“我不喜歡你”所以“你也可能不喜歡我”：矛盾性別偏見與群際焦慮的關系

蘇 曼 蔣京川

(南京師范大學心理學院，南京 210097)

1 問題提出

群際焦慮（interaction anxiety）是個體與外群體交往時，由于擔心消極的心理或行為結果，擔心被內外群體成員消極評價而感受到緊張、別扭甚至敵對等不愉快的體驗（Stephan & Stephan,1985），是群際接觸中常見的消極情緒體驗。大量研究表明，群際焦慮使得個體與外群體交往意愿降低，造成群際交往中對外群體的消極反應，阻礙群際間有效交流，導致群際間不信任（Plant &Devine, 2003; Wilder, 1993; Hyers & Swim, 1998;Dovidio, Gaertner, Kawakami, & Hodson, 2002）。因此，考慮到群際焦慮對群際接觸的消極影響，為了建立更好的群際關系，有必要對群際焦慮的影響因素及作用機制進行探討。

群際焦慮前因后果模型中，Stephan和Stephan（1985）歸納出了群際焦慮的三大前因：先前的群際關系、對外群體的認知以及接觸的結構性因素。其中對外群體的偏見水平一直備受研究者關注，研究發現對外群體的偏見是導致群際焦慮的重要因素。有研究顯示，當個體偏見水平越高，就越容易相信外群體也會對其持有消極觀念（Tredoux & Finchilescu, 2010）；而當個體認為外群體不喜歡或詆毀內群體時，對外群體的消極歸因將會加深，群際反感也會增加（Stephan &Stephan, 1985; Vorauer, Main, & O'Connell, 1998）；隨著對外群體的消極印象形成，就會引發群際接觸中焦慮、憤怒等負性情緒（Vorauer, 2008）。而情緒上的消極反應最終會在群際接觸的行為中體現，正如Finchilescu （2005）, Finchilescu, Tredoux,Mynhardt, Pillay和Muianga （2007）發現，對外群體消極評價的預期導致個體逃避群際接觸，降低與外群體交流意愿。而這將成為群際間信息交流的屏障，對外群體的認識將會停滯不前。溝通理論指出，溝通者會試圖根據已有信息建立對方的形象（Clark & Bernnan, 1991; Sperber & Wilson,1986）。因此當個體逃避群際接觸，拒絕接受外群體新信息，個體對外群體的消極印象將會固化，而這就形成了群際關系的惡性循環。

生活中性別間的交流與合作是最常見的群際接觸。但在很多情境中，不論是對于男性還是女性，性別偏見仍舊相當普遍（Rudman & Glick,2010; Swim & Hyers, 2009），但性別間的相處又影響著工作、生活的方方面面。因此本研究將以男、女性群體為對象，考察性別偏見與性別間群際焦慮的關系。有別于早期的社會心理學家所認為的性別偏見主要強調對于女性的敵意態度（Spence & Helmreich, 1972; Swim, Aikin, Hall, &Hunter, 1995; McHugh & Frieze, 1997），Glick等人指出，性別偏見可能包括敵意性別偏見和善意性別偏見兩類。前者往往通過貶損異性來證明自身的優勢，后者則往往將異性設想成為需要保護或照顧的對象，來顯示自身的優越（Glick et al.,2004）。雖然善意性別偏見與敵意性別偏見均屬于性別偏見，但善意性別偏見以更溫和更易被接受的形式出現，所以其對群際焦慮的預測性可能與敵意性別偏見的作用存在差異，善意性別偏見很可能無法正向預測群際焦慮（假設1）。

