民族認同與民族刻板印象的關系研究民族本質論對民族認同和刻板印象的影響

民族認同與民族刻板印象的關系研究民族本質論對民族認同和刻板印象的影響

1實體論或漸變論在過去的幾十年里，西方科學家在介紹普通人理論的過程中引入了群體關系（澤林，李率儀，2001；ley，chu，2006；plas，stromsondwick，2001；yzerbyt，judd，2004）。研究發(fā)現(xiàn)有關群體屬性的常人理論能有效預測刻板印象、偏見等群體現(xiàn)象,調節(jié)著社會認同的心理效應(Bastian&Haslam,2008Haslam,Bastian,Bain,&Kashima,2006;HongLevy,&Chiu,2001;高承海,侯玲,呂超,萬明鋼2012)。民族常人理論是外行人用來解釋民族群體外在特征和內在特征(如人格特質和能力等)差異的信念,持有不同民族常人理論的個體,其對群體信息的加工、刻板印象、偏見、文化框架轉換等方面有顯著的影響(Hong,Chao,&No,2009Rosner&Hong,2010),在國內以常人理論為視角探討其與民族認同和民族刻板印象的關系,為民族關系的理解提供心理學依據(jù),將具有重要的理論和現(xiàn)實意義。外行人對自身所處社會、世界的樸素解釋,稱為常人理論,它使個體在心理上形成一個穩(wěn)固、有意義的系統(tǒng),降低了認知的不確定性、增加了掌控感,以一個有效的方式來解釋、預測和控制他們的環(huán)境(Molden&Dweck,2006)。Dweck等人發(fā)現(xiàn)一些人傾向于認為人類屬性(如人格、智力、道德等)是確定的、不可改變的,盡管個體有改變其屬性的動機和努力,但這是很困難的,這種觀點被稱為實體論(entitytheory);另一些人則更主張人類屬性是動態(tài)可塑的,可以通過個體的努力而得到改變,稱之為漸變論(incrementaltheory),這兩種理論共存于一個人的頭腦中,但其長時通達性存在個體差異(Dweck,2000)。在群體知覺過程中,個體持有何種理論(實體論或漸變論)影響著他們的社會判斷和群際知覺,例如實體論者比漸變論者持有更強烈的刻板印象和偏見(Dweck,Chiu,&Hong,1995;Hongetal.,2004;Keller,2005;Levy,Stroessner,&Dweck1998)。后來,Bastian和Haslam主張常人理論可以納入到心理本質論的框架當中進行理解(Bastian&Haslam,2006),因為實體論可以看作是心理本質論的一個成分(Haslametal.,2006)。本質論(essentialism)是一個多學科的概念,如在語言哲學中主要是指古典的或者亞里士多德關于概念的觀點,生物哲學中主要是指前達爾文時期關于物種的觀點。Medin和Ortony將本質論引入心理學當中,用來指外行人認為生物類別具有本質(essence)的信念(Medin&Ortony,1989),Rothbart和Taylor首次將本質論的概念引入外行人對社會類別的理解當中,他們發(fā)現(xiàn)人們通常錯誤地將社會類別(如猶太人、荷蘭人)視為自然類(naturalkinds),即認為他們是具有本質的群體,而不是文化的結果,這種基于本質的群體分類是不可變的,并成為推斷群體成員特征的有力信息資源(Rothbart&Taylor,1992)。Haslam等人將心理本質論定義為一種樸素的本體論,即假定分類具有一個深深的、不可觀察的本質,這個本質導致分類成員的表面特征,并且這是恒定不變的、不能通過人為的干預而改變,因為它具有一個“自然”的基礎(Haslametal.,2006)。在實證研究基礎上,Haslam等人將心理本質論(psychologicalessentialism)區(qū)分為兩個維度,即自然類(naturalkind)和實體性(entitativity),自然類的概念與區(qū)分性和生物基礎相聯(lián)系,實體性的概念與把社會分類成員知覺為一致的、統(tǒng)一的和有意義的類別緊密相關(Haslam,Rothschild,&Ernst,2000;Haslam,Rothschild,&Ernst,2002)。通過對實體論(vs.