共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際幫助意愿：群際威脅的中介作用

周天爽 胡 琴 崔麗娟

（華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院，上海 200062）

1 引言

截至2010年底，我國(guó)共有流動(dòng)兒童3581萬(wàn)，約占全國(guó)兒童總數(shù)的12.84%。流動(dòng)兒童群體規(guī)模龐大，且正處于社會(huì)化的關(guān)鍵階段，因此促進(jìn)該群體的社會(huì)適應(yīng)和融合具有重要意義。目前相關(guān)研究大多以流動(dòng)兒童作為主體，關(guān)注他們自身所擁有的資源。這種資源既包括兒童自身的優(yōu)秀品質(zhì)（如，朱倩，郭海英，潘瑾，林丹華，2015；郝振，崔麗娟，2014）、積極應(yīng)對(duì)策略（如，郝振，2015；王婷，李慶功，何佳萍，2012）、也包括他們擁有的社會(huì)資源等（如，范興華，陳鋒菊，2012；丁沁南，2014）。然而，這些因素或許能夠幫助流動(dòng)兒童相對(duì)平緩地度過困境，但是卻無(wú)法從根本上改變大部分流動(dòng)兒童的處境。正如Berry（1997）所言，融合是兩個(gè)群體的相互包容，不僅需要少數(shù)或弱勢(shì)群體的努力，其對(duì)應(yīng)的外群體的態(tài)度與行為同樣發(fā)揮著重要的作用。所以，在探討如何促進(jìn)流動(dòng)兒童的社會(huì)融合時(shí)，不僅需要關(guān)注流動(dòng)兒童自身，還應(yīng)將研究拓展到本地兒童群體中，考察如何改善本地兒童的外群體態(tài)度與行為，建立積極的群際關(guān)系，從根本上為流動(dòng)兒童營(yíng)造更為良好的生活發(fā)展環(huán)境。共同內(nèi)群體認(rèn)同（common ingroup identity）恰可以作為探討如何改善本地兒童態(tài)度的切入點(diǎn)。

1.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同模型與群際威脅、群際幫助的內(nèi)涵

共同內(nèi)群體認(rèn)同模型（common ingroup identity model）認(rèn)為，當(dāng)將個(gè)體對(duì)原本分離的兩個(gè)群體的認(rèn)知表征改變?yōu)橐粋€(gè)包攝水平更高的上位群體，即將群體成員身份由“我們”和“他們”轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)更具包容性的“我們”時(shí)，對(duì)內(nèi)群體成員的積極情感也能夠延伸至先前的外群體成員，從而減少偏見和歧視（Gaertner， Dovidio， Anastasio， Bachman， ＆ Rust，1993）。根據(jù)這一模型，通過重新進(jìn)行社會(huì)分類，建立共同內(nèi)群體認(rèn)同，能夠帶來(lái)群際關(guān)系的改善（Dovidio， Gaertner， ＆ Saguy， 2007； Gaertner， Dovidio， ＆ Bachman， 1996）。

當(dāng)一個(gè)群體的目標(biāo)達(dá)成和福祉可能會(huì)被另一個(gè)群體行動(dòng)、信念或特征破壞時(shí)，群際威脅（intergroup threat） 就 會(huì) 產(chǎn) 生 （Riek， Mania， ＆ Gaertner，2006）。根據(jù)整合威脅理論 （integrated intergroup threat theory），群際威脅可以分為現(xiàn)實(shí)威脅（realistic threat）、象征威脅（symbolic threat）、群際焦慮（intergroup anxiety）和消極刻板印象（negative stereotype）四種類型。研究者對(duì)群際焦慮是否能夠與現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象并列進(jìn)行了討論。Stephan和Renfro（2003）曾指出，應(yīng)該對(duì)指向于個(gè)體和群體的威脅感進(jìn)行區(qū)分。群際焦慮指向于個(gè)體，現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象則主要作用于群體，所以群際焦慮與現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象所指向的層面是存在差異的 （Tausch，Tam，Hewstone， Kenworthy， ＆ Cairns， 2007）。 由于在本研究中，主要以群體的視角進(jìn)行分析，因此仿照González，Verkuyten，Weesie 和 Poppe （2008），Croucher（2013），以及 Zhang（2015）的做法，在對(duì)群際威脅進(jìn)行探討時(shí)，僅包含現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象。

