共同內群體認同與群際幫助意愿：群際威脅的中介作用

周天爽 胡 琴 崔麗娟

（華東師范大學心理與認知科學學院，上海 200062）

1 引言

截至2010年底，我國共有流動兒童3581萬，約占全國兒童總數的12.84%。流動兒童群體規模龐大，且正處于社會化的關鍵階段，因此促進該群體的社會適應和融合具有重要意義。目前相關研究大多以流動兒童作為主體，關注他們自身所擁有的資源。這種資源既包括兒童自身的優秀品質（如，朱倩，郭海英，潘瑾，林丹華，2015；郝振，崔麗娟，2014）、積極應對策略（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兒童相對平緩地度過困境，但是卻無法從根本上改變大部分流動兒童的處境。正如Berry（1997）所言，融合是兩個群體的相互包容，不僅需要少數或弱勢群體的努力，其對應的外群體的態度與行為同樣發揮著重要的作用。所以，在探討如何促進流動兒童的社會融合時，不僅需要關注流動兒童自身，還應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度與行為，建立積極的群際關系，從根本上為流動兒童營造更為良好的生活發展環境。共同內群體認同（common ingroup identity）恰可以作為探討如何改善本地兒童態度的切入點。

1.1 共同內群體認同模型與群際威脅、群際幫助的內涵

共同內群體認同模型（common ingroup identity model）認為，當將個體對原本分離的兩個群體的認知表征改變為一個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”轉變為一個更具包容性的“我們”時，對內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）。根據這一模型，通過重新進行社會分類，建立共同內群體認同，能夠帶來群際關系的改善（Dovidio， Gaertner， ＆ Saguy， 2007； Gaertner， Dovidio， ＆ Bachman， 1996）。

當一個群體的目標達成和福祉可能會被另一個群體行動、信念或特征破壞時，群際威脅（intergroup threat） 就 會 產 生 （Riek， Mania， ＆ Gaertner，2006）。根據整合威脅理論 （integrated intergroup threat theory），群際威脅可以分為現實威脅（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。研究者對群際焦慮是否能夠與現實威脅、象征威脅和消極刻板印象并列進行了討論。Stephan和Renfro（2003）曾指出，應該對指向于個體和群體的威脅感進行區分。群際焦慮指向于個體，現實威脅、象征威脅和消極刻板印象則主要作用于群體，所以群際焦慮與現實威脅、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行分析，因此仿照González，Verkuyten，Weesie 和 Poppe （2008），Croucher（2013），以及 Zhang（2015）的做法，在對群際威脅進行探討時，僅包含現實威脅、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。兩種幫助行為會帶來不同的后果。自主定向的幫助有助于保持受助者積極的社會認同和心理感受（Alvarez ＆ Leeuwen， 2011； Weinstein ＆ Ryan，2010），而依賴定向的幫助不僅無助于提高解決問題的能力，反而會增加群體的依賴性，并對其群體認同產生威脅 （Nalder ＆ Halabi， 2006； Schneider，Major， Luhtanen， ＆ Crocker， 1996）。 而從長遠的發展看，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；依賴定向幫助則會保持甚至擴大這一差距（Nalder，2002）。所以，對于流動兒童群體而言，獲得自主定向的幫助尤為重要。

1.2 共同內群體認同與群際幫助

共同內群體認同為影響群際幫助意愿的因素之一。共同內群體認同能夠通過重新進行社會分類，將對內群體成員的偏好延伸到原本的外群體成員中，并改變外群體態度和行為，這種重新分類造成的影響，同樣也發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）分別通過實驗研究和問卷研究，驗證了共同內群體認同對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）等驗證了共同內群體認同對自主定向幫助意愿的正向影響。他們認為，依賴定向的群際幫助是一種防御性的幫助，當外群體對內群體的地位產生威脅時，內群體成員將會提供這種類型的幫助，維持群體之間的差距；而共同內群體認同能夠減少群體間競爭行為的表達和感知（Gaertner et al.， 2000），所以共同內群體認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

除共同內群體認同外，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系，發現認為自己的原教旨主義價值信念受到違反的程度會影響對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，被試對于無威脅外群體的幫助意愿更強。同時，群際威脅也會影響對有利于外群體的政策的看法。Sawires和Peacock（2000）發現被試感知到的少數族裔群體的象征威脅越高，對加州民權提案的反對程度越高。Kravitz等（2000）及Renfro，Duran，Stephan和Clason（2006）則驗證了現實威脅的消極影響。進一步地，群際威脅還會影響到群際幫助的類型。Jackson和Esses（2000）指出現實威脅會導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。除此之外，出于維持內群體與外群體之間差距的目的，當群體地位受到威脅時，高地位群體的成員也會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，群際威脅對總體群際幫助意愿和具體幫助類型都會產生影響。

