典型性對群際偏差的影響：以城市居民與農民工的群際關系為例

張冀琦　黃楨煒　劉力

摘要 已有研究表明典型群體成員會表現出更強的群際偏差。然而，典型群體成員表現群際偏差的基礎是內群體偏好還是外群體貶損尚未明確。本研究以中國社會背景下城市居民與農民工的群際關系為例，對典型城市居民表現群際偏差的基礎進行探索。研究一采用相關研究設計考察典型性與群際偏差的關系，結果表明越典型的城市居民會表現越強的內群體偏好，但外群體貶損不受典型性影響。研究二采用實驗設計對城市居民典型性進行操縱，結果進一步證實了典型性會導致內群體偏好，而非外群體貶損。研究結果一致地表明，典型城市居民表現群際偏差的基礎是內群體偏好而非外群體貶損。

關鍵詞 典型性，群際偏差，內群體偏好，外群體貶損，農民工。

分類號 B849

1引言

農民工的城市化會對中國的社會穩定和經濟發展產生重要的影響（蔡昉，2010）。然而農民工城市化過程并非一帆風順：農民工在就業、教育和公共服務等多個方面受到不平等對待（陳信勇，金向英，2006；程誠，邊燕杰，2014；高明華，2013；張慧，2005）。什么因素會導致城市居民區別對待自身群體和農民工群體呢？在社會心理學的研究中，對內群體及其成員比對外群體及其成員做出更有利評價的系統性傾向被稱作群際偏差（Hew-stone，Rubin，&Willis;，2002）。本研究旨在探索城市居民的群際偏差如何受到其自身典型性的影響。

群體成員典型性的差異會對群際關系產生重要影響。典型性是指群體成員與群體中具有代表性的典范的相符程度（Billig，1987；Turner，Hogg，Oakes，Reieher，&Wetherell;，1987）。相比于邊緣群體成員，典型群體成員的群體位置更穩定（Jetten，Branscombe，&Spears;，2002；Noel，Wann，&Branscombe;，1995），他們的個人利益與群體利益的聯結更緊密（Hains，Hogg，&Duck;，1997；VanKnippenberg，Lossie，&Wilke;，1994）。正因如此，典型群體更重視群體利益。當面臨群體威脅時，典型群體成員會表現群際偏差，而邊緣群體成員則不會（Jetten，Spears，&Manstead;，1997）。

然而，前人研究并沒有在真實群體中對典型性如何影響內群體偏好和外群體貶損進行獨立的考察。內群體偏好和外群體貶損是群際偏差的兩種形式，二者并不一定會同時發生（Brewer，1999）。內群體偏好更多地影響內群體過程，反映了個人與內群體及其成員的緊密聯結；而外群體貶損更多地影響群際過程，反映了個人對外群體及其成員直接的敵意。Brewer（1999）提出，多數的群際偏差是由于對內群體的偏好而非對外群體的直接敵意。然而，在前人關于典型性與群際偏差的研究中（Jetten et a1.，1997），研究者要求被試將總量一定的資源在內、外群體之間分配，這導致內群體偏好必然要以外群體貶損為代價。也就是說，并不能確定典型性會導致更強的內群體偏好還是外群體貶損。

本研究以北京的城市居民與農民工的群際關系為例，在真實群體中考察典型性如何影響不同形式的群際偏差。不可否認，城市居民和農民工存在一定程度的競爭關系。然而這種競爭并非是直接的、“零和”的：一方面，農民工享受著城市的優質資源；另一方面，農民工也為城市發展做出了巨大貢獻。因此，城市居民維護內群體利益的動機就不必然以犧牲農民工的利益為代價。綜上，本研究提出：城市居民的典型性會導致內群體偏好，但典型性不會對農民工貶損產生影響。本研究分別采取問卷調查（研究一）和實驗操縱（研究二）的方法，來驗證研究假設。

2研究一

2.1研究方法

2.1.1研究對象與程序

本研究為相關設計。研究者通過“問卷星”招募112名北京城市居民參與本研究。被試平均年齡32.27歲（SD=6.62），其中男性47人（41.96%），女性65人（58.04%）。開始前，被試被告知所參與的是一項社會態度調查，他們的作答是匿名的，調查結果不會用于科研以外的其他用途。隨后被試在網絡平臺完成包括典型性、群際偏差和額外變量在內的問卷。問卷完成后，每名被試獲得約2元的酬勞。

2.1.2研究材料

典型性：采用改編自Jetten等人（1997）的典型性量表對本地居民典型性進行測量。量表共3個項目，要求被試在1到7點量表上評價對題目的同意程度，如“我與典型北京人非常相似”，得分越高代表典型性越高。該量表在本研究中的內部一致性系數達到0.90。

群際偏差：采用改編自Kruglanski，Shah，Pierro和Mannetti（2002）的語義區分量表對群際偏差進行測量，要求被試用6對形容詞對本地居民和農民工分別進行評價，形容詞包括“有敵意的/友善的”、“低劣的/高尚的”、“無道德的/有道德的”，評價在1到7點量表上進行，得分越高代表對相應群體的評價越積極。對本地居民評價的內部一致性系數達到0.93，對農民工評價的內部一致性系數達到0.92。研究者將對本地居民的評價得分減去對農民工的評價得分，得到群際偏差得分，得分越高代表群際偏差越強。