漸變論)和心理本質論的概念分析,不難看出他們在內涵上具有重疊性,實證研究也表明常人理論與心理本質論具有共變性,均能夠預測群體現(xiàn)象(如刻板印象、偏見等),所以學者們主張將實體論放在包容性更大的心理本質論概念中進行操作(Bastian&Haslam,2006,2007,2008;Gelman,2003;高承海等,2012)。Hong等人在香港政治轉變期間有關社會認同的研究發(fā)現(xiàn),常人理論在人們如何理解和使用社會身份中扮演著重要的角色,實體論者將社會身份視為確定不變的,并將社會身份作為自我概念和群際導向的指導原則,他們的社會身份不容易向更具包容性的身份轉變(如從香港人到中國人),這種確定的人類屬性信念使個體對社會群體形成僵化、靜態(tài)的觀點,并對外群體持有更多的偏見,相反,漸變論者將社會身份看作動態(tài)的自我分類,而不是確定不變的實體,很少使用社會身份引導自我概念和群際導向(Hongetal.,2004;Hongetal.,2003;Hong,Chiu,Yeung,&Tong,1999;高承海等,2012)。在這些研究的基礎上,Bastian和Haslam進一步擴展了常人理論與社會認同相互作用的研究,將常人理論在心理本質論的框架內操作化,檢驗了本質論信念與社會認同的關系,發(fā)現(xiàn)本質論信念與更多的偏見相關,并調節(jié)著移民成員的國家認同和文化適應過程,說明心理本質論調節(jié)著與社會認同相關的心理效應(Bastian&Haslam,2008)。具體到外行人對民族(或族群、種族)這一社會分類的理解,Hong和No等人區(qū)分出了兩種相互對立的民族常人理論,即民族本質論和民族的社會建構論,并構想兩種理論分別代表著對民族性質理解的靜態(tài)觀到動態(tài)觀連續(xù)體上的兩端,從而與心理本質論相一致(Hongetal.,2009;Noetal.,2008)。前者主張民族是由不可改變的、根深蒂固的本質所決定,比如基因或者生物學因素(其實科學家至今也沒有找到種族差異的基因基礎,Bonham,Warshauer-Baker,&Collins,2005),這種本質決定了民族成員穩(wěn)定的人格特質和能力等屬性,所以,民族不僅是一種真實的存在并且具有其物質基礎,是判斷人類特征的重要標準;后者拒絕民族本質的存在,而主張民族僅僅是在歷史情景中由于社會的、政治的因素而建構起來的,所以,民族分類是動態(tài)可變的,人們觀察到的民族差異并不是反映了群體的本質差異(Hongetal.,2009)。可見,民族本質論與心理本質論的自然類成分相一致,它強調了對民族群體的區(qū)分性和生物基礎,而民族建構論與之對立,將民族看作人為區(qū)分的結果。個體對民族性質的理解不同,其對社會信息的編碼和表征也不一樣,影響著個體跨越民族和文化邊界的情感、動機和能力(Hongetal.,2009;Williams&Eberhardt,2008)。研究發(fā)現(xiàn),對民族群體的外在特征進行編碼時民族本質論比建構論激活了更多的區(qū)分性和獨特的敏感性(Noetal.,2008)(研究1),因為民族分類為本質論者提供了判斷信息;此外,本質論者將不同的種族群體表征為一些分離的實體,而建構論者對不同的種族群體解釋了更多的重疊特征和屬性,對群體的表征表現(xiàn)出較少的分離性(Chao,2009)。與持有民族建構論的個體相比較,持有民族本質論的個體表現(xiàn)出僵化的種族和族群分類,對于少數(shù)群體,民族本質論使他們僵化的依附于他們的族群文化,而民族建構論引導個體認同和融入到主流文化(Noetal.,2008)(研究2),另一項對在北京工作的白人美國人進行的研究也得到類似的結論(Hong&Zhang,2006);民族本質論者還表現(xiàn)出更強烈的刻板印象和偏見(Jayaratneetal.,2006;Keller,2005;Verkuyten,2003);與建構論者相比較,民族本質論者在不同文化框架間轉換過程中表現(xiàn)出較低的靈活性,當他們在談論自己的雙文化經(jīng)歷時其皮膚電傳導水平顯著增加,表明他們在討論雙文化經(jīng)歷時產(chǎn)生了更大的壓力(Chao,Chen,Roisman,&Hong,2007)。綜上,本質論在群體關系中有重要的作用,它與諸多群體現(xiàn)象(如刻板印象、偏見和社會認同等)都有重要的關系。需要強調的是,有關研究都是在中國香港和西方移民國家里進行的。