1.4 群際威脅與群際幫助

在對共同內群體認同與群際威脅關系的探討中，研究者也取得了一定成果。對于現實威脅，Brewer（2000）認為共同內群體認同能夠在讓原本不同的兩個群體聯結在一起，產生相互合作、共同承擔的感受，因此能夠減少對現實威脅的感知，這一觀點得到了 Mottola，Bachman，Gaertner和 Dovidio（1997）的證實。對于象征威脅是否能夠被共同內群體認同削弱，目前還沒有形成統一的觀點。黨寶寶，高承海，楊陽和萬明鋼（2014）指出，增加共同內群體認同能使得原本不同的觀念變得不再明顯，進而起到減少群際威脅的作用，Verkuyten，Martinovic和Smeekes（2014）也發現共同內群體認同與象征威脅負相關；另一方面，在形成共同內群體的過程當中，可能需要子群體成員在價值觀念上做出一定的妥協和讓步，進而增加象征威脅感 （Riek，Mania，Gaertner， McDonald， ＆ Lamoreaux， 2010）。 關于消極刻板印象，Riek等（2010）認為，當原本的外群體成員經過重新分類成為共同的上位群體的成員時，如果仍保持對原外群體的消極刻板印象，將會影響到個體的自我形象，因而共同內群體認同能夠減少消極刻板印象。

1.5 研究假設與研究思路

結合前人對于共同內群體認同、群際幫助和群際威脅三者之間關系的探討，共同內群體認同可能會影響總體的群際幫助意愿。當對幫助的類型進行具體分析時，共同內群體認同會增加自主定向幫助意愿，而在共同內群體認同與群際幫助的關系當中，群際威脅可能發揮著中介作用。

因此，本研究以上海本地兒童為研究對象，以上海流動兒童群體作為對應的外群體，將上海市中小學生群體設置為共同內群體，探討本地兒童的共同內群體認同水平對指向流動兒童的群際幫助意愿的預測作用，并假設群際威脅在兩者關系中發揮中介作用。其中，由于自主定向幫助和依賴定向幫助為非此即彼的關系，且對于受助群體而言，自主定向幫助意愿的效果更為理想，所以對于研究中愿意提供幫助的被試，當進一步考慮到具體幫助意愿類型時，只將自主定向幫助意愿作為考察指標。即本研究的因變量有兩個：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

最終被試來自對本地兒童和流動兒童進行混合編班的三所上海中學，共21個班級。為避免單獨施測帶來霍桑效應，研究者向班級中所有學生發放問卷，并根據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。被試來自六年級至九年級，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 共同內群體認同

翻譯來自 Ufkes， Dovidio 和 Tel（2015）的共同內群體認同量表，并根據被試具體情況，將原問卷中對共同內群體的表述替換為本研究中的共同內群體“上海市中小學生群體”，保持問卷其他內容及結構不變。問卷包含兩個項目，采用7點計分，“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，問卷的內部一致性系數為0.79。

2.2.2 群際威脅

現實威脅問卷改編自易星星（2016）的現實威脅量表（城市版）。問卷包含6個項目，采用7點計分。

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個項目，采用7點計分，其中第5和第7個題項為反向計分題。

消極刻板印象問卷采用陳曉晨，蔣薇和時勘（2016）在流動兒童研究中呈現的消極刻板印象量表。問卷包含4個項目，采用7點計分。

由于問卷來源不一并且經過修訂，需對題項進行探索性因素分析。首先，對數據是否適合開展因素分析進行檢驗，得出KMO＝0.872，Bartlett球形檢驗值為 1910.067，p＜0.001。 采用主成分分析法，以Oblimin斜交旋轉法抽取公共因素，逐步刪除因素負荷小于0.4和共同度小于0.2的題項。最終保留現實威脅問卷和消極刻板印象問卷中的全部題項，刪除象征威脅問卷中的第5、7、8題，保留剩余的5個題項。對于修訂后的問卷，三個因素的特征根都大于1，總方差貢獻率為64%，每個項目在對應因子上的負荷在0.434－0.905之間，且無顯著交叉負荷。具體因子負荷情況見表2。

對修訂后問卷的信度進行檢驗，現實威脅問卷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低地位群體幫助意愿的研究中所采用的測量方式，向被試呈現指導語及3個數學題的題目和答案，并在每個數學題答案后設置2個題項，對被試的幫助意愿進行測量。

