低新生代農民工群際偏見的啟示為：提高新生代農民工的市民化水平，降低對城市人的偏見，首要任務是降低其本身的農民工社會認同，并推動新生代農民工產生對城市人群體的認同，只有順利實現心理的市民化，才能緩解新生代農民工對城市人的偏見，提高其本身真正的市民化水平。此外，讓新生代農民工了解到其所面臨的現實處境，通過學習和再教育，在改變其對農民工群體的認同的同時，降低其對農民工群體的集體自尊水平，加快其對市民的認同程度，從而降低群際偏見和沖突。

4.2 威脅情景對社會認同、集體自尊與群際偏見的影響

研究二的研究結果表明，威脅情景會對被試的社會認同、集體自尊以及群際偏見產生影響。與無威脅情景相比，社會認同、集體自尊以及群際偏見的得分均得到顯著提高。國外一些關于種族群體關系的研究也證實了威脅情景下被試的社會認同與群際偏見提高的結論（Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016）。但是由于研究群體和文化背景等的差異，在對威脅情景下的集體自尊研究，結論卻沒有統一的定論（Branscombe & Wann， 1994； Branscombe， Spears， Ellemers， & Doosje， 2002）。

通過本研究的結果可以看出，與無威脅情景相比，威脅情景的創設使得新生代農民工的社會認同程度、集體自尊水平以及群際偏見程度都得到了顯著的提高。這說明威脅情景激發了新生代農民工內心對城市人群體的排斥，更加堅定了對自己所屬群體的定位和認同。因此，要想降低新生代農民工的群際偏見，不能通過威脅和強迫的手段，而是要處理好城市人與農民工之間的關系。通過農民工與城市人之間的交流與合作，使新生代農民工順利實現市民化，逐漸降低其對農民工的社會認同，增強城市的融入感，從而改善新生代農民工與城市人之間的關系，降低群際偏見。

4.3 本研究的局限

本研究由于客觀條件的限制，存在一些需要改進之處：首先，本研究的取樣僅在哈爾濱和沈陽兩個地方進行，這可能對研究結果的普適性有一定的影響；其次，對于社會認同和集體自尊的測量僅通過問卷展開調查，單從外顯層面進行調查，缺乏從內隱層面考慮其對群際偏見的影響；最后，對于威脅情景下的研究結論，是否是由于改變社會認同、集體自尊、群際偏見三者之中的一個變量而導致了另外一個變量的改變，本研究沒有進行查證。以上問題仍需后續的調查研究加以證實。

5 結論

新生代農民工的社會認同、集體自尊與群際偏見之間存在顯著的兩兩正相關。集體自尊在社會認同與群際偏見之間起到了部分中介作用，即社會認同對群際偏見的影響中有部分作用是通過集體自尊實現的。威脅情景下，新生代農民工的社會認同程度、集體自尊水平和對城市人群體的偏見程度均得到了顯著提高。

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