費孝通運用考古學、人類學、歷史學多個學科的資料,詳細論述了我國各民族形成、發(fā)展與融合的歷史過程,揭示了中華民族起源的多元化和本土化特點。我國各民族經(jīng)過接觸、混雜、聯(lián)結和融合,形成一個你來我去、我來你去、我中有你、你中有我,而又各具個性的多元一體,多元指五十多個民族,一體指中華民族,稱之為“中華民族多元一體格局”(費孝通,2004),我國民族關系的社會背景,民族關系歷史與西方都有著本質的差別。在全球化背景下,我國內部族際關系難免受到境外政治、經(jīng)濟、文化和宗教因素的影響(馬戎,2007)。我國正處于社會快速發(fā)展和轉型過程中,民族之間的接觸日益頻繁,導致社會成員的民族身份隨著情景變化而凸顯,各民族群體成員不斷地在建構著獨特的民族認同,同時也在建構著統(tǒng)一的國家認同。我國社會成員如何認識民族的性質,其對族際關系有何影響?對這些群體心理現(xiàn)象的研究,能夠為建構“多元一體(文化多元-政治一體,詳見:馬戎,2004)”的國家認同與和諧的民族關系提供心理學的依據(jù)。目前,國內還沒有同類研究,開展類似的研究,具有重要的理論和實踐意義。本研究選取若干衡量群體關系的變量,考察民族本質論與這些變量的關系,主要有以下三個目的:第一,檢驗民族本質論對群際知覺的影響;第二,檢驗民族本質論在民族認同和群際態(tài)度中的作用;第三,檢驗民族本質論對民族刻板印象持有程度的影響。2民族本質論、民族認同和群際接觸態(tài)度對覺、群際接觸意識的影響采用問卷法對“聚居”少數(shù)民族、“散居”少數(shù)民族和漢族大學生的群際知覺、民族本質論、民族認同和群際接觸態(tài)度進行了測量。主要考察民族本質論對群際知覺和群際態(tài)度的影響,同時考察這些變量的民族差異。我們假設民族本質論信念越強烈,被試知覺到的群體差異越大,并對民族認同有顯著影響。2.1學習方法2.1.1被試年齡及變量關系本研究的被試為西北某多民族混合的高校(以漢族為主)的351名大學生,其中男生125名,女生226名,漢族136名;“聚居”少數(shù)民族148名(他們來自本民族自治區(qū)或縣),“散居”少數(shù)民族67名(他們的居住地人口以其他民族為主);被試年齡范圍在17~24歲(M年齡=20.86,SD=1.26)。根據(jù)相關理論和前期的觀察與訪談,我們假定不同居住環(huán)境下的被試,其在相關變量及變量關系存在顯著差異。文中“內群”是指本民族群體,“外群”分兩種情況,即少數(shù)民族的外群為漢族,漢族的外群為少數(shù)民族。2.1.2量表及其信效度人格特質問卷Gosling等人編制的10項目人格問卷(TIPI)(Gosling,Rentfrow,&Swann,2003),其中的10項人格特質較好的評估了大五人格的五個緯度,即外傾性、宜人性、責任感、情緒穩(wěn)定性和對新經(jīng)驗的開放性。本研究采用這10項人格特質,要求被試在6點計分量表上(從1“完全不同意”到6“完全同意”),分別就這些人格特質在描述內群成員(如“我民族的人是外向、熱情的”)和外群體成員(如“漢族人是可信賴、自律的”)時的典型性進行等級評定。通過比較大五人格的五個維度在內、外群評定得分的差異大小來衡量被試感知到的群體差異程度。有關群體認同的研究中,國外研究者SunNo等人采用了相似的研究方法(Noetal.,2008)。大五人格具有較好的跨文化適應性,在國內外被廣泛運用,本研究對10項人格特質采用翻譯和回譯的方法進行了語言適應性的修訂,并請若干名大學生對修訂后的量表就語言理解方面進行了評估,確定在理解上不存在爭議后進行正式施測。數(shù)據(jù)顯示三個樣本群體(漢族、“聚居”少數(shù)和“散居”少數(shù),后同)在評價內群體時量表的內部一致性系數(shù)α分別為:0.70,0.76和0.83,評價外群體時量表的內部一致性系數(shù)α分別為:0.68,0.74和0.79,這表明量表具有較好的一致性。民族本質論問卷采用No&Hong編制的民族常人理論量表LTRS(No&Hong,2005;Noetal.,2008)來測量被試對民族性質的理解,該量表由8個項目構成,前四個項目評估被試持有民族本質論觀點的程度(例如:“一個人是很難改變他(她)民族特有的屬性的?！?,后四個項目評估被試持有建構論觀點的程度(例如:“民族僅僅是一種分類,如果需要的話,是可以改變的。”),量表采用6點計分,從1(完全不同意)到6(完全同意),將后四個項目反向計分后計算總分。