群際幫助（intergroup helping）是指施助者作為某個(gè)群體中的一員為另一群體中的成員提供的幫助（Wright＆ Richard，2010），可劃分為自主定向的幫助（autonomy－oriented helping）和依賴定向的幫助（dependency－oriented helping）。自主定向的幫助指提供給受助者獨(dú)立解決問題所需的工具或方法；依賴定向的幫助指為受助者提供解決問題的全部答案。兩種幫助行為會(huì)帶來(lái)不同的后果。自主定向的幫助有助于保持受助者積極的社會(huì)認(rèn)同和心理感受（Alvarez ＆ Leeuwen， 2011； Weinstein ＆ Ryan，2010），而依賴定向的幫助不僅無(wú)助于提高解決問題的能力，反而會(huì)增加群體的依賴性，并對(duì)其群體認(rèn)同產(chǎn)生威脅 （Nalder ＆ Halabi， 2006； Schneider，Major， Luhtanen， ＆ Crocker， 1996）。 而從長(zhǎng)遠(yuǎn)的發(fā)展看，自主定向幫助能夠減少高地位施助群體和低地位受助群體之間的差距；依賴定向幫助則會(huì)保持甚至擴(kuò)大這一差距（Nalder，2002）。所以，對(duì)于流動(dòng)兒童群體而言，獲得自主定向的幫助尤為重要。

1.2 共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際幫助

共同內(nèi)群體認(rèn)同為影響群際幫助意愿的因素之一。共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠通過重新進(jìn)行社會(huì)分類，將對(duì)內(nèi)群體成員的偏好延伸到原本的外群體成員中，并改變外群體態(tài)度和行為，這種重新分類造成的影響，同樣也發(fā)生在群際幫助行為中（Dovidio et al.，1997）。 Halloran 和 Chambers （2011） 及 Vezzali，Cadamuro， Versari， Giovannini和 Trifiletti（2015）分別通過實(shí)驗(yàn)研究和問卷研究，驗(yàn)證了共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)群際幫助意愿的積極作用。具體至群際幫助的種類，Nadler， Harpaz－Gorodeisky和 Ben－David（2009）等驗(yàn)證了共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)自主定向幫助意愿的正向影響。他們認(rèn)為，依賴定向的群際幫助是一種防御性的幫助，當(dāng)外群體對(duì)內(nèi)群體的地位產(chǎn)生威脅時(shí)，內(nèi)群體成員將會(huì)提供這種類型的幫助，維持群體之間的差距；而共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠減少群體間競(jìng)爭(zhēng)行為的表達(dá)和感知（Gaertner et al.， 2000），所以共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠增加自主定向幫助行為，減少依賴定向幫助行為。

1.3 群際威脅與群際幫助

除共同內(nèi)群體認(rèn)同外，群際威脅也是群際幫助的影響因素之一。

Jackson和Esses（1997）首先探討了象征威脅與幫助行為的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)認(rèn)為自己的原教旨主義價(jià)值信念受到違反的程度會(huì)影響對(duì)求助群體的幫助意愿。李婷燕（2013）的研究也顯示，相較于存在群際威脅的外群體，被試對(duì)于無(wú)威脅外群體的幫助意愿更強(qiáng)。同時(shí)，群際威脅也會(huì)影響對(duì)有利于外群體的政策的看法。Sawires和Peacock（2000）發(fā)現(xiàn)被試感知到的少數(shù)族裔群體的象征威脅越高，對(duì)加州民權(quán)提案的反對(duì)程度越高。Kravitz等（2000）及Renfro，Duran，Stephan和Clason（2006）則驗(yàn)證了現(xiàn)實(shí)威脅的消極影響。進(jìn)一步地，群際威脅還會(huì)影響到群際幫助的類型。Jackson和Esses（2000）指出現(xiàn)實(shí)威脅會(huì)導(dǎo)致自主定向幫助意愿的減少，Cunningham和Platow（2007）的研究也支持了這一觀點(diǎn)。除此之外，出于維持內(nèi)群體與外群體之間差距的目的，當(dāng)群體地位受到威脅時(shí)，高地位群體的成員也會(huì)為低地位群體成員提供更多的依賴定向幫助而非自主定向幫助（Abadmerino， Newheiser， Dovidio， & Tabernero，2013； Nadler et al.， 2009； van Leeuwen， 2007）。可見，群際威脅對(duì)總體群際幫助意愿和具體幫助類型都會(huì)產(chǎn)生影響。