除了個體對外群體的偏見，個體對外群體如何看待內群體的觀念也影響著群際關系。在人際知覺領域，個體關于他人如何看待自己（元知覺meta-perception）的研究已有很長的歷史。Vorauer等人（1998）將元知覺的研究擴展到群際水平，提出了元刻板印象（meta-stereotype）的概念，并將其定義為個體關于外群體成員對其所屬群體（內群體）所持刻板印象的信念或看法（Vorauer et al.,1998）。從Vorauer等（1998）提出元刻板印象開始，偏見和消極元刻板印象似乎一直形影不離。Finchilescu提出在群際關系中或許存在兩條不同的“報復性路徑”——“我認為你不喜歡我，所以我不喜歡你”或者“我不喜歡你，所以你也可能不喜歡我”（Finchilescu, 2010）。即消極元刻板印象導致了偏見或偏見導致了消極元刻板印象兩條路徑。而這兩條路徑體現出的策略與形成元知覺的兩條策略非常相似。已有研究發現形成元知覺的策略包括投射策略和刻板化策略，且當人們認為外群體與自身相似時，更可能使用投射策略（Ames, 2004）。因此，基于目前社會文化背景下更強調男女平等和除生理因素外性別間較小的差異。本研究中將采用“我不喜歡你，所以你也可能不喜歡我”這一投射性策略路徑。即認為當個體性別偏見水平越高，則消極元刻板印象水平越高。

隨著研究的不斷深入，研究者關注到元刻板印象對群際關系的作用。Finchilescu（2005），Finchilescu等人（2007）將元刻板印象納入群際焦慮模型中，并發現消極元刻板印象會導致對群際接觸結果的消極預期，使個體的群際焦慮顯著增加。Finchilescu（2010）研究發現，偏見和消極元刻板印象均可預測群際焦慮，且偏見水平會對消極元刻板印象產生影響，并通過消極元刻板印象作用于群際焦慮。從這個角度而言矛盾性別偏見與消極元刻板印象并不是單獨影響群際焦慮的，并由此可以推測，消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮之間起到中介作用（假設2），即矛盾性別偏見不僅直接影響群際焦慮，也通過消極元刻板印象間接影響群際焦慮。

此外，上述中介模型也可能受到其他變量的調節。在探討群際關系時，群體身份認同是非常重要的一個因素。社會認同理論的創始人Tajfel（1978）將社會認同定義為個體能意識到自己屬于何群體，同時能夠認識到該群體身份帶給他的情感和價值意義（Tajfel, 1978）。已有研究發現，無論個體是否認同自身群體身份，都會期待內群體被更積極地評價（Klein & Azzi, 2001）；無論個體是否將群體身份納入自我定義中，消極元刻板印象均會導致內群體成員在群際接觸中產生消極情感，尤其當個體很難脫離某群體身份時，比如國籍、民族等；群體認同對消極元刻板印象及群際接觸間存在交互作用，比如群體認同水平的高低與在實驗過程中是否強調元刻板印象，對個體的矯飾行為具有交互作用（Klein & Azzi, 2001）。因此群體認同雖然可能與消極元刻板印象沒有直接相關，但其可能通過與消極元刻板印象的相互作用對群際焦慮產生影響。據此，本研究提出假設：群體認同對“矛盾性別偏見→消極元刻板印象→群際焦慮”這一中介路徑的后半程具有調節作用（假設3）。

當綜合考察個體對外群體的偏見（矛盾性別偏見）、個體所持外群體如何看待內群體的信念（元刻板印象）、對群體身份的認同水平（群體認同）時，這些因素對群際焦慮的影響尚缺乏一個較為整合的關系。綜上，本研究提出一個有調節的中介模型（見圖1），主要目的包括兩方面：（1）考察消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮之間可能的中介作用；（2）檢驗群體認同對此中介鏈條的調節作用。以期對群際焦慮有更深的理解，并對建立良好的群際關系提供理論指導。

2 研究方法

2.1 研究對象

采用便利性取樣，對南京市3所高校中352名在校大學生進行問卷調查，獲得有效問卷337份，問卷回收有效率為95.74%。其中男性114人，女性223人，平均年齡為23.26±1.87歲。

2.2 研究工具

2.2.1 中文版矛盾性別偏見問卷

采用Glick和Fiske（1996, 1999）編制的矛盾性別偏見問卷（Ambivalent Sexism Inventory,ASI/Ambivalence Toward Men Inventory, AMI）中文版。ASI問卷共22題分為針對女性的敵意性別偏見和善意性別偏見兩個分量表，兩個分量表均分別包括三個維度；類似的AMI共20題分為針對男性的敵意性別偏見和善意性別偏見兩個分量表，兩個分量表均分別包括三個維度。善意性別偏見與敵意性別偏見總分即為被試的矛盾性別偏見水平。