得分越高說明被試持有民族本質論的觀點越強烈,反之,建構論觀點更強烈。本研究嚴格采用翻譯和回譯的方法對問卷進行修訂,之后邀請不同民族的大學生對初步修訂的量表進行了語言理解方面的評估,接著對量表進行了預測并進一步的修訂,這樣保證了量表具有良好的語言和文化適應性。正式施測收集的數(shù)據(jù)結果顯示:三個樣本群體在民族本質論分量表的內部一致性系數(shù)α分別為:0.76,0.76和0.84,民族建構論分量表的內部一致性系數(shù)α分別為:0.76,0.74和0.77,總量表的內部一致性系數(shù)為0.77,0.78和0.74。二因素的驗證性因素分析結果表明,各個項目與模型擬合指數(shù)為:NFI=0.93,CFI=0.95,IFI=0.95,GFI=0.96,RMSEA=0.07,RMR=0.08,各項目在所屬維度上的因子載荷在0.64~0.78之間。這說明量表的理論構想得到了數(shù)據(jù)的支持,具有非常好的信效度,可以作為測量民族本質論的工具。民族認同問卷采用國內高承海等人編制的民族認同量表中的“民族肯定”分量表,來測量被試對自己民族身份的肯定和歸屬感(例如:“作為我民族中的一員,我感到很高興?！?(高承海,安潔,萬明鋼,2011),這一量表的編制是基于Phinney(1992)的多民族認同量表(MEIM),測量了民族認同共同的、核心的成分,具有較高的信效度和跨文化的適應性,得分可以在不同群體間進行比較。因為民族認同的成分非常復雜,隨著情景的變化而變化,但是個體對民族身份的情感和態(tài)度成分卻是最為穩(wěn)定、持久的(詳細參見(Verkuyten,2005);(萬明鋼,高承海,安潔,2010;萬明鋼,高承海,呂超,侯玲,2012))。所以,選取“民族肯定”維度更能達到本研究的目的,并且也能擴展國外關于民族本質論與民族認同的研究范圍。本研究加入一個項目(即“我對我的民族有強烈的依戀感”),從而使項目數(shù)量與外群接觸態(tài)度量表的項目數(shù)相同,量表最終6個項目構成,采用6點計分,從1(非常不同意)到6(非常同意),其中有一個反向計分的項目(即“有時我希望自己屬于另外一個民族?！?。量表總分越高,說明被試對自己的民族身份越肯定,對所屬民族具有更強烈的歸屬感。本研究收集的數(shù)據(jù)顯示,漢族、聚居少數(shù)和散居少數(shù)民族三個樣本群體的量表內部一致性系數(shù)α分別為:0.80,0.88和0.85。單因素驗證性因素分析結果顯示,各個項目與模型擬合指數(shù)為:NFI=0.94,CFI=0.95,IFI=0.95,GFI=0.94,RMSEA=0.12,RMR=0.04,各項目的因子載荷在0.46~0.85之間,擬合指標達到可以接受的水平。外群接觸態(tài)度采用Phinney編制的多民族認同量表MEIM(Phinney,1992)中的其他民族定向(Other-grouporientation)分量表來測量被試與外群體接觸的態(tài)度,量表由6個項目構成(例如:“我喜歡與漢族同學交朋友?！?,采用6點計分,從1(非常不同意)到6(非常同意),一個反向計分項(例如“我感覺和漢族同學不要居住在一起更好一些。”),量表得分越高說明被試與外民族群體接觸的態(tài)度越積極,反之更為消極。國內已有研究(高承海等,2011)表明該量表具有較好的信效度,本研究中三個樣本群體的量表內部一致性系數(shù)α分別為:0.78,0.83和0.85。單因素驗證性因素分析結果表明,各個項目與模型擬合指數(shù)為:NFI=0.98,CFI=0.99,IFI=0.99,GFI=0.98,RMSEA=0.03,RMR=0.03,各項目的因子載荷在0.40~0.92之間,指標均達到可接受水平,且較為理想,可以作為測量被試與外群體接觸態(tài)度的工具。2.1.3問卷的制作和測試測試主試為受過嚴格訓練的心理學研究生,調查在征得學校和被選取班級同意后進行。施測前,主試告訴被試本問卷為匿名調查,數(shù)據(jù)僅用于科學研究,內容嚴格保密,請被試認真、獨立的按照說明作答。被試首先完成基本信息的填寫,然后依次完成群際知覺、民族本質論、民族認同和外群接觸態(tài)度的測試,整個測試需時間約10min.。