張冀琦　黃楨煒　劉力

摘要 已有研究表明典型群體成員會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的群際偏差。然而，典型群體成員表現(xiàn)群際偏差的基礎(chǔ)是內(nèi)群體偏好還是外群體貶損尚未明確。本研究以中國社會(huì)背景下城市居民與農(nóng)民工的群際關(guān)系為例，對(duì)典型城市居民表現(xiàn)群際偏差的基礎(chǔ)進(jìn)行探索。研究一采用相關(guān)研究設(shè)計(jì)考察典型性與群際偏差的關(guān)系，結(jié)果表明越典型的城市居民會(huì)表現(xiàn)越強(qiáng)的內(nèi)群體偏好，但外群體貶損不受典型性影響。研究二采用實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)對(duì)城市居民典型性進(jìn)行操縱，結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了典型性會(huì)導(dǎo)致內(nèi)群體偏好，而非外群體貶損。研究結(jié)果一致地表明，典型城市居民表現(xiàn)群際偏差的基礎(chǔ)是內(nèi)群體偏好而非外群體貶損。

關(guān)鍵詞 典型性，群際偏差，內(nèi)群體偏好，外群體貶損，農(nóng)民工。

分類號(hào) B849

1引言

農(nóng)民工的城市化會(huì)對(duì)中國的社會(huì)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要的影響（蔡昉，2010）。然而農(nóng)民工城市化過程并非一帆風(fēng)順：農(nóng)民工在就業(yè)、教育和公共服務(wù)等多個(gè)方面受到不平等對(duì)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(huì)導(dǎo)致城市居民區(qū)別對(duì)待自身群體和農(nóng)民工群體呢？在社會(huì)心理學(xué)的研究中，對(duì)內(nèi)群體及其成員比對(duì)外群體及其成員做出更有利評(píng)價(jià)的系統(tǒng)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(huì)對(duì)群際關(guān)系產(chǎn)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(wěn)定（Jetten，Branscombe，&Spears;，2002；Noel，Wann，&Branscombe;，1995），他們的個(gè)人利益與群體利益的聯(lián)結(jié)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(dāng)面臨群體威脅時(shí)，典型群體成員會(huì)表現(xiàn)群際偏差，而邊緣群體成員則不會(huì)（Jetten，Spears，&Manstead;，1997）。

然而，前人研究并沒有在真實(shí)群體中對(duì)典型性如何影響內(nèi)群體偏好和外群體貶損進(jìn)行獨(dú)立的考察。內(nèi)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(huì)同時(shí)發(fā)生（Brewer，1999）。內(nèi)群體偏好更多地影響內(nèi)群體過程，反映了個(gè)人與內(nèi)群體及其成員的緊密聯(lián)結(jié)；而外群體貶損更多地影響群際過程，反映了個(gè)人對(duì)外群體及其成員直接的敵意。Brewer（1999）提出，多數(shù)的群際偏差是由于對(duì)內(nèi)群體的偏好而非對(duì)外群體的直接敵意。然而，在前人關(guān)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(nèi)、外群體之間分配，這導(dǎo)致內(nèi)群體偏好必然要以外群體貶損為代價(jià)。也就是說，并不能確定典型性會(huì)導(dǎo)致更強(qiáng)的內(nèi)群體偏好還是外群體貶損。

本研究以北京的城市居民與農(nóng)民工的群際關(guān)系為例，在真實(shí)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(rèn)，城市居民和農(nóng)民工存在一定程度的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。然而這種競(jìng)爭(zhēng)并非是直接的、“零和”的：一方面，農(nóng)民工享受著城市的優(yōu)質(zhì)資源；另一方面，農(nóng)民工也為城市發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)。因此，城市居民維護(hù)內(nèi)群體利益的動(dòng)機(jī)就不必然以犧牲農(nóng)民工的利益為代價(jià)。綜上，本研究提出：城市居民的典型性會(huì)導(dǎo)致內(nèi)群體偏好，但典型性不會(huì)對(duì)農(nóng)民工貶損產(chǎn)生影響。本研究分別采取問卷調(diào)查（研究一）和實(shí)驗(yàn)操縱（研究二）的方法，來驗(yàn)證研究假設(shè)。