本研究中男性被試使用ASI問卷，女性被試使用AMI問卷。其中ASI問卷根據徐榮華（2008）修訂的中文版的基礎上對個別題目的表述進行了適當調整。AMI問卷中文版是對其英文版進行翻譯及改編，由六名研究生采用翻譯及回譯的方式根據中文語言習慣加以修改。本研究中AMI、ASI問卷采用6級計分，1表示對條目內容“非常不贊同”，6則表示“非常贊同”。問卷分數越高表示性別偏見越高。本研究中驗證性因子分析表明數據擬合良好，AMI問卷RMSEA=0.10，NNFI=0.82，CFI=0.84，問卷的 Cronbach’s α 系數為0.82。ASI問卷 RMSEA=0.09，NNFI=0.79，CFI=0.81，問卷的 Cronbach’s α 系數為 0.73。

由于AMI和ASI的測量目的一致，均用作測量被試對異性的矛盾性別偏見；且量表均分為善意性別偏見、敵意性別偏見兩個分量表和六個對應的維度。因此數據分析時將男性與女性的結果進行整合，不對其進行分別處理。

2.2.2 群體認同量表簡化版

采用葉娜（2009）編制的群體認同量表簡化版進行測量。包含14個項目，從身份性、他評、歸屬感三個維度分別對群體身份的認知、評價和情感方面進行測量。例如：“當我遇到困難時，我相信其他女性會幫助我”。要求大學生報告每個項目與自身實際情況的符合程度。采用六點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計1～6分，分數越高表示群體認同越強。本研究中，驗證性因子分析表明，數據擬合良好RMSEA=0.08，NNFI=0.94，CFI=0.95。問卷的 Cronbach’s α系數為0.84。

2.2.3 消極元刻板印象水平的測量

參照Owuamalam和Zagefka（2013）的研究，被試根據指導語填寫形容詞以激活消極元刻板印象。對男性被試其指導語為：“您認為女性可能對您的消極印象有哪些？請盡量用一些形容詞描述出來?！?；針對女性被試：“您認為男性可能對您的消極印象有哪些？請盡量用一些形容詞描述出來。”并對自身感知到的異性評價的消極程度（消極元刻板印象）進行10點計分判斷，1點表示程度最弱，10點表示程度最強。

2.2.4 群際焦慮量表

參照Stephan和Stephan（1985）測量群際焦慮的工具，根據本研究目的，將題目中的群體對象修改為“異性”、“同性”，該問卷共10題，采取10點計分，其中3個項目為反向計分。被試被問及相較于同性，當你與異性聊天或一起工作時，你的感覺在以下十個形容詞上進行程度評定：尷尬的、難為情的、高興的、接受的、有信心的、易怒的、不耐煩的、有防御性的、多疑的、謹慎的。國內外多項研究（Finchilescu, 2010;Turner, Hewstone, & Voci, 2007; 鄒榮, 2012; 孫亞文,賀雯, 羅俊龍, 2015）表明，該問卷具有良好的信效度。本次測試中Crobach’s α系數為0.75。

3 結果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗

采用自我報告法收集數據可能導致共同方法偏差效應, 因此, 在數據收集過程中，根據相關研究的建議（周浩, 龍立榮, 2004），從研究程序方面通過匿名方式進行測查，部分題目使用反向題等方式進行相應控制。數據統計過程中，采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差的檢驗。結果顯示，特征值大于1的因子共有13個，且第一個因子解釋的變異量為15.06%，小于40%的臨界標準，說明共同方法偏差不顯著。

3.2 各個變量的平均數、標準差及相關矩陣

各變量的平均數、標準差和相關矩陣見表1：矛盾性別偏見、消極元刻板印象、群際焦慮之間兩兩均相關；其中敵意性別偏見與消極元刻板印象相關顯著，但善意性別偏見與消極元刻板印象相關關系不顯著，與假設1一致；群體認同與消極元刻板印象、群際焦慮相關不顯著。