測試采取整班集體測試、當場收回問卷的方式收集數(shù)據(jù),收回有效問卷351份,有效率為97%。獲得數(shù)據(jù)輸入SPSS17.0統(tǒng)計軟件進行管理和統(tǒng)計分析,采用AMOS18.0統(tǒng)計軟件對各量表進行驗證性因素分析。2.2結果2.2.1基于民族本質論差異的檢驗表1是各樣本群體在大五人格維度上對內群和外群評定的平均數(shù)(M)和標準差(SD),采用配對樣本的t檢驗來考察被試對內群和外群評價的差異情況,結果表明,除漢族被試在外傾性維度,以及“散居”少數(shù)民族在外傾性和開放性維度上內、外群評定得分無顯著差異(p>0.05)外,其余各維度在內、外群評價得分上均存在顯著差異(詳見表1中tˊ值),說明被試感知到群體之間在人格特質上具有顯著的差異。為檢驗被試持有的民族本質論信念對群體知覺是否有影響,根據(jù)同類研究的做法(Noetal.,2008),計算出被試在大五人格維度上對內群與外群評價得分的絕對差值這一指標來衡量感知到的群體差異程度,再根據(jù)被試的民族本質論得分,將被試分為高分組(得分在平均分以上,N=155)和低分組(得分低于平均分,N=196),采用獨立樣本的T檢驗來考察高分組和低分組被試在大五人格各維度上絕對差值的差異情況。結果表明,外傾性和責任感兩個維度內、外群評分的絕對差值在高分組和低分組被試之間具有顯著的差異(表1中t值),即被試持有的民族本質論觀點越強烈,在外傾性和責任感兩個維度上感知到的內、外群差異越大,結果驗證了研究假設。2.2.2民族本質論與內群肯定、外群接觸態(tài)度的關系表2呈現(xiàn)的是三個樣本群體在主要變量上的描述統(tǒng)計和差異檢驗,以及相關分析的結果。數(shù)據(jù)表明,在6點計分(1~6分)量表中,各群體被試在民族本質論、內群肯定和外群接觸態(tài)度上得分都在理論中值以上。說明被試整體上持有的民族本質論觀點較為明顯,對本民族都持有積極和肯定的態(tài)度,同時也與外民族群體有積極的接觸態(tài)度。配對樣本的t檢驗結果表明,三個群體的內群肯定得分均顯著高于外群接觸態(tài)度(表2第5列t值)。單因素方差分析結果表明(F本質(2,348)=4.49,p<0.05;F內群(2,348)=5.78,p<0.01;F外群(2,348)=19.61,p<0.001),三個群體的被試在民族本質論、內群肯定和外群接觸態(tài)度上均有顯著差異。多重比較結果顯示,在民族本質論上,漢族和“散居”少數(shù)民族群體之間無顯著差異,但是二者得分均顯著低于“聚居”少數(shù)民族群體的被試。在內群肯定得分上,兩個少數(shù)群體無顯著差異,但是二者顯著高于漢族被試,在外群交往態(tài)度上三者均有顯著的差異,得分最高的是“散居”少數(shù)群體,得分最低的是漢族,“聚居”少數(shù)民族群體居中。相關分析(表2第6、7列)顯示,民族本質論、內群肯定和外群接觸態(tài)度之間有顯著的相關,但是相關存在民族差異,即漢族被試的三個變量之間均無顯著相關;“聚居”少數(shù)民族群體三個變量之間均有顯著的相關,即民族本質論與內群肯定呈正相關、與外群接觸態(tài)度呈負相關,內群肯定與外群接觸態(tài)度呈負相關。而“散居”少數(shù)民族被試的內群肯定和外群接觸態(tài)度呈正相關,民族本質論與內群肯定呈顯著的正相關,而與外群接觸態(tài)度無顯著相關。為了驗證研究假設,進一步考察民族本質論對內群肯定和外群態(tài)度的影響,分別以內群肯定和外群接觸態(tài)度為因變量。將性別和年齡作為控制變量,民族本質論為自變量,對三個樣本群體進行分組回歸。結果表明(見表3),漢族被試的民族本質論對內群肯定和外群接觸態(tài)度均沒有預測作用,但是“聚居”少數(shù)民族被試的民族本質論對內群肯定具有正向預測作用(β=0.51,p<0.001),預測力為26%,對外群態(tài)度有顯著的負向預測作用(β=0.34,p<0.001),預測力為10%,而“散居”少數(shù)民族被試的民族本質論僅對內群肯定有顯著的正向預測作用(β=0.45,p<0.001),預測力為17%,相關分析和分組回歸結果表明,民族(少數(shù)民族和漢族)對民族本質論與內群肯定、外群接觸態(tài)度的關系起到了調節(jié)作用,即民族本質論對少數(shù)民族被試的民族認同有影響,而對漢族被試沒有影響。