1.4 群際威脅與群際幫助

在對(duì)共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際威脅關(guān)系的探討中，研究者也取得了一定成果。對(duì)于現(xiàn)實(shí)威脅，Brewer（2000）認(rèn)為共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠在讓原本不同的兩個(gè)群體聯(lián)結(jié)在一起，產(chǎn)生相互合作、共同承擔(dān)的感受，因此能夠減少對(duì)現(xiàn)實(shí)威脅的感知，這一觀點(diǎn)得到了 Mottola，Bachman，Gaertner和 Dovidio（1997）的證實(shí)。對(duì)于象征威脅是否能夠被共同內(nèi)群體認(rèn)同削弱，目前還沒有形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。黨寶寶，高承海，楊陽(yáng)和萬(wàn)明鋼（2014）指出，增加共同內(nèi)群體認(rèn)同能使得原本不同的觀念變得不再明顯，進(jìn)而起到減少群際威脅的作用，Verkuyten，Martinovic和Smeekes（2014）也發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同與象征威脅負(fù)相關(guān)；另一方面，在形成共同內(nèi)群體的過程當(dāng)中，可能需要子群體成員在價(jià)值觀念上做出一定的妥協(xié)和讓步，進(jìn)而增加象征威脅感 （Riek，Mania，Gaertner， McDonald， ＆ Lamoreaux， 2010）。 關(guān)于消極刻板印象，Riek等（2010）認(rèn)為，當(dāng)原本的外群體成員經(jīng)過重新分類成為共同的上位群體的成員時(shí)，如果仍保持對(duì)原外群體的消極刻板印象，將會(huì)影響到個(gè)體的自我形象，因而共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠減少消極刻板印象。

1.5 研究假設(shè)與研究思路

結(jié)合前人對(duì)于共同內(nèi)群體認(rèn)同、群際幫助和群際威脅三者之間關(guān)系的探討，共同內(nèi)群體認(rèn)同可能會(huì)影響總體的群際幫助意愿。當(dāng)對(duì)幫助的類型進(jìn)行具體分析時(shí)，共同內(nèi)群體認(rèn)同會(huì)增加自主定向幫助意愿，而在共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際幫助的關(guān)系當(dāng)中，群際威脅可能發(fā)揮著中介作用。

因此，本研究以上海本地兒童為研究對(duì)象，以上海流動(dòng)兒童群體作為對(duì)應(yīng)的外群體，將上海市中小學(xué)生群體設(shè)置為共同內(nèi)群體，探討本地兒童的共同內(nèi)群體認(rèn)同水平對(duì)指向流動(dòng)兒童的群際幫助意愿的預(yù)測(cè)作用，并假設(shè)群際威脅在兩者關(guān)系中發(fā)揮中介作用。其中，由于自主定向幫助和依賴定向幫助為非此即彼的關(guān)系，且對(duì)于受助群體而言，自主定向幫助意愿的效果更為理想，所以對(duì)于研究中愿意提供幫助的被試，當(dāng)進(jìn)一步考慮到具體幫助意愿類型時(shí)，只將自主定向幫助意愿作為考察指標(biāo)。即本研究的因變量有兩個(gè)：總體群際幫助意愿和自主定向幫助意愿。

2 研究方法

2.1 被試

最終被試來(lái)自對(duì)本地兒童和流動(dòng)兒童進(jìn)行混合編班的三所上海中學(xué)，共21個(gè)班級(jí)。為避免單獨(dú)施測(cè)帶來(lái)霍桑效應(yīng)，研究者向班級(jí)中所有學(xué)生發(fā)放問卷，并根據(jù)戶籍信息篩選符合要求的被試。研究共獲得初中生樣本529人，其中本地兒童樣本250人，有效樣本226人，問卷有效率為90.40%。其中男生108名（47.78%），女生106名，另有12人未填寫性別信息。被試來(lái)自六年級(jí)至九年級(jí)，年齡范圍為11－16歲，M＝12.69，SD＝1.25。被試的分布情況如表1所示。