2研究一

2.1研究方法

2.1.1研究對(duì)象與程序

本研究為相關(guān)設(shè)計(jì)。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(xiàng)社會(huì)態(tài)度調(diào)查，他們的作答是匿名的，調(diào)查結(jié)果不會(huì)用于科研以外的其他用途。隨后被試在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)完成包括典型性、群際偏差和額外變量在內(nèi)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(duì)本地居民典型性進(jìn)行測(cè)量。量表共3個(gè)項(xiàng)目，要求被試在1到7點(diǎn)量表上評(píng)價(jià)對(duì)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(nèi)部一致性系數(shù)達(dá)到0.90。

群際偏差：采用改編自Kruglanski，Shah，Pierro和Mannetti（2002）的語義區(qū)分量表對(duì)群際偏差進(jìn)行測(cè)量，要求被試用6對(duì)形容詞對(duì)本地居民和農(nóng)民工分別進(jìn)行評(píng)價(jià)，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(píng)價(jià)在1到7點(diǎn)量表上進(jìn)行，得分越高代表對(duì)相應(yīng)群體的評(píng)價(jià)越積極。對(duì)本地居民評(píng)價(jià)的內(nèi)部一致性系數(shù)達(dá)到0.93，對(duì)農(nóng)民工評(píng)價(jià)的內(nèi)部一致性系數(shù)達(dá)到0.92。研究者將對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)得分減去對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)得分，得到群際偏差得分，得分越高代表群際偏差越強(qiáng)。

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

2.2研究結(jié)果及討論

首先，對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)得分與農(nóng)民工的評(píng)價(jià)得分的t檢驗(yàn)結(jié)果表明本地城市居民的評(píng)價(jià)得分（M=5.49，SD=1.09）顯著高于農(nóng)民工評(píng)價(jià)得分（M=5.05，SD=1.16，t=4.24，p<0.001）。

隨后，對(duì)本研究中主要變量進(jìn)行了描述性分析和相關(guān)分析（見表1）。結(jié)果表明典型性與對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)、對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)以及群際偏差都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。也就是說，越典型的本地城市居民對(duì)內(nèi)、外群體的評(píng)價(jià)越積極，但同時(shí)對(duì)內(nèi)、外群體評(píng)價(jià)的差異也更大。為了確定典型性對(duì)群際偏差的獨(dú)立影響，通過回歸分析進(jìn)一步考察這一關(guān)系。

以典型性為自變量，以群際偏差、內(nèi)群體偏好和外群體貶損為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，在控制了性別、年齡和社會(huì)階層后，典型性對(duì)群際偏差的預(yù)測(cè)作用仍達(dá)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(yù)測(cè)對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)（β=0.50，t=5.69，p<0.001），對(duì)農(nóng)民工評(píng)價(jià)的預(yù)測(cè)作用沒有達(dá)到顯著水平（β=0.10，t=0.99，p>0.05）。

研究一結(jié)果表明，城市居民在對(duì)自身群體與農(nóng)民工的評(píng)價(jià)中存在群際偏差。與前人研究結(jié)果一致（Jetten，et a1.，1997），典型性能正向預(yù)測(cè)群際偏差，即越典型的本地居民會(huì)表現(xiàn)出越強(qiáng)的群際偏差。更重要的是，本研究對(duì)內(nèi)群體偏好和外群體貶損進(jìn)行了獨(dú)立考察，結(jié)果表明在控制了額外變量的影響后，越典型的本地居民會(huì)表現(xiàn)越強(qiáng)的內(nèi)群體偏好，但典型性與對(duì)農(nóng)民工群體的貶損無關(guān)。也就是說，是內(nèi)群體偏好而非外群體貶損構(gòu)成了典型本地居民群際偏差的基礎(chǔ)。

研究一為基于問卷調(diào)查的相關(guān)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(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)（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(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，提取因子數(shù)設(shè)定為1，結(jié)果發(fā)現(xiàn)未旋轉(zhuǎn)的單個(gè)因子可以解釋44.9%的變異。單個(gè)因素解釋了一定的變異，但并沒有占多數(shù)變異。因此，共同方法偏差并非是典型性與群際偏差存在關(guān)聯(lián)的主要原因。然而，單一相關(guān)研究的證據(jù)并不足以確定穩(wěn)健的因果關(guān)系，研究者在研究二中對(duì)典型性進(jìn)行實(shí)驗(yàn)操縱，以達(dá)到兩方面的目的：（1）使用不同方法驗(yàn)證典型性與群際偏差的關(guān)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(duì)象與程序