為了更清晰的揭示民族本質論對內群肯定和外群接觸態(tài)度的影響,我們對內群肯定和外群接觸態(tài)度得分在民族本質論高分組和低分組被試進行比較。獨立樣本的t檢驗結果表明,民族本質論高分組被試的內群肯定得分(M=5.21,SD=0.71)顯著高于低分組被試(M=4.84,SD=0.85,t(349)=4.22,p<0.001),但是外群接觸態(tài)度得分(M=4.31,SD=0.92)顯著低于低分組被試(M=4.59,SD=0.83,t(349)=2.88,p<0.01)。2.2.3族本質論對外群肯定的中介作用從相關分析和回歸分析結果發(fā)現(xiàn),“聚居”少數(shù)民族的民族本質論、內群肯定和外群接觸態(tài)度之間具有顯著的相關,民族本質論和內群肯定對外群接觸態(tài)度均有顯著的負向預測作用。為了探索二者對外群體接觸態(tài)度的影響機制,即民族本質論在內群肯定與外群接觸態(tài)度之間是否存在中介作用1,我們以外群態(tài)度為因變量,年齡和性別為控制變量,內群肯定和民族本質論為自變量(自變量進入方程前進行了中心化處理,以避免出現(xiàn)共線性)進行層次回歸分析。結果表明(表4),在第二步回歸中,內群肯定能夠顯著負向預測外群態(tài)度(β=0.17,p<0.05)。但是在第三步回歸中,當民族本質論進入方程時,內群肯定對外群態(tài)度的預測作用變?yōu)椴伙@著(β=0.01,p>0.05),但是民族本質論對外群接觸態(tài)度的負向預測作用顯著(β=0.35,p<0.01)。自變量對因變量的預測作用從第二步的1%顯著增加到第三步的9%,這說明民族本質論在內群肯定和外群接觸態(tài)度之間存在完全中介作用。3被試對外群體的可獲取性研究常人理論是外行人的“科學理論”,它們在結構和功能上具有相似性,其激活和應用遵循了知識激活的基本原則,所以,常人理論也可以通過采取與科學知識類似的方法來進行測量和評估(Hongetal.,2001)。本研究在方法上復制了國外已有的同類研究(Noetal.,2008)(研究2),通過對被試的民族常人理論進行實驗誘導,即讓被試閱讀杜撰的科學材料使其持有民族本質論觀點或者民族建構論觀點,檢驗兩種實驗條件下被試對外群體持有刻板印象的程度是否存在差異。我們假設民族本質論操作條件下的被試持有更強烈的民族刻板印象。由于國內沒有同類研究,在正式研究前我們首先獲得民族刻板印象的內容,然后進行正式實驗研究,所以本研究分預研究和正式研究兩部分。3.1積極評價中的積極印像為了獲得準確的刻板印象內容,我們同時采取自由聯(lián)想法和團體訪談法兩種方法,主要目的是得到漢族對少數(shù)民族整體持有的刻板印象。第一種方法,在同研究1被試所在高校中隨機選取140名漢族本科生,讓其在空白紙上寫下他們對少數(shù)民族的印象和評價。指導語為:“您對少數(shù)民族持有什么樣的印象,請您盡可能多的用一些典型的形容詞來描述,并按照這些印象出現(xiàn)在您頭腦中的先后順序寫在空白處”。之后,將文本輸入計算機,采用內容挖掘軟件(ROSTContentMiningSystem)進行詞頻統(tǒng)計,本研究選取5個頻次最高的形容詞為正式研究之用,這5個詞為:熱情、能歌善舞、團結、豪爽和善良,均為積極的形容詞。第二種方法,目的是克服自由聯(lián)想法的弊端,從少數(shù)民族成員感知的角度來進行補充研究。我們隨機選取了11名少數(shù)民族大學生,主要就一個問題“您感覺漢族人對少數(shù)民族持有什么樣的印象,請您盡可能多的例舉一些來說明”進行深入訪談。訪談過程由研究者本人主持,另兩名記錄人員均為受過嚴格訓練的心理學研究生。訪談結束后,由研究者本人和兩名記錄人員根據(jù)訪談記錄和訪談過程協(xié)商確定少數(shù)民族感知到漢族對他們典型的印象。我們發(fā)現(xiàn)他們報告的均為消極的印象,最典型的5個印像是:沖動、保守、粗魯、懶惰和粗心。當我們對自由聯(lián)想中獲得的5個積極印像進行詢問時,訪談對象均表示認可,即認為漢族人對他們也有這些積極的評價。最后,綜合兩種方法獲得的10個形容詞(5個積極,5個消極)作為正式研究時漢族被試對少數(shù)民族刻板印象評定的特質詞,其有效性可以在正式研究中得到間接性的驗證。