表1 被試分布情況

2.2 研究工具

2.2.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同

翻譯來(lái)自 Ufkes， Dovidio 和 Tel（2015）的共同內(nèi)群體認(rèn)同量表，并根據(jù)被試具體情況，將原問卷中對(duì)共同內(nèi)群體的表述替換為本研究中的共同內(nèi)群體“上海市中小學(xué)生群體”，保持問卷其他內(nèi)容及結(jié)構(gòu)不變。問卷包含兩個(gè)項(xiàng)目，采用7點(diǎn)計(jì)分，“1”表示“非常不同意”，“7”表示“非常同意”。該問卷也用于Cakal， Eller， Sirlopú 和 Pérez（2016）的研究。 在本研究中，問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

2.2.2 群際威脅

現(xiàn)實(shí)威脅問卷改編自易星星（2016）的現(xiàn)實(shí)威脅量表（城市版）。問卷包含6個(gè)項(xiàng)目，采用7點(diǎn)計(jì)分。

象征威脅問卷改編自易星星（2016）的象征威脅量表（城市版）。問卷包含8個(gè)項(xiàng)目，采用7點(diǎn)計(jì)分，其中第5和第7個(gè)題項(xiàng)為反向計(jì)分題。

消極刻板印象問卷采用陳曉晨，蔣薇和時(shí)勘（2016）在流動(dòng)兒童研究中呈現(xiàn)的消極刻板印象量表。問卷包含4個(gè)項(xiàng)目，采用7點(diǎn)計(jì)分。

由于問卷來(lái)源不一并且經(jīng)過修訂，需對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行探索性因素分析。首先，對(duì)數(shù)據(jù)是否適合開展因素分析進(jìn)行檢驗(yàn)，得出KMO＝0.872，Bartlett球形檢驗(yàn)值為 1910.067，p＜0.001。 采用主成分分析法，以O(shè)blimin斜交旋轉(zhuǎn)法抽取公共因素，逐步刪除因素負(fù)荷小于0.4和共同度小于0.2的題項(xiàng)。最終保留現(xiàn)實(shí)威脅問卷和消極刻板印象問卷中的全部題項(xiàng)，刪除象征威脅問卷中的第5、7、8題，保留剩余的5個(gè)題項(xiàng)。對(duì)于修訂后的問卷，三個(gè)因素的特征根都大于1，總方差貢獻(xiàn)率為64%，每個(gè)項(xiàng)目在對(duì)應(yīng)因子上的負(fù)荷在0.434－0.905之間，且無(wú)顯著交叉負(fù)荷。具體因子負(fù)荷情況見表2。

對(duì)修訂后問卷的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，現(xiàn)實(shí)威脅問卷α＝0.86，象征威脅問卷α＝0.79，消極刻板印象問卷α＝0.91。

2.2.3 群際幫助意愿

參照 Nadler和 Chernyak－Hai（2014）在探討高地位群體對(duì)低地位群體幫助意愿的研究中所采用的測(cè)量方式，向被試呈現(xiàn)指導(dǎo)語(yǔ)及3個(gè)數(shù)學(xué)題的題目和答案，并在每個(gè)數(shù)學(xué)題答案后設(shè)置2個(gè)題項(xiàng)，對(duì)被試的幫助意愿進(jìn)行測(cè)量。

指導(dǎo)語(yǔ)為：“下面你將看到一些數(shù)學(xué)填空題，假設(shè)有來(lái)滬兒童向你詢問題目的答案。對(duì)于這些題目，我們都將會(huì)提供給你完整、正確的答案，你無(wú)須再次進(jìn)行計(jì)算，也不用考慮題目的難度，僅需根據(jù)提示，選擇符合自己想法的回答。”

表2 群際威脅問卷的因子負(fù)荷表

題項(xiàng)1用于測(cè)量幫助意愿（不提供幫助／依賴定向幫助／自主定向幫助），內(nèi)容為“你是否愿意告知這位來(lái)滬兒童此題的答案”。該題項(xiàng)包含3個(gè)選項(xiàng)：（1）不愿意，（2）我愿意把解題結(jié)果告訴他（依賴定向的幫助），（3）我愿意把解題過程告訴他（自主定向的幫助）。題項(xiàng)2用于測(cè)量對(duì)幫助意愿的確定性。內(nèi)容為“上一個(gè)題目中的選擇，在多大程度上符合你的真實(shí)意愿”，采用7點(diǎn)計(jì)分。