指導語為：“下面你將看到一些數學填空題，假設有來滬兒童向你詢問題目的答案。對于這些題目，我們都將會提供給你完整、正確的答案，你無須再次進行計算，也不用考慮題目的難度，僅需根據提示，選擇符合自己想法的回答。”

表2 群際威脅問卷的因子負荷表

題項1用于測量幫助意愿（不提供幫助／依賴定向幫助／自主定向幫助），內容為“你是否愿意告知這位來滬兒童此題的答案”。該題項包含3個選項：（1）不愿意，（2）我愿意把解題結果告訴他（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2用于測量對幫助意愿的確定性。內容為“上一個題目中的選擇，在多大程度上符合你的真實意愿”，采用7點計分。

對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 1 中選擇愿意提供幫助的數據，將其對應的題項2中的確定性作為自主定向幫助意愿的測量指標。具體計算方式為：將對應于自主定向幫助的數據結果正向計分，對應于依賴定向幫助的數據結果反向計分；將被試在題項2下的平均分作為其自主定向幫助意愿的測量指標。

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

2.3 數據處理

采用 SPSS19.0和 AMOS17.0對問卷的區分效度進行檢驗，采用SPSS19.0及PROCESS程序進行相關分析和多重中介效應的檢驗。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究數據均通過自我報告法收集而來，可能會產生共同方法偏差。因此，通過對數據進行Harman單因素檢驗，考察共同方法偏差的嚴重程度。對未經旋轉的原始數據進行主成分分析，結果顯示，特征根大于1的因子共有6個，且第一個因子僅能解釋29.42%的變異量，低于40%的臨界指標。因此，本研究中的共同方法偏差在可接受的范圍內。

3.2 問卷區分效度的檢驗

使用AMOS17.0對數據進行驗證性因素分析，以檢驗各個問卷的區分效度。數據結果顯示，相對于單因子模型，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）， 問卷具有較好的區分效度。驗證性因子分析的結果見表3。

表3 驗證性因素分析結果表

3.3 相關分析

對共同內群體認同、現實威脅、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行相關分析，結果見表4。

共同內群體認同與現實威脅和消極刻板印象極其顯著負相關，與總體幫助意愿極其顯著正相關，與自主定向幫助意愿顯著正相關；同時，總體群際幫助意愿與現實威脅和消極刻板印象極其顯著負相關，自主定向幫助意愿與現實威脅和消極刻板印象極其顯著負相關，與象征威脅存在顯著負相關。

表4 變量的相關分析

3.4 群際威脅在共同內群體認同與總體群際幫助意愿間的中介效應檢驗

采用 Preacher和 Hayes（2004）提出的 Bootstrap法考察現實威脅、象征威脅和消極刻板印象對總體群際幫助意愿的中介效應。使用Hayes開發的PROCESS Bootstrap程序，以共同內群體認同為預測變量、總體群際幫助意愿為結果變量，對現實威脅、象征威脅、消極刻板印象的中介效應進行分析。該程序同時適用于多重中介和一般中介效應的檢驗。

表5 總體幫助意愿中介模型檢驗

圖1 總體群際幫助意愿的中介效應模型

數據分析結果見表5，共同內群體認同直接效應的置信區間不包含0，所以共同內群體認同對總體群際幫助意愿的直接效應顯著；現實威脅中介效應的置信區間不包含0，所以現實威脅的中介效應顯著；同理，象征威脅和消極刻板印象的中介效應不顯著。因此，現實威脅在共同內群體認同與總體群際幫助意愿的關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。各變量間路徑系數見圖1。

3.5 群際威脅在共同內群體認同與自主定向幫助意愿間的中介效應檢驗

對于愿意提供群際幫助的被試，進一步考察自主定向幫助意愿與共同內群體認同和群際威脅的關系。采用3.4中的方法檢驗現實威脅、象征威脅和消極刻板印象的中介效應。

表6 自主定向幫助意愿多重中介模型檢驗

圖2 自主定向幫助意愿的中介效應模型

數據分析結果見表6和圖2：共同內群體認同的直接效應不顯著；現實威脅和消極刻板印象的中介效應顯著；象征威脅的中介效應不顯著。因此，現實威脅和消極刻板印象在共同內群體認同與自主定向幫助意愿的關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 共同內群體認同與群際威脅