本研究為2x2（典型性操縱為被試間因素，共兩個(gè)水平：典型成員組和邊緣成員組；評(píng)價(jià)對(duì)象為被試內(nèi)因素，共兩個(gè)水平：本地城市居民和農(nóng)民工）混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。研究者通過“問卷星”平臺(tái)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(shí)驗(yàn)開始前，被試被告知所參與的是一項(xiàng)社會(huì)態(tài)度調(diào)查，他們的作答是匿名的，調(diào)查結(jié)果不會(huì)用于科研以外的其他用途。隨后被試在線完成所有實(shí)驗(yàn)程序，包括實(shí)驗(yàn)操縱和問卷兩部分。實(shí)驗(yàn)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(duì)典型性進(jìn)行實(shí)驗(yàn)操縱。實(shí)驗(yàn)開始后，被試被隨機(jī)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(xiàn)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(gè)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?yàn)椤?。在邊緣成員組，向被試呈現(xiàn)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(gè)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?yàn)椤薄?/p>

為了確定實(shí)驗(yàn)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(cè)量中，被試需要分別從1分到10分評(píng)價(jià)他們“在多大程度上喜歡北京市民（農(nóng)民工）”（Schmitt&Branseombe;，2001）。研究者將對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)得分減去對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)得分，得到群際偏差得分，得分越高代表群際偏差越強(qiáng)。

3.2研究結(jié)果及討論

操縱檢查的結(jié)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(xiàn)（1，76）=20.57，p<0.001），實(shí)驗(yàn)操縱成功。隨后以實(shí)驗(yàn)操縱為自變量、群際偏差為因變量進(jìn)行了方差分析，結(jié)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(xiàn)出更強(qiáng)的群際偏差，（1，76）=4.219，p<0.05。

為了進(jìn)一步探索典型性如何影響群際偏差，進(jìn)行了2（實(shí)驗(yàn)操縱）×2（評(píng)價(jià)對(duì)象）的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果表明實(shí)驗(yàn)操縱的主效應(yīng)不顯著，（1，76）=1.13，p>0.05，但評(píng)價(jià)對(duì)象的主效應(yīng)顯著，（1，76）=14.37，p<0.001，對(duì)本地居民的評(píng)價(jià)得分（M=7.45，SD=1.93）顯著高于對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)得分（M=6.35，SD=1.87）。更重要的是，實(shí)驗(yàn)操縱與評(píng)價(jià)對(duì)象的交互作用也達(dá)到顯著，（1，76）=4.22，p<0.05。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明（見圖1），當(dāng)對(duì)本地居民進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，典型成員組的評(píng)價(jià)（M=7.97，SD=1.32）顯著高于邊緣成員組（M=7.02，SD=2.24，F(xiàn)（1，76）=4.88，p<0.05）；當(dāng)對(duì)農(nóng)民工進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，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(píng)價(jià)差異不顯著，（1，76）=0.55，p>0.05。

研究二的結(jié)果表明，城市居民在對(duì)內(nèi)群體與農(nóng)民工的評(píng)價(jià)中存在群際偏差，而且越典型的城市居民會(huì)表現(xiàn)出越強(qiáng)的群際偏差。更重要的是，典型性會(huì)導(dǎo)致城市居民對(duì)內(nèi)群體進(jìn)行更有利的評(píng)價(jià)，卻與對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)無關(guān)。研究二進(jìn)一步證明了群際偏差的基礎(chǔ)是內(nèi)群體偏好而非外群體貶損。

4總討論

本研究以中國社會(huì)背景下城市居民與農(nóng)民工群際關(guān)系為例，探索了典型性與群際偏差的關(guān)系。研究一采用相關(guān)研究設(shè)計(jì)，結(jié)果表明越典型的城市居民越會(huì)對(duì)內(nèi)群體進(jìn)行更積極的評(píng)價(jià)，但對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)不受典型性影響。為了確定因果關(guān)系，研究二對(duì)典型性進(jìn)行實(shí)驗(yàn)操縱，結(jié)果表明與邊緣城市居民相比，典型城市居民會(huì)對(duì)內(nèi)群體進(jìn)行更積極的評(píng)價(jià)，但二者對(duì)農(nóng)民工的評(píng)價(jià)沒有顯著差異。兩個(gè)研究一致地表明，高典型性會(huì)導(dǎo)致更強(qiáng)的內(nèi)群體偏好，但與外群體貶損無關(guān)。