對(duì)于自主定向幫助意愿：參照 Nadler和Chernyak－Hai（2014）的分析方法，保留在題項(xiàng) 1 中選擇愿意提供幫助的數(shù)據(jù)，將其對(duì)應(yīng)的題項(xiàng)2中的確定性作為自主定向幫助意愿的測(cè)量指標(biāo)。具體計(jì)算方式為：將對(duì)應(yīng)于自主定向幫助的數(shù)據(jù)結(jié)果正向計(jì)分，對(duì)應(yīng)于依賴定向幫助的數(shù)據(jù)結(jié)果反向計(jì)分；將被試在題項(xiàng)2下的平均分作為其自主定向幫助意愿的測(cè)量指標(biāo)。

對(duì)于總體群際幫助意愿的指標(biāo)：記錄單個(gè)被試愿意提供幫助的次數(shù)，將其與總求助次數(shù)（3次）的比值，作為該被試總體群際幫助意愿的指標(biāo)。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用 SPSS19.0和 AMOS17.0對(duì)問卷的區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)，采用SPSS19.0及PROCESS程序進(jìn)行相關(guān)分析和多重中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究數(shù)據(jù)均通過自我報(bào)告法收集而來(lái)，可能會(huì)產(chǎn)生共同方法偏差。因此，通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)，考察共同方法偏差的嚴(yán)重程度。對(duì)未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，結(jié)果顯示，特征根大于1的因子共有6個(gè)，且第一個(gè)因子僅能解釋29.42%的變異量，低于40%的臨界指標(biāo)。因此，本研究中的共同方法偏差在可接受的范圍內(nèi)。

3.2 問卷區(qū)分效度的檢驗(yàn)

使用AMOS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以檢驗(yàn)各個(gè)問卷的區(qū)分效度。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，相對(duì)于單因子模型，五因子模型的擬合良好（χ2＝265.939，df＝160，χ2／df＝1.662，CFI ＝0.941，IFI ＝0.943，TLI ＝0.923，RMSEA＝0.054）， 問卷具有較好的區(qū)分效度。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果見表3。

表3 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表

3.3 相關(guān)分析

對(duì)共同內(nèi)群體認(rèn)同、現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅、消極刻板印象和自主定向幫助意愿、總體群際幫助意愿進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見表4。

共同內(nèi)群體認(rèn)同與現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象極其顯著負(fù)相關(guān)，與總體幫助意愿極其顯著正相關(guān)，與自主定向幫助意愿顯著正相關(guān)；同時(shí)，總體群際幫助意愿與現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象極其顯著負(fù)相關(guān)，自主定向幫助意愿與現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象極其顯著負(fù)相關(guān)，與象征威脅存在顯著負(fù)相關(guān)。

表4 變量的相關(guān)分析

3.4 群際威脅在共同內(nèi)群體認(rèn)同與總體群際幫助意愿間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用 Preacher和 Hayes（2004）提出的 Bootstrap法考察現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象對(duì)總體群際幫助意愿的中介效應(yīng)。使用Hayes開發(fā)的PROCESS Bootstrap程序，以共同內(nèi)群體認(rèn)同為預(yù)測(cè)變量、總體群際幫助意愿為結(jié)果變量，對(duì)現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅、消極刻板印象的中介效應(yīng)進(jìn)行分析。該程序同時(shí)適用于多重中介和一般中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。

表5 總體幫助意愿中介模型檢驗(yàn)

圖1 總體群際幫助意愿的中介效應(yīng)模型

數(shù)據(jù)分析結(jié)果見表5，共同內(nèi)群體認(rèn)同直接效應(yīng)的置信區(qū)間不包含0，所以共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)總體群際幫助意愿的直接效應(yīng)顯著；現(xiàn)實(shí)威脅中介效應(yīng)的置信區(qū)間不包含0，所以現(xiàn)實(shí)威脅的中介效應(yīng)顯著；同理，象征威脅和消極刻板印象的中介效應(yīng)不顯著。因此，現(xiàn)實(shí)威脅在共同內(nèi)群體認(rèn)同與總體群際幫助意愿的關(guān)系中存在部分中介作用，而象征威脅和消極刻板影響的中介作用不顯著。各變量間路徑系數(shù)見圖1。