3.2民族中常理論的實驗誘導本研究的目的是通過杜撰的“科學材料”(謊稱摘自某權威學術期刊)對被試的民族常人理論進行實驗誘導,讓被試暫時持有某種觀點(即民族本質論或民族建構論)。檢驗在不同的條件下,被試對外群體持有的刻板印象是否存在顯著差異,我們假設在不同的操作條件下被試對外群體刻板印象的持有程度存在顯著差異。3.2.1實驗材料與程序本研究選取漢族大學生為被試,考慮到漢族大學生與少數(shù)民族大學生接觸程度不同,為了控制抽樣誤差,采用簡單隨機抽樣的方法來選擇被試。具體采用SPSS17.0軟件對學生信息庫進行管理,在刪除研究1被試所在班級信息后,隨機抽取(randomsample)120名被試參加實驗,實際參加實驗的被試為104名,其中男生62名,占59.6%,女性被試為42名,占40.4%。為進一步控制被試內實驗誤差,采取隨機發(fā)放兩種實驗材料的辦法來隨機分組,其中50名被試接受了民族本質論條件的操作,54名被試接受了民族建構論條件的操作,兩種條件下被試人數(shù)基本平衡。(2)實驗材料民族常人理論的操作讓被試閱讀兩種材料的其中之一,謊稱其來自某權威的學術研究雜志。其中一種材料是民族本質論材料,其核心觀點是認為民族具有其本質,民族是根據(jù)這種內在的性質而進行分類,稱為本質論條件;另外一種材料是民族建構論材料,其核心觀點認為民族僅僅是人為的建構而已,是可以改變的,稱為建構論條件。被試在閱讀完材料后,要求其對材料的核心觀點用一句話進行概括并寫在規(guī)定的地方,以此來了解被試是否對閱讀材料有很好的理解。結果表明所有被試都達到了理解的水平,這樣做還能讓被試充分學習材料所表達的觀點,達到更好的誘導效果。民族刻板印象采用預研究中獲得10個特質詞,讓被試在6點計分量表(從1“完全不同意”到6“完全同意”)就這些特質對少數(shù)民族進行評價,即在10個特征上被試在多大程度上同意它是描述少數(shù)民族的。為了克服實驗誤差,問卷中隨機按照一個積極和一個消極詞的順序呈現(xiàn)形容詞,計分時分別計算積極評價得分和消極評價得分,最后將積極得分和消極得分之和作為總分,總分越高說明其持有的刻板印象程度越大。數(shù)據(jù)結果表明,積極形容詞評價一致性系數(shù)α為0.75,消極形容詞評價一致性系數(shù)α為0.71,10個形容詞總體一致性系數(shù)為0.72,這表明這些形容詞具有比較好的一致性,同時也證明預研究是有效的。(3)研究程序主試告知被試,這是一個關于閱讀理解的簡單測試。操作時,首先將兩個版本的實驗材料(本質論材料和建構論材料不同外,其余所有條件和反應均是相同的)隨機混合,然后再隨機的發(fā)給被試,接著被試完成刻板印象評定測試。實驗結束后主試告訴被試實驗的真實目的,得到被試理解,整個實驗過程在10min以內。3.2.2實行z分析首先計算出被試在積極印像評價、消極印像評價和總評價的得分(M積極=21.21,SD=3.93;M消極=16.68,SD=3.80;M總分=37.89,SD=5.93)。接著對這三個變量的數(shù)據(jù)進行正態(tài)檢驗,單樣本的K-S檢驗結果表明,三個變量的數(shù)據(jù)均呈正態(tài)分布(Z積極=1.20,p>0.05;Z消極=1.12,p>0.05;Z總分=0.66,p>0.05),可以進一步進行差異性檢驗。為了驗證研究假設,探討不同操作條件下被試持有的刻板印象是否有顯著差異,對被試積極評價、消極評價和總分分別在兩種操作條件下進行獨立樣本的T檢驗,結果表明:被試在外群體積極印象評分上本質論條件下(M本質=21.74,SD=3.79)和建構論條件下(M建構=20.27,SD=4.09)得分無顯著差異(t=1.33,p>0.05),但在消極印象評分上本質論條件下(M本質=17.66,SD=4.01)得分顯著高于(t=2.59,p<0.05)建構論條件(M建構=15.78,SD=3.39),并且在總分上本質論條件下得分(M本質=39.40,SD=5.86)也顯著高于(t=2.56,p<0.05)建構論條件被試(M建構=36.50,SD=5.70),本結果驗證了研究假設,即民族本質論條件下的被試,其對外群體持有的刻板印象程度比建構論條件下的被試更強烈。4討論4.1對民族本質論觀點的初步感知研究1結果表明,無論是主流群體漢族還是少數(shù)民族,他們感知到的群體差異是明顯的,并表現(xiàn)出內群偏好的特點。