共同內群體認同對壯族大學生解釋偏向的影響研究

梁芳美

(河池學院 教師教育學院，廣西 河池 546300)

一、問題提出

(一)共同內群體認同

美國心理學家Gaertner等人基于社會認同理論和自我分類理論提出了共同內群體認同模型(Common Ingroup Identity Model)，該模型認為通過誘導兩個獨立群體的成員(內群體和外群體)將自己重新歸類為一個包容性群體的成員(共同內群體)，從而將內群體偏好延伸至外群體成員，改變了對外群體的態度與行為[1]。共同內群體認同的研究大多關注群際偏見、歧視、威脅、焦慮等消極態度的減少，也有研究發現共同內群體認同提高了寬恕、幫助、和解和共事滿意度等積極行為，還有研究者發現共同內群體認同無法降低多數群體對少數群體的群際偏見，還削弱人們的社會變革動機[2]。盡管共同內群體認同的實證研究很多，但研究結果存在分歧，共同內群體認同能否改善對外群體的態度與行為還有待進一步研究。此外，我們尚未清楚共同內群體認同改變對外群體的態度與行為的認知加工過程。

共同內群體認同可將原來兩個不同的群體表征為一個共同上位群體，可能會改變對外群體信息的加工過程。Hehman等人通過修正面孔認知范式探討大學分組與種族分組條件下對面孔的回憶，結果發現在大學(共同內群體)分組條件下，被試對自己大學的面孔有更好的回憶，對種族面孔回憶則沒有出現優先效應[3]，這表明共同內群體認同改變了對外群體信息的記憶。與記憶外群體信息相比，如何解釋外群體信息更為重要，因為解釋是外在語義形成的重要一環[4]。此外，在日常生活中，模糊的外群體信息無處不在，如何解釋這些模糊的外群體信息對群際態度和行為有重要影響。如果個體將這些模糊信息解釋為具有威脅性的信息就可能陷入群際焦慮中，而將這些模糊信息解釋為積極信息則有助于提高對外群體的積極態度及改善群際關系[5]。本研究將從解釋偏向的角度探討共同內群體認同改變對外群體的態度與行為的認知加工過程。

(二)解釋偏向

解釋偏向(interpretive biases)涉及對模糊信息解析的語義加工過程[6]，它是指個體運用偏愛的方式對模糊刺激進行解釋[7]，也是個體對某一類解釋系統的偏好[4]。面對含糊不清或歧義的情境，個體可能做出積極解釋，也可能做出消極解釋，當個體以積極方式對模糊信息進行解釋的傾向稱為積極解釋偏向[8]。解釋偏向包括即時(on line)和延時(off line)解釋偏向[6]，前者指人們對當下情境事件呈現出迅速的解讀傾向，后者指人們在回想或沉思過往事情時呈現出的具有某種傾向的理解方式[9]。延時解釋偏向測量的是事后解釋的結果，是一種外顯的、意識層面的解釋偏向，且很可能受到需求效應、選擇偏向和反應偏向的影響，為了識別對模糊信息最初的自動化解釋并減少需求、選擇和反應偏向效應，有必要使用即時測量[10]。

近年來，越來越多的學者關注存在解釋偏向的個體特征。研究發現：具有焦慮、抑郁、高羞怯、高人際敏感性、高拒絕敏感性、猶豫不決、高神經質、困乏、慢性疲勞綜合癥等特征的個體存在消極解釋偏向，而高心理彈性、高心理素質、高心理一致感、高自立、高特質感恩和狀態感恩個體具有積極解釋偏向[2]。個體解釋偏向研究取得豐碩成果，但還存在一些問題值得進一步探討：第一，群體信息解釋偏向的研究有待強化。目前尚未發現涉及群體信息解釋偏向的研究，對群體信息解釋偏向的研究有利于深入了解群體信息的加工過程，促進群際關系和諧。積極解釋偏向和消極解釋偏向是兩個相互獨立的維度，而不是一個維度的兩種極端[11]。因此，在研究群體信息解釋偏向時需分別考察積極解釋偏向和消極解釋偏向。第二，區分自動解釋偏向、迭代解釋偏向和延時解釋偏向具有重要意義。大部分解釋偏向研究沒有同時關注即時解釋偏向和延時解釋偏向，且在研究即時解釋偏向時，往往忽視了信息與目標詞匯的時間間隔(SOA)對即時解釋偏向的影響，不同的SOA會引發個體不同的心理加工[12]，500ms SOA是自動加工，1 250ms SOA是迭代加工[13]，因此本研究把500ms SOA條件下的即時解釋偏向稱為自動解釋偏向，1 250ms SOA條件下的即時解釋偏向稱為迭代解釋偏向。通過區分自動解釋偏向(500ms SOA)、迭代解釋偏向(1 250ms SOA)和延時解釋偏向可以更深入地研究解釋偏向產生于認知加工的哪個階段。