本研究對(duì)典型性與不同形式的群際偏差進(jìn)行獨(dú)立的考察，具有一定理論意義。JeRen等人（1997）對(duì)典型性與群際偏差的關(guān)系進(jìn)行了開創(chuàng)性的探索，發(fā)現(xiàn)了典型性能夠?qū)е赂鼜?qiáng)的群際偏差。在此基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，典型性對(duì)不同形式的群際偏差的影響是不同的：典型城市居民只會(huì)更偏好內(nèi)群體，而不會(huì)對(duì)農(nóng)民工進(jìn)行貶損。本研究結(jié)果驗(yàn)證了Brewer（1999）的觀點(diǎn)，即群際偏差的基礎(chǔ)主要是內(nèi)群體偏好而非外群體貶損。這一結(jié)果能夠幫助我們更好的理解城市居民與農(nóng)民工的群際關(guān)系：典型城市居民差別對(duì)待內(nèi)、外群體是出于對(duì)內(nèi)群體的偏好，而非對(duì)農(nóng)民工的直接敵意。結(jié)合現(xiàn)實(shí)而言，城市居民與農(nóng)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(diào)和的矛盾。因此我們有理由相信，隨著戶籍制度的進(jìn)一步改革，城市居民與農(nóng)民工的不斷融合，農(nóng)民工有望獲得城市居民更平等的對(duì)待（Kuang&Liu;，2012；Zhang，Zheng，Liu，Zhao，&Sun;，2014）。

本研究在真實(shí)群體中驗(yàn)證了典型性的影響，對(duì)以往研究進(jìn)行了很好的補(bǔ)充。典型性如何影響群體成員在真實(shí)的群體互動(dòng)中的表現(xiàn)受到了許多研究者的關(guān)注。然而以往研究多是在臨時(shí)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(huì)對(duì)成員在群體中的反應(yīng)產(chǎn)生重要影響：臨時(shí)群體身份對(duì)個(gè)體并沒有實(shí)際意義，個(gè)體的認(rèn)同程度普遍較低，因此在臨時(shí)群體中得到的結(jié)論存在局限性，并不能直接推廣到真實(shí)群體中。本研究選擇城市居民這一真實(shí)的、對(duì)群體成員有意義的群體作為研究對(duì)象，結(jié)果證實(shí)了典型性會(huì)對(duì)真實(shí)的群際互動(dòng)產(chǎn)生重要影響，典型群體成員更可能做出有利于內(nèi)群體的反應(yīng)。

然而，本研究也存在一定局限性。群際偏差可分為內(nèi)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(biāo)，主要出于兩方面的考慮：（1）外顯偏差是意識(shí)層面的反應(yīng)，與行為有更直接的聯(lián)系；（2）以往典型性研究多采用外顯偏差作為因變量指標(biāo)，本研究采用外顯指標(biāo)，能夠方便地將本研究結(jié)果與以往研究進(jìn)行對(duì)比。然而，內(nèi)隱偏差能夠更好的反映無意識(shí)層面對(duì)內(nèi)、外群體的區(qū)別反應(yīng)，從而對(duì)外顯偏見的研究進(jìn)行很好的補(bǔ)充。因此未來研究可以使用內(nèi)隱群際偏差進(jìn)一步驗(yàn)證本研究結(jié)論，此外，本研究在中國社會(huì)背景下對(duì)典型性與群際偏差的關(guān)系進(jìn)行了初步探索，未來研究可以深入探索其中介機(jī)制，以及城市居民內(nèi)群體偏好的邊界條件。

5結(jié)論

本研究可以得出以下結(jié)論：（1）城市居民典型性會(huì)導(dǎo)致對(duì)農(nóng)民工群體的群際偏差；（2）內(nèi)群體偏好而非外群體貶損構(gòu)成了對(duì)農(nóng)民工群際偏差的基礎(chǔ)。