3.5 群際威脅在共同內(nèi)群體認(rèn)同與自主定向幫助意愿間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)于愿意提供群際幫助的被試，進(jìn)一步考察自主定向幫助意愿與共同內(nèi)群體認(rèn)同和群際威脅的關(guān)系。采用3.4中的方法檢驗(yàn)現(xiàn)實(shí)威脅、象征威脅和消極刻板印象的中介效應(yīng)。

表6 自主定向幫助意愿多重中介模型檢驗(yàn)

圖2 自主定向幫助意愿的中介效應(yīng)模型

數(shù)據(jù)分析結(jié)果見表6和圖2：共同內(nèi)群體認(rèn)同的直接效應(yīng)不顯著；現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象的中介效應(yīng)顯著；象征威脅的中介效應(yīng)不顯著。因此，現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象在共同內(nèi)群體認(rèn)同與自主定向幫助意愿的關(guān)系中存在多重中介作用；而象征威脅的中介作用不顯著。

4 討論

4.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際威脅

在本研究中，共同內(nèi)群體認(rèn)同與現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象極其顯著負(fù)相關(guān)，與象征威脅的相關(guān)關(guān)系不顯著。這與前人研究的結(jié)果是一致的。

但是，數(shù)據(jù)分析結(jié)果并未發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同與象征威脅的顯著相關(guān)。González和Brown（2006）認(rèn)為，重新進(jìn)行社會(huì)分類，建立共同內(nèi)群體，意味著群際邊界的融解，這對(duì)于子群體，尤其是處于主導(dǎo)地位的群體的成員而言，將會(huì)是對(duì)群體獨(dú)有特性的強(qiáng)大威脅，這些特性涉及到了群體存在的根本。因此，共同內(nèi)群體認(rèn)同并不總能夠消弭象征威脅。在本研究中，研究對(duì)象均來(lái)自同時(shí)接收流動(dòng)兒童與本地兒童的混合學(xué)校，在學(xué)校的心理和德育工作中，較為看重對(duì)兩個(gè)群體間差異的弱化。因此，當(dāng)提及上海市中小學(xué)生這一共同內(nèi)群體時(shí)，被試可能會(huì)認(rèn)為上海本地兒童群體原有的獨(dú)特特征面臨著威脅，所以，雖然共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠讓上海本地兒童更少地關(guān)注流動(dòng)兒童與他們?cè)谖幕r(jià)值觀念等方面的區(qū)別，但仍然不會(huì)讓他們表現(xiàn)出象征威脅感下降的趨勢(shì)。

4.2 共同內(nèi)群體認(rèn)同與群際幫助意愿

在本研究中，共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)總體群際幫助意愿和自主定向幫助意愿均存在顯著的預(yù)測(cè)作用。以往研究認(rèn)為共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠提高群際幫助意愿，本研究在與學(xué)習(xí)有關(guān)的背景下，再一次驗(yàn)證了共同內(nèi)群體認(rèn)同水平與總體群際幫助意愿的關(guān)系。同時(shí)，在具體的幫助類型上，研究也驗(yàn)證了張?zhí)m鴿等（2015）的觀點(diǎn)，當(dāng)共同內(nèi)群體認(rèn)同被激活，被試會(huì)更注重受助者的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，從而愿意提供更多的自主定向的幫助。

另外，鑒于共同內(nèi)群體認(rèn)同在削弱群際威脅和增加群際幫助意愿，特別是自主定向幫助意愿方面的作用，或許可以將共同內(nèi)群體認(rèn)同作為改善本地兒童外群體態(tài)度與行為，進(jìn)而提升流動(dòng)兒童生活現(xiàn)狀，幫助流動(dòng)兒童更好地適應(yīng)和融入城市生活的切入點(diǎn)之一。在學(xué)校教育或政策宣傳的過程當(dāng)中，也可以通過強(qiáng)調(diào)本地兒童與流動(dòng)兒童的共同目標(biāo)，合作互動(dòng)的經(jīng)歷等，建立共同內(nèi)群體認(rèn)同，為流動(dòng)兒童的社會(huì)適應(yīng)與城市融入提供良好的外部環(huán)境。

4.3 群際威脅的中介作用

以往有研究分別探討了共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)群際威脅的影響，以及群際威脅與群際幫助意愿、自主定向幫助的關(guān)系，本研究則進(jìn)一步驗(yàn)證了群際威脅的中介作用：在共同內(nèi)群體認(rèn)同與總體群際幫助意愿的關(guān)系中，現(xiàn)實(shí)威脅起到部分中介作用；在共同內(nèi)群體認(rèn)同與自主定向幫助意愿的關(guān)系中，現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象發(fā)揮了多重中介的作用。