(三)共同內群體認同可能會增加對外群體信息的積極解釋偏向

根據社會認同理論，人們對內群體更加偏愛，并具有將積極屬性賦予內群體成員的傾向[14]48。共同內群體通過構建共同上位群體身份來弱化群際邊界，將原外群體成員知覺為內群體成員[15]。個體對內群體成員更喜歡，給予更多的正性評價[16]。在加工群體信息時，個體將積極屬性賦予內群體成員的傾向也得到了實證研究的支持。Perdue等人發現，積極詞在內群體指定代詞(我們)之后比在外群體指示代詞(他們)之后被試的反應更快，且更令人愉快，內群體指定詞(我們)在語義記憶中促進了對積極的構建[17]。其他研究也得到類似的結果，Otten和Wentura發現內群體啟動促進了對積極詞的反應[18]，Gaertner和Dovidio發現使用內群體代詞的參與者對其他參與者的期望比使用外群體代詞的參與者更積極[15]111。建立共同內群體認同可將對內群體的積極偏向會延伸至外群體，可能會增加對外群體信息的積極解釋偏向。

(四)當前研究

本研究以壯族大學生為被試，通過啟動范式操作共同內群體認同，測量自動解釋偏向、迭代解釋偏向和延時解釋偏向，考察共同內群體認同與外群體信息解釋偏向的關系，揭示共同內群體認同改變外群體態度與行為產生于認知加工的自動解釋偏向，還是迭代解釋偏向，或是延時解釋偏向階段？

二、對象與方法

(一)被試

使用G*Power 3.1.9.2軟件計算樣本量，設置效應量為0.40、α犯錯概率為0.05、統計檢驗力為0.80時，樣本量至少41名。本實驗在廣西某高校招募壯族大學生74人，刪除錯誤率高于20%的數據4人，有效被試70人，其中共同內群體組34人，獨立群體組36人；男生29人，女生41人。年齡20.34±1.19歲，視力或者矯正視力正常，無色弱和色盲，右利手，未參加過類似研究。

(二)實驗設計

采用單因素2水平(共同內群體組VS獨立群體組)的被試間設計。因變量：解釋偏向。

(三)實驗材料

1.啟動材料：共同內群體組和獨立群體組的啟動材料采用趙玉芳等人編制的材料[19]，共同內群體組材料為描述壯族和苗族都是“駱越人”的后裔，獨立群體組啟動材料主要描述壯族和苗族在族源、習俗等方面存在不同。閱讀材料后，被試對同意材料觀點的程度及材料的清晰度、閱讀難度進行5點評分，結果發現：共同內群體組對啟動材料的同意程度(M=3.60，SD=0.67)和獨立群體組(M=3.52，SD=0.67)沒有顯著差異，t(61)=0.50，P=0.618；共同內群體組啟動材料的清晰度(M=3.90，SD=0.92)與獨立群體組(M=3.85，SD=1.20)沒有顯著差異，t(61)=0.19，P=0.850；共同內群體組啟動材料的閱讀難度(M=3.80，SD=1.13)與獨立群體組(M=4.00，SD=0.97)沒有顯著差異，t(61)=-0.76，P=0.452。

2.解釋偏向測量：采用姜迪的解釋偏向材料[20]，只是把“我”改為外群體成員。采用E-Prime 2.0進行呈現。自動解釋偏向的測量(見圖1)，迭代解釋偏向的測量(見圖2)，延時解釋偏向測量(見圖3)，呈現的積極解釋和消極解釋隨機排列。本次研究中積極解釋偏向的Cronbach’sɑ系數為0.87，消極解釋偏向的Cronbach’sɑ系數為0.85。

圖1 自動解釋偏向一個trail的測量流程圖

圖2 迭代解釋偏向一個trail的測量流程圖

圖3 延時解釋偏向測量流程圖

(四)實驗程序

首先把被試隨機分配到共同內群體組、獨立群體組兩種條件之一，共同內群體組閱讀壯族和苗族都屬于“駱越人”的文字材料，獨立群體組閱讀壯族與苗族在族源、服飾和習俗方面存在不同的文字材料；之后以“壯族和苗族屬于‘駱越人’這個共同的群體”和“壯族和苗族屬于兩個不同的群體”進行操作檢查；最后完成解釋偏向任務。實驗結束后，跟共同內群體組被試說明“駱越人”這段文字材料是虛構的，并進行解釋。