額外變量：主要包括性別、年齡和社會階層的測量。其中，社會階層的測量要求被試在1到7分上回答“您認為與平均水平相比，您所在家庭的收入水平如何”，1代表遠低于平均水平，7代表遠高于平均水平，得分越高表明社會階層越高。

2.2研究結果及討論

首先，對本地居民的評價得分與農民工的評價得分的t檢驗結果表明本地城市居民的評價得分（M=5.49，SD=1.09）顯著高于農民工評價得分（M=5.05，SD=1.16，t=4.24，p<0.001）。

隨后，對本研究中主要變量進行了描述性分析和相關分析（見表1）。結果表明典型性與對本地居民的評價、對農民工的評價以及群際偏差都存在顯著的正相關關系。也就是說，越典型的本地城市居民對內、外群體的評價越積極，但同時對內、外群體評價的差異也更大。為了確定典型性對群際偏差的獨立影響，通過回歸分析進一步考察這一關系。

以典型性為自變量，以群際偏差、內群體偏好和外群體貶損為因變量進行回歸分析。結果表明，在控制了性別、年齡和社會階層后，典型性對群際偏差的預測作用仍達到了顯著水平（β=0.39，t=3.84，p<0.001）。然而在控制了額外變量后，典型性只能夠顯著地正向預測對本地居民的評價（β=0.50，t=5.69，p<0.001），對農民工評價的預測作用沒有達到顯著水平（β=0.10，t=0.99，p>0.05）。

研究一結果表明，城市居民在對自身群體與農民工的評價中存在群際偏差。與前人研究結果一致（Jetten，et a1.，1997），典型性能正向預測群際偏差，即越典型的本地居民會表現出越強的群際偏差。更重要的是，本研究對內群體偏好和外群體貶損進行了獨立考察，結果表明在控制了額外變量的影響后，越典型的本地居民會表現越強的內群體偏好，但典型性與對農民工群體的貶損無關。也就是說，是內群體偏好而非外群體貶損構成了典型本地居民群際偏差的基礎。

研究一為基于問卷調查的相關研究，因此可能存在共同方法偏差。研究者采用Harman單因素法對共同方法偏差進行檢驗（熊紅星，張璟，葉寶娟，鄭雪，孫配貞，2012；周浩，龍立榮，2004）。具體而言，研究者將典型性、群際偏差和額外變量等進行驗證性因素分析，提取因子數設定為1，結果發現未旋轉的單個因子可以解釋44.9%的變異。單個因素解釋了一定的變異，但并沒有占多數變異。因此，共同方法偏差并非是典型性與群際偏差存在關聯的主要原因。然而，單一相關研究的證據并不足以確定穩健的因果關系，研究者在研究二中對典型性進行實驗操縱，以達到兩方面的目的：（1）使用不同方法驗證典型性與群際偏差的關系，降低共同方法偏差的影響；（2）確定典型性與群際偏差的因果方向。

3研究二

3.1研究方法

3.1.1研究對象與程序

本研究為2x2（典型性操縱為被試間因素，共兩個水平：典型成員組和邊緣成員組；評價對象為被試內因素，共兩個水平：本地城市居民和農民工）混合實驗設計。研究者通過“問卷星”平臺招募78名北京城市居民參與，被試平均年齡3 4.60歲（SD=9.08），其中男性3 8人（48.72%），女性40人（51.28%）。實驗開始前，被試被告知所參與的是一項社會態度調查，他們的作答是匿名的，調查結果不會用于科研以外的其他用途。隨后被試在線完成所有實驗程序，包括實驗操縱和問卷兩部分。實驗完成后，每名被試獲得約2元的酬勞。

3.1.2研究程序與材料

本研究采用Okimoto和Wrzesniewski（2012）研究中的方法對典型性進行實驗操縱。實驗開始后，被試被隨機分配到典型成員組和邊緣成員組。在典型成員組，向被試呈現的問題是“是什么使得你和典型北京人相似”，被試需要完成3個句子來回答這一問題，句子的開頭都是“我與典型的北京人相似，是因為……”。在邊緣成員組，向被試呈現的問題是“是什么使得你和典型北京人不同”，被試也需要完成3個句子來回答這一問題，句子的開頭都是“我與典型的北京人不同，是因為……”。

為了確定實驗操縱的效果，要求被試完成典型性量表（同研究一）作為操縱檢查。在隨后的群際偏差測量中，被試需要分別從1分到10分評價他們“在多大程度上喜歡北京市民（農民工）”（Schmitt&Branseombe;，2001）。研究者將對本地居民的評價得分減去對農民工的評價得分，得到群際偏差得分，得分越高代表群際偏差越強。