表 1 各變量的平均數、標準差和相關系數

3.3 消極元刻板印象的中介分析

對消極元刻板印象在矛盾性別偏見對群際焦慮的預測過程的中介作用分析。采用層次回歸分析的方法，以群際焦慮為因變量，以矛盾性別偏見和消極元刻板印象水平為自變量，建立矛盾性別偏見、消極元刻板印象水平對群際焦慮影響的回歸模型（Baron & Kenny, 1986）。具體而言，由于已有研究發現，男性、女性在面對異性消極評價時，在消極感受程度及對行為的影響上存在性別差異（Ramos et al., 2016），且本研究不對性別間的差異進行討論，所以在模型第一層放入性別，對其影響進行控制；第二層放入矛盾性別偏見，探索矛盾性別偏見對群際焦慮的貢獻；第三層放入消極元刻板印象水平，探索矛盾性別偏見和消極元刻板印象水平對群際焦慮的共同預測。

回歸分析結果見表2，消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮的部分中介效應顯著，假設2成立。具體來說性別對消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮間的部分中介效應作用顯著，F（1, 335）=10.97，p=0.001；控制了性別后，矛盾性別偏見正向預測群際焦慮，F（2, 334）= 9.11，p＜ 0.001；矛盾性別偏見和消極元刻板印象共同預測群際焦慮的回歸模型顯著，F（3, 333）= 8.67，p ＜0.001?？刂屏嗣苄詣e偏見的前提下，消極元刻板印象對群際焦慮預測的增值貢獻為2.1%。

表 2 消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮間的中介效應分析

3.4 群體認同對中介效應的調節作用檢驗

使用Hayes（2013）的SPSS宏程序PROCESS，在控制性別的條件下，分析消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮的中介作用（后半程）是否受到群體認同水平的調節。在控制性別的條件下其結果表明調節作用顯著，假設3成立，判定指數INDEX為0.07（95%Bootstrap置信區間為[0.02,0.12]）。群體認同得分為平均數減一個標準差、平均數以及平均數加一個標準差三個水平上的中介效應值及95%Bootstrap置信區間如表3所示。當群體認同水平較高時，存在消極元刻板印象對矛盾性別偏見和群際焦慮的中介效應；群體認同水平較低時，中介效應不顯著。為了更清楚地揭示調節效應的具體模式，我們計算出群體認同為平均數正負一個標準差時，消極元刻板印象對群際焦慮的效應值（即進行簡單斜率檢驗），并根據回歸方程分別取消極元刻板印象和群體認同平均數正負一個標準差的值繪制簡單效應分析圖，見圖2。結果同Bootstrap，檢驗發現當群體認同水平高時，消極元刻板印象對群際焦慮的正向預測作用顯著（Bsimple= 0.25, SE=0.10, p=0.015）；當群體認同水平低時，消極元刻板印象對群際焦慮的預測減弱（Bsimple=-0.01, SE=0.09, p=0.907）。Bsimple的絕對值由0.25減弱為0.01。

綜合而言，消極元刻板印象在矛盾性別偏見和群際焦慮之間起部分中介作用，這一中介作用的后半徑受群體認同的調節。對于群體認同水平高的大學生，消極元刻板印象水平越高，其群際焦慮水平越高；對于群體認同水平低的大學生，消極元刻板印象水平對群際焦慮沒有顯著影響。

表 3 不同群體認同水平上消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮的中介效應

4 討論

4.1 矛盾性別偏見與消極元刻板印象的關系

研究結果表明，隨著矛盾性別偏見水平的提高，個體消極元刻板印象水平也隨之提高。這意味著在與異性相處過程中，當對異性存在偏見時，也更傾向于認為異性也會如此看待自己。這與Finchilescu提出的“我不喜歡你，所以你也可能不喜歡我”這一投射性路徑相一致（Finchilescu, 2010）。