三、研究結果

(一)共同內群體認同操作檢查

對共同內群體組與獨立群體組屬于“駱越人”這個共同群體進行獨立樣本t檢驗，發現共同內群體組的得分(M=3.76，SD=0.99)顯著高于獨立群體組(M=2.81，SD=1.17)，t(68)=3.72，P<0.001，Cohen’sd=0.88；對共同內群體組與獨立群體組屬于兩個不同群體進行獨立樣本t檢驗，發現共同內群體組的得分(M=3.00，SD=1.15)顯著低于獨立群體組(M=3.94，SD=0.86)，t(68)=-3.86，P<0.001，Cohen’sd=-0.93，說明共同內群體認同操作成功。

(二)性別差異性檢驗

以性別為自變量，對解釋偏向進行獨立樣本t檢驗。結果表明，性別對解釋偏向沒有顯著影響(自動積極解釋偏向：t(68)=-0.81，P=0.422；自動消極解釋偏向：t(68)=-0.02，P=0.983；迭代積極解釋偏向：t(68)=0.57，P=0.570；迭代消極解釋偏向：t(68)=1.70，P=0.094；延時積極解釋偏向：t(68)=1.61，P=0.112；延時消極解釋偏向：t(68)=-0.23，P=0.817)。

(三)共同內群體認同對解釋偏向的影響

1.共同內群體認同對自動解釋偏向的影響

對共同內群體組與獨立群體組在500ms SOA詞匯判斷任務上的正確率進行獨立樣本t檢驗發現，共同內群體組的正確率(M=0.96，SD=0.05)與獨立群體組(M=0.93，SD=0.13)沒有顯著差異，t(68)=1.22，P=0.227。

中位數較少受到極端數據的影響[4]，因此本研究中所使用的反應時均為反應時的中位數。在基線條件下，以被試對消極詞語與積極詞語的反應速度之差作為基線解釋偏向的統計指標，記為T′=T消極-T積極，T′越大表示被試的積極解釋偏向越強，T′越小表示被試的消極解釋偏向越強[4]。在500ms SOA條件下，對共同內群體組與獨立群體組的基線解釋偏向T′進行獨立樣本t檢驗，發現兩個組在基線解釋偏向T′上不存在顯著差異，見表1。

表1 共同內群體組與獨立群體組的500ms SOA基線解釋偏向差異

不呈現任何外群體信息時，個體對目標詞語性質的判斷時間作為基線反應時(T基線)；呈現模棱兩可的外群體信息時，若被試對該信息具有先前預期或者對該信息存在解釋，則會更快地判斷與他們自身情況解釋相似的詞，反應時(T)就會縮短，比較不同條件中被試判斷時間的差異，便能夠了解其解釋偏向所具有的特點。T基線-T積極大于0，則可以認為被試存在積極解釋偏向；T基線-T消極大于0，則存在消極解釋偏向[20]。分別計算共同內群體組和獨立群體組的自動積極解釋偏向和自動消極解釋偏向，并進行獨立樣本t檢驗，結果見表2。從表中可知，500ms SOA條件下，共同內群體組的自動積極解釋偏向顯著高于獨立群體組(Cohen’sd=0.53)，在自動消極解釋偏向上不存在顯著差異。

表2 共同內群體組與獨立群體組在自動解釋偏向上的差異

2.共同內群體認同對迭代解釋偏向的影響

對共同內群體組與獨立群體組在1 250ms SOA詞匯判斷任務上的正確率進行獨立樣本t檢驗發現，共同內群體組的正確率(M=0.96，SD=0.08)與獨立群體組(M=0.98，SD=0.08)沒有顯著差異，t(68)=-1.17，P=0.246。

在1 250ms SOA條件下，對共同內群體組與獨立群體組在基線解釋偏向T′進行獨立樣本t檢驗，結果見表3，從表中可知，在1 250ms SOA的條件下，被試在基線解釋偏向T′上不存在顯著差異，兩個組的被試并沒有產生解釋偏向。

表3 共同內群體組與獨立群體組在1 250ms SOA基線解釋偏向差異

分別計算共同內群體組和獨立群體組的迭代積極解釋偏向和迭代消極解釋偏向，并進行獨立樣本t檢驗，結果見表4，從表中可知，1 250ms SOA條件下，兩個組的迭代積極解釋偏向和迭代消極解釋偏向不存在顯著差異。