被試在十項人格特質上對內群體和外群體進行評價時,內、外群評定得分存在顯著的差異(見表1),比如都認為內群體比外群體更具宜人性、更有責任感、情緒更加穩(wěn)定等。這種差異程度受到民族本質論的影響,即持有民族本質論觀點越強烈的被試,他們感知到的群體差異程度越大。這說明民族本質論信念對感知到的群體差異具有重要的影響,他們對群體差異有獨特的敏感性,這一研究結果與同類研究一致(Noetal.,2008)。研究2的結果進一步證實民族本質論對群體知覺的影響,那些被民族本質論材料誘導的被試比民族建構論材料誘導的被試對外群體持有更強烈的刻板印象,尤其是消極的刻板印象。說明本質論信念越強烈,人們知覺到的群體邊界越清晰和僵化,強化了頭腦里已有的群體知覺(如刻板印象、偏見等)。因為本質論者主張民族具有一個不可改變的本質,這種本質特征決定了民族成員的屬性,從而以靜態(tài)的觀點來理解民族,在進行群體判斷時更傾向于從特質角度做出推斷。總體上,結果驗證了研究假設,與文獻綜述中相關研究相一致。從實踐的角度來看,由于常人理論是外行人的“科學知識”,它具有知識的一般特點,可以通過學習來加以改造在構建良好的群體關系實踐中,通過改變人們的民族本質論信念,讓人們更多的持有社會建構論的觀點,能夠減少民族間的偏見。4.2少數(shù)民族本質論得分的顯著本研究結果表明,內群肯定和外群接觸態(tài)度存在顯著的民族差異,這與我國現(xiàn)實的社會背景有重要的關系。少數(shù)民族被試的內群肯定和外群接觸態(tài)度得分顯著高于漢族,說明民族認同在少數(shù)民族成員的自我概念中有重要的地位和意義,同時他們與漢族也有積極的接觸和交往態(tài)度,在努力融入主流社會。而漢族人口占絕對優(yōu)勢,其政治、經(jīng)濟和文化在社會中處于主導地位,我國又采取民族區(qū)域自治政策、相對獨立的民族教育體系。各民族長期以來形成“大雜居”、“小聚居”的居住格局,漢族與少數(shù)民族實質性接觸的機會并不多,民族身份也很少涉及自身利益。所以,漢族被試很少會意識到自己的民族身份,民族認同在其自我概念當中的地位不凸顯。人們對民族的理解,不僅有個體差異,同時存在顯著的群體差異。本研究結果表明,被試的民族本質論得分存在顯著的民族差異,即“聚居”少數(shù)民族被試持有本質論信念要比漢族和“散居”少數(shù)民族更強烈。導致這一結果的原因除了知覺到的外部特征和文化差異程度因素外,主要與民族之間的接觸和互動有關。例如“聚居”少數(shù)民族地區(qū)的被試,他們在以自己民族人口為主的環(huán)境下成長,缺少多民族間互動的經(jīng)歷。而“散居”環(huán)境下的被試,與其他民族有長時間的接觸經(jīng)歷,對民族差異有更多的理解和體驗,理解也更為靈活可變。而對于主流社會中的多數(shù)漢族成員而言,他們雖與少數(shù)民族實質性的接觸不多,但作為一個旁觀者,多民族混合的校園環(huán)境和各種媒體信息使他們持有民族本質信念并不強烈。4.3內群認同與外群體態(tài)度之間的關系研究1結果表明內群肯定與外群接觸態(tài)度在3個樣本中分別呈現(xiàn)零相關、負相關和正相關的特點,這是一個非常有價值結果。一方面它揭示了國內民族認同的特點和復雜性,表明民族認同具有社會情景性,它與群體地位、群體之間的接觸有密切的關系;另一方面,這一結果為理解民族認同在群際態(tài)度中扮演什么樣的角色提供了新的證據(jù)。國外社會認同取向的研究認為民族認同在群際態(tài)度中起消極的作用,而發(fā)展取向的研究認為民族認同在群際態(tài)度中扮演積極的角色,并且兩種觀點都得到了實證研究的支持(詳見:萬明鋼等,2012;張瑩瑞,徐海波,陽毅,2009)。本研究結果則進一步表明:內群認同與外群體態(tài)度之間的關系沒有必然的矛盾,它因不同的社會情景和不同的群體存在差異,受到許多因素的影響,需要在具體的情景下進行分析。本研究中“聚居”和“散居”少數(shù)民族在兩個變量上的差異,說明接觸對群際態(tài)度有重要的影響,因為多民族之間的接觸與互動可以提高個體的“社會身份復雜性”程度。研究發(fā)現(xiàn)高社會身份復雜性的個體比低社會身份復雜性的個體更能容忍外群體,并且高社會身份復雜性能減少群際偏見與歧視,增加群際信任(Brewer&Pierce,2005)。將來的研究可以進一步對“接觸”具體的操作化,探討接觸影響群體