在本研究中，共同內群體認同與現實威脅和消極刻板印象極其顯著負相關，與象征威脅的相關關系不顯著。這與前人研究的結果是一致的。

但是，數據分析結果并未發現共同內群體認同與象征威脅的顯著相關。González和Brown（2006）認為，重新進行社會分類，建立共同內群體，意味著群際邊界的融解，這對于子群體，尤其是處于主導地位的群體的成員而言，將會是對群體獨有特性的強大威脅，這些特性涉及到了群體存在的根本。因此，共同內群體認同并不總能夠消弭象征威脅。在本研究中，研究對象均來自同時接收流動兒童與本地兒童的混合學校，在學校的心理和德育工作中，較為看重對兩個群體間差異的弱化。因此，當提及上海市中小學生這一共同內群體時，被試可能會認為上海本地兒童群體原有的獨特特征面臨著威脅，所以，雖然共同內群體認同能夠讓上海本地兒童更少地關注流動兒童與他們在文化、價值觀念等方面的區別，但仍然不會讓他們表現出象征威脅感下降的趨勢。

4.2 共同內群體認同與群際幫助意愿

在本研究中，共同內群體認同對總體群際幫助意愿和自主定向幫助意愿均存在顯著的預測作用。以往研究認為共同內群體認同能夠提高群際幫助意愿，本研究在與學習有關的背景下，再一次驗證了共同內群體認同水平與總體群際幫助意愿的關系。同時，在具體的幫助類型上，研究也驗證了張蘭鴿等（2015）的觀點，當共同內群體認同被激活，被試會更注重受助者的長遠發展，從而愿意提供更多的自主定向的幫助。

另外，鑒于共同內群體認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，或許可以將共同內群體認同作為改善本地兒童外群體態度與行為，進而提升流動兒童生活現狀，幫助流動兒童更好地適應和融入城市生活的切入點之一。在學校教育或政策宣傳的過程當中，也可以通過強調本地兒童與流動兒童的共同目標，合作互動的經歷等，建立共同內群體認同，為流動兒童的社會適應與城市融入提供良好的外部環境。

4.3 群際威脅的中介作用

以往有研究分別探討了共同內群體認同對群際威脅的影響，以及群際威脅與群際幫助意愿、自主定向幫助的關系，本研究則進一步驗證了群際威脅的中介作用：在共同內群體認同與總體群際幫助意愿的關系中，現實威脅起到部分中介作用；在共同內群體認同與自主定向幫助意愿的關系中，現實威脅和消極刻板印象發揮了多重中介的作用。

對于中介模型的前半部分，已經在4.1中做了討論。本部分主要關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系。

以往有研究認為群際幫助意愿及對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）。但是當涉及到具體幫助類型時，研究者似乎更關注現實威脅的作用，而沒有直接探討象征威脅對自主定向幫助行為的影響。雖然沒有直接的研究結果作為參考，但 Schweitzer， Perkoulidis， Krome，Ludlow和Ryan（2011）認為在激活對外群體的回應的過程中，現實威脅的作用比象征威脅更強。Pereira， Vala 和 Costa－Lopes（2010）進一步指出，現實威脅會加強對移民的反對態度，象征威脅則與移民歸化政策的支持程度相關，現實威脅和象征威脅的影響作用是不同的。而在本研究中，無論是總體群際幫助意愿還是自主定向幫助意愿，指的都是實際的幫助意愿，而非對政策的支持程度，所以當同時考慮現實威脅與象征威脅的影響時，現實威脅的預測作用顯著，而象征威脅不顯著，所以在兩個中介模型中，象征威脅均未發揮中介作用。

在共同內群體認同與自主定向幫助意愿的關系中，消極刻板印象與現實威脅共同發揮了多重中介作用，但是在共同內群體認同與總體群際幫助意愿的關系中，消極刻板印象的中介作用并未達到顯著水平。這可能是由于，本研究對消極刻板印象的測量主要集中在性格方面，而以往研究顯示，反映熱情品質（如熱情、真誠等）的刻板印象，比反映非熱情品質（如不誠實、不真誠、不善良）的刻板印象，激活了更多的幫助行為等積極促進行為 （Cuddy，Fiske，＆Glick，2007）。在考察總體群際幫助意愿時，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群體地位和群體之間差距的策略性的幫助。因此，當以總體群際幫助意愿為考察指標時，消極刻板印象對群際幫助意愿的預測作用并不顯著，但是進一步考察群際幫助意愿的類型時，消極刻板印象對自主定向群際幫助這一實質上的促進行為具有顯著的預測作用。

5 結論

共同內群體認同與現實威脅和消極刻板印象極其顯著負相關，與象征威脅相關關系不顯著；共同內群體認同對總體群際幫助意愿存在積極的預測作用，當進一步考察幫助意愿的類型時，共同內群體認同能夠正向預測自主定向幫助意愿；現實威脅在共同內群體認同與總體群際幫助意愿的關系中發揮部分中介作用，當進一步考察幫助意愿的類型時，現實威脅和消極刻板印象在共同內群體認同與自主定向幫助意愿的關系中發揮多重中介作用。