3.2研究結果及討論

操縱檢查的結果表明，典型成員組（M=5.08，SD=1.02）的典型性顯著高于邊緣成員組（M=3.87，SD=1.28，F（1，76）=20.57，p<0.001），實驗操縱成功。隨后以實驗操縱為自變量、群際偏差為因變量進行了方差分析，結果表明，相比于邊緣成員組（M=0.53，SD=3.13），典型成員組（M=1.80，SD=2.07）表現出更強的群際偏差，（1，76）=4.219，p<0.05。

為了進一步探索典型性如何影響群際偏差，進行了2（實驗操縱）×2（評價對象）的重復測量方差分析。結果表明實驗操縱的主效應不顯著，（1，76）=1.13，p>0.05，但評價對象的主效應顯著，（1，76）=14.37，p<0.001，對本地居民的評價得分（M=7.45，SD=1.93）顯著高于對農民工的評價得分（M=6.35，SD=1.87）。更重要的是，實驗操縱與評價對象的交互作用也達到顯著，（1，76）=4.22，p<0.05。簡單效應分析表明（見圖1），當對本地居民進行評價時，典型成員組的評價（M=7.97，SD=1.32）顯著高于邊緣成員組（M=7.02，SD=2.24，F（1，76）=4.88，p<0.05）；當對農民工進行評價時，典型成員組（M=6.17，SD=1.87）與邊緣成員組（M=6.49，SD=1.88）的評價差異不顯著，（1，76）=0.55，p>0.05。

研究二的結果表明，城市居民在對內群體與農民工的評價中存在群際偏差，而且越典型的城市居民會表現出越強的群際偏差。更重要的是，典型性會導致城市居民對內群體進行更有利的評價，卻與對農民工的評價無關。研究二進一步證明了群際偏差的基礎是內群體偏好而非外群體貶損。

4總討論

本研究以中國社會背景下城市居民與農民工群際關系為例，探索了典型性與群際偏差的關系。研究一采用相關研究設計，結果表明越典型的城市居民越會對內群體進行更積極的評價，但對農民工的評價不受典型性影響。為了確定因果關系，研究二對典型性進行實驗操縱，結果表明與邊緣城市居民相比，典型城市居民會對內群體進行更積極的評價，但二者對農民工的評價沒有顯著差異。兩個研究一致地表明，高典型性會導致更強的內群體偏好，但與外群體貶損無關。

本研究對典型性與不同形式的群際偏差進行獨立的考察，具有一定理論意義。JeRen等人（1997）對典型性與群際偏差的關系進行了開創性的探索，發現了典型性能夠導致更強的群際偏差。在此基礎上，本研究進一步發現，典型性對不同形式的群際偏差的影響是不同的：典型城市居民只會更偏好內群體，而不會對農民工進行貶損。本研究結果驗證了Brewer（1999）的觀點，即群際偏差的基礎主要是內群體偏好而非外群體貶損。這一結果能夠幫助我們更好的理解城市居民與農民工的群際關系：典型城市居民差別對待內、外群體是出于對內群體的偏好，而非對農民工的直接敵意。結合現實而言，城市居民與農民工是基于戶籍制度的人為群體劃分，二者并不存在難以調和的矛盾。因此我們有理由相信，隨著戶籍制度的進一步改革，城市居民與農民工的不斷融合，農民工有望獲得城市居民更平等的對待（Kuang&Liu;，2012；Zhang，Zheng，Liu，Zhao，&Sun;，2014）。

本研究在真實群體中驗證了典型性的影響，對以往研究進行了很好的補充。典型性如何影響群體成員在真實的群體互動中的表現受到了許多研究者的關注。然而以往研究多是在臨時群體中探索典型性的影響（如Noel et a1.，1995；Steinel eta1.，2010；Van Kleee Steinel，Van Knippenberg，Hogg，&Svensson;，2007）。JeRen等人（1997）指出，群體身份是否有意義會對成員在群體中的反應產生重要影響：臨時群體身份對個體并沒有實際意義，個體的認同程度普遍較低，因此在臨時群體中得到的結論存在局限性，并不能直接推廣到真實群體中。本研究選擇城市居民這一真實的、對群體成員有意義的群體作為研究對象，結果證實了典型性會對真實的群際互動產生重要影響，典型群體成員更可能做出有利于內群體的反應。

然而，本研究也存在一定局限性。群際偏差可分為內隱群際偏差和外顯群際偏差（Dovidio，Kawakami，&Gaertner;，2002）。本研究采用了外顯群際偏差作為因變量指標，主要出于兩方面的考慮：（1）外顯偏差是意識層面的反應，與行為有更直接的聯系；（2）以往典型性研究多采用外顯偏差作為因變量指標，本研究采用外顯指標，能夠方便地將本研究結果與以往研究進行對比。然而，內隱偏差能夠更好的反映無意識層面對內、外群體的區別反應，從而對外顯偏見的研究進行很好的補充。因此未來研究可以使用內隱群際偏差進一步驗證本研究結論，此外，本研究在中國社會背景下對典型性與群際偏差的關系進行了初步探索，未來研究可以深入探索其中介機制，以及城市居民內群體偏好的邊界條件。

5結論

本研究可以得出以下結論：（1）城市居民典型性會導致對農民工群體的群際偏差；（2）內群體偏好而非外群體貶損構成了對農民工群際偏差的基礎。