對(duì)于中介模型的前半部分，已經(jīng)在4.1中做了討論。本部分主要關(guān)注群際威脅與總體群際幫助意愿和自主定向幫助意愿的關(guān)系。

以往有研究認(rèn)為群際幫助意愿及對(duì)有利于外群體政策的支持程度隨著象征威脅的增加而降低（Jackson ＆ Esses， 1997； Sawires ＆ Peacock，2000）。但是當(dāng)涉及到具體幫助類型時(shí)，研究者似乎更關(guān)注現(xiàn)實(shí)威脅的作用，而沒有直接探討象征威脅對(duì)自主定向幫助行為的影響。雖然沒有直接的研究結(jié)果作為參考，但 Schweitzer， Perkoulidis， Krome，Ludlow和Ryan（2011）認(rèn)為在激活對(duì)外群體的回應(yīng)的過程中，現(xiàn)實(shí)威脅的作用比象征威脅更強(qiáng)。Pereira， Vala 和 Costa－Lopes（2010）進(jìn)一步指出，現(xiàn)實(shí)威脅會(huì)加強(qiáng)對(duì)移民的反對(duì)態(tài)度，象征威脅則與移民歸化政策的支持程度相關(guān)，現(xiàn)實(shí)威脅和象征威脅的影響作用是不同的。而在本研究中，無(wú)論是總體群際幫助意愿還是自主定向幫助意愿，指的都是實(shí)際的幫助意愿，而非對(duì)政策的支持程度，所以當(dāng)同時(shí)考慮現(xiàn)實(shí)威脅與象征威脅的影響時(shí)，現(xiàn)實(shí)威脅的預(yù)測(cè)作用顯著，而象征威脅不顯著，所以在兩個(gè)中介模型中，象征威脅均未發(fā)揮中介作用。

在共同內(nèi)群體認(rèn)同與自主定向幫助意愿的關(guān)系中，消極刻板印象與現(xiàn)實(shí)威脅共同發(fā)揮了多重中介作用，但是在共同內(nèi)群體認(rèn)同與總體群際幫助意愿的關(guān)系中，消極刻板印象的中介作用并未達(dá)到顯著水平。這可能是由于，本研究對(duì)消極刻板印象的測(cè)量主要集中在性格方面，而以往研究顯示，反映熱情品質(zhì)（如熱情、真誠(chéng)等）的刻板印象，比反映非熱情品質(zhì)（如不誠(chéng)實(shí)、不真誠(chéng)、不善良）的刻板印象，激活了更多的幫助行為等積極促進(jìn)行為 （Cuddy，F(xiàn)iske，＆Glick，2007）。在考察總體群際幫助意愿時(shí)，它包含了自主定向的幫助意愿和依賴定向的幫助意愿，其中只有自主定向的群際幫助才是真正的積極的有利于外群體的行為，依賴定向的群際幫助則是一種為了維護(hù)群體地位和群體之間差距的策略性的幫助。因此，當(dāng)以總體群際幫助意愿為考察指標(biāo)時(shí)，消極刻板印象對(duì)群際幫助意愿的預(yù)測(cè)作用并不顯著，但是進(jìn)一步考察群際幫助意愿的類型時(shí)，消極刻板印象對(duì)自主定向群際幫助這一實(shí)質(zhì)上的促進(jìn)行為具有顯著的預(yù)測(cè)作用。

5 結(jié)論

共同內(nèi)群體認(rèn)同與現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象極其顯著負(fù)相關(guān)，與象征威脅相關(guān)關(guān)系不顯著；共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)總體群際幫助意愿存在積極的預(yù)測(cè)作用，當(dāng)進(jìn)一步考察幫助意愿的類型時(shí)，共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠正向預(yù)測(cè)自主定向幫助意愿；現(xiàn)實(shí)威脅在共同內(nèi)群體認(rèn)同與總體群際幫助意愿的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用，當(dāng)進(jìn)一步考察幫助意愿的類型時(shí)，現(xiàn)實(shí)威脅和消極刻板印象在共同內(nèi)群體認(rèn)同與自主定向幫助意愿的關(guān)系中發(fā)揮多重中介作用。