以往研究中，在偏見與元刻板印象的關系上存在爭議，Vorauer等人（1998）發現加拿大原住民的種族偏見水平越低，就越傾向于期望加拿大白人對其具有消極元刻板印象，并提出此結果可能是因為低偏見個體對內群體認同水平較低，且對外群體認同較高，所以會采用外群體視角考慮問題，因此較容易體驗到元刻板印象的存在。而Gómez對Vorauer關于偏見與元刻板印象的相關性結果提出質疑，其研究發現，高偏見個體更易持有較高的元刻板印象，更期望在群際互動中被更一致更刻板的評價（Gómez, 2002）。隨著研究的深入，研究者發現偏見和元刻板印象的關系可能取決于內群體的相對地位（Gómez, 2002），也可能受到群際間差異程度的影響（Ames, 2004）。本研究中，以大學生為被試，在學校環境中更強調男女性地位平等，及較小的社會經濟地位差異，因此在群際接觸中更易采用投射性策略形成與對方有關的元知覺（Ames, 2004），即自身對異性的態度，與所認為的異性對自身的態度相一致。所以在大學生群體中矛盾性別偏見與消極元刻板印象呈顯著正相關，即當“我不喜歡你”的時候，也會認為“你也可能不喜歡我”。

本研究中使用矛盾性別偏見問卷從善意性別偏見、敵意性別偏見兩個角度測量被試的性別偏見水平?？疾焐埔?、敵意性別偏見與消極元刻板印象的相關性發現，敵意性別偏見與消極元刻板印象存在顯著的正相關，而善意性別偏見與消極元刻板印象的相關性不顯著。這可能是由于善意性別偏見以更能被人接受的形式出現，其表面的善意抑制了性別偏見所帶來的消極情緒體驗，所以會出現善意性別偏見與消極元刻板印象相關不顯著的情況。而敵意性別偏見具有更為外顯的敵意，所以更能引起被試更強烈的“我確實不喜歡你”的感受，并與“你也可能不喜歡我”的消極元刻板印象呈現更顯著的正相關。盡管如此，本文雖使用Finchilescu提出的“我不喜歡你，所以你也不喜歡我”這條路徑，但對于這兩條路徑的因果關系并未進行驗證，這也是未來研究可以重點關注的問題，有助于深刻討論元刻板印象的產生機制。

4.2 消極元刻板印象的中介作用

群際接觸是一個相互的過程，研究者一方面要重視個體對外群體態度所產生的影響，另一方面更需要重視個體所持外群體如何看待內群體的觀念在其中的作用。本研究發現，消極元刻板印象在矛盾性別偏見與群際焦慮間起到部分中介作用。該結果說明，消極元刻板印象相對于個體對異性的性別偏見是群際焦慮的近端因素，這與前人研究結果一致（Finchilescu, 2010）。這意味著對異性持有性別偏見的人更容易形成和激活消極元刻板印象，從而導致群際焦慮。這可以從以下幾個方面加以解釋。首先，當個體持有較高性別偏見時，也傾向于認為異性對自身也具有性別偏見。而對異性的高偏見及消極元刻板印象會降低與外群體接觸的愿望，并引起群際焦慮。另一方面，對異性的偏見水平和消極元刻板印象均可預測群際焦慮，但其中消極元刻板印象的作用更大。導致這一現象是由于元刻板印象與自我直接相關, 并且其信息來源有限, 一旦形成不易改變（Vorauer et al., 1998）。因此與前人研究結果相一致，相比于對外群體的偏見，元刻板印象會對群際關系產生更深刻、更持久的影響（Gómez &Huici, 2008; Oldenhuis, 2007）。已有研究發現，元刻板印象的效價可以是消極的、中性的或積極的（Anseel, 2011）, 然而大多是消極的（Owuamalam& Zagefka, 2011; Vorauer et al., 1998）。而對外群體評價的消極預期勢必會導致在與外群體接觸中感受到緊張、別扭甚至敵對等不愉快的體驗（Stephan& Stephan, 1985），使個體的群際焦慮顯著增加，導致個體逃避群際接觸。

總之，該結果說明，群際關系并非單獨受偏見的影響，同時也受到消極元刻板印象的作用。個體所持性別偏見增加了其形成消極元刻板印象的可能，并同時影響其與異性交往的意愿和感受。該結果對干預消極元刻板印象與群際焦慮具有一定的啟示。對群際焦慮的干預不能僅僅從加深對外群體的認識等因素入手，也應當重視對元刻板印象的干預，重視這些因素的鏈接作用，從而提出更有效的干預計劃和措施。

4.3 群體認同的調節作用

理論和實證研究表明，群體認同對群際接觸具有重要影響，不僅存在對群際接觸可能的直接影響，也會通過消極元刻板印象起到間接作用。本研究所構建的有調節的中介模型，考察了群體認同對“矛盾性別偏見→消極元刻板印象→群際焦慮”這一中介關系的調節作用。結果發現，群體認同對該中介鏈條的后半程調節效應顯著，且群體認同與消極元刻板印象和群際焦慮間的直接相關不顯著。群體認同與重要變量間的不相關并不能說明群體認同在群際接觸中是不重要的變量，恰恰相反，當群體認同遇到消極元刻板印象時就會起到交互作用影響群際焦慮。換句話說，雖然群體認同和消極元刻板印象、群際焦慮間的直接關系不顯著，但對于群體認同水平較高的個體，當對異性持有性別偏見時就更容易促發消極元刻板印象對群際焦慮的作用。

當個體對所屬群體具有高認同時，就會對外群體可能的評價非常敏感，當感知到外群體的評價偏向消極時，高群體認同個體將會接收到更多外群體的消極評價，其對群際接觸的預期也將持有更消極的態度，群際焦慮水平就會上升。根據社會認同理論，群體認同反映個體將群體身份整合到自我概念的程度，Hogg（2000）發現只要具有被潛在的歸于某個群體的可能，消極元刻板印象都會一定程度上阻止他們接受和認同自己的群體身份，并會對他們的身份認同產生威脅。根據自我分類理論, 群體認同源自于人類的兩個基本動機：自我提升和減少不確定性。自我提升是指個體會希望通過群體間的社會比較來肯定內群體相對其他群體的優勢, 從而獲得自尊提升。而減少不確定性則是指個體通過掌握群際區別與群體特征,可以更好的感知及預測他人的行為（Hogg, 2000）。群際接觸時，群體認同水平高的被試更期望實現自我提升和減少不確定性的動機，但當元刻板印象偏向消極時，其自我提升和減少不確定性的愿望就會受到威脅，高群體認同的個體對這種威脅更加敏感，因此群際接觸時就會產生更多的消極體驗；相反，當群體認同水平比較低時，消極元刻板印象對群際焦慮的預測作用就會減弱。

有調節的中介作用對群際關系的處理具有一定啟示：個體對異性的性別偏見可能會使得其元刻板印象更加消極，并使得在群際接觸中體驗到更多的群際焦慮，同時群體認同水平是一個限定條件，明確了在什么情況下中介作用更強或更弱。將對異性的評價，個體認為的異性對自身的評價，自身對性別身份的認同有效結合在一起，有益于更加深入討論群際焦慮的前因以及這些前因間的相互關系。一方面它將性別偏見和元刻板印象整合起來，挑戰了傳統上將二者分開討論的研究思路；另一方面將群體認同引入，不僅是對群際焦慮模型的補充也是將個體對群體身份的感知整合進來，從多角度整合式討論群際焦慮形成的過程。

4.4 研究局限與展望

本研究依然存在一些局限性，需要在未來的研究中加以完善。首先，本研究采用Finchilescu提出的兩條報復性路徑中的“我不喜歡你，所以你也不喜歡我”（Finchilescu, 2010），但目前對路徑的因果關系還未進行驗證，未來研究可在此方向上進行深入討論。其次，本研究雖然探討了消極元刻板印象與群際焦慮的關系，但未對干預方法進行討論。Klein和Azzi（2001）發現，當個體認為外群體與內群體差異巨大時，會將消極元刻板印象歸因于群組間巨大差異，因此未來研究可以嘗試通過改變內群體對外群體的認知，來改善內群體成員對消極元刻板印象的易感性，以此減少群際接觸中可能產生的消極結果。

5 結論

本研究得出如下結論：（1）矛盾性別偏見正向預測消極元刻板印象，敵意性別偏見與消極元刻板印象顯著正相關，但善意性別偏見與消極元刻板印象相關不顯著。（2）矛盾性別偏見不僅可以顯著地正向預測群際焦慮，還可以通過影響消極元刻板印象而間接預測群際焦慮。（3）矛盾性別偏見通過消極元刻板印象的間接效應受到群體認同的調節。當群體認同水平高時，高消極元刻板印象的個體在與異性交往中將體驗到更高的群際焦慮。