表4 共同內群體組與獨立群體組在迭代解釋偏向上的差異

3.共同內群體認同對延時解釋偏向的影響

將共同內群體組與獨立群體組在延時積極解釋偏向和延時消極解釋偏向的得分進行獨立樣本t檢驗，結果見表5，從表中可知，兩個組在延時積極解釋偏向、延時消極解釋偏向上沒有顯著差異。

表5 共同內群體組與獨立群體組在延時解釋偏向上的差異

四、分析與討論

(一)共同內群體認同影響壯族大學生解釋偏向的原因分析

共同內群體組的自動積極解釋偏向顯著高于獨立群體組，而共同內群體組與獨立群體組在迭代積極解釋偏向、延時積極解釋偏向、自動消極解釋偏向、迭代消極解釋偏向和延時消極解釋偏向上沒有顯著差異，說明共同內群體認同改變壯族大學生對外群體態度與行為產生于認知加工過程中最初的意義激活(500ms SOA)，而不是意義選擇(1 250ms SOA)階段和信息的解釋(延時解釋)階段，共同內群體認同并沒有降低壯族大學生對外群體信息的消極解釋偏向。有關焦慮者解釋偏向的研究發現，高低焦慮組對威脅相關的意義啟動效應[21]和命名差異[13]出現在對意義的選擇(1 250ms)，而不是最初的意義激活階段。產生這樣的差異可能是因為，本研究使用模糊情境探討壯族大學生的解釋偏向，前人研究使用威脅和中性情境探討焦慮者的消極解釋偏向。解釋偏向既受到情境線索的影響，又受到認知特點的影響[22]。健康人群對積極刺激和對消極刺激的注意無太大差別[9]，而焦慮者更容易注意負性或威脅信息[23]。積極解釋偏向和消極解釋偏向是相對獨立的過程[24]，它們產生機制可能不同。

根據解釋偏向理論，認知加工的早期階段，人們對信息的解釋傾向于反映當前的情境狀態，而在認知加工的晚期，個體對事件的解釋受個體固有圖式的影響[25]。500ms SOA屬于自動化的擴展語義激活[21]，固有圖式激活不足，壯族大學生只是根據當前的情境做出判斷[20]。共同內群體組接收到的信息是外群體屬于更大群體的“我們”，我們在語義記憶中促進了對積極的構建[17]，因而出現了對外群體信息的自動解釋偏向。時間間隔為1 250ms時為意義選擇階段，被試有一定的時間進行圖式激活，他們受到共同內群體表征和原有身份信息的共同作用[2]。本研究的被試是壯族大學生，使用的是嵌套的共同內群體表征，他們更容易感受到群體身份的壓力，因而把模糊的外群體信息解釋為中性或消極信息，因而沒有出現迭代積極解釋偏向。延時解釋加工屬于晚期的精細化加工階段[26]，它有意識的充分參與，是對信息統籌考慮后的結果。“駱越人”屬于新建的共同內群體身份，一次操作不足以改變對外群體信息的延時解釋偏向。

(二)研究貢獻

1.理論貢獻

完善了解釋偏向階段模型。許書萍對高社交焦慮大學生的解釋偏向進行實證研究后提出了解釋偏向階段模型，該模型認為解釋過程包括即時解釋和事后解釋這兩個階段，前者受到事件性質的影響，后者受長時記憶的影響，長時記憶中的消極記憶被提取出來，導致消極解釋的產生[4]。解釋偏向模型把重心放在消極解釋偏向上。本研究同時考察了消極解釋偏向和積極解釋偏向，且深入研究了共同內群體認同改變外群體態度與行為產生于自動解釋偏向，還是迭代解釋偏向，或是延時解釋偏向階段，結果發現共同內群體認同并沒有降低壯族大學生對外群體信息的消極解釋偏向，而是提高了他們對外群體信息的自動積極解釋偏向。研究細化了解釋偏向的階段，且把解釋偏向的階段模型拓展到正常群體的解釋偏向，充實解釋偏向領域的研究。

2.實踐貢獻

有助于從深層認知加工的視角提高對其他民族群體的積極態度，為民族共同體意識培育和積極族際關系的建立提供路徑依據。共同內群體認同通過擴大群際邊界，把“內群體與外群體”二元對立轉換為“共同內群體”的一元統一，使親內群體偏好延伸，提高了對外群體信息的自動積極加工過程，共同內群體認同可作為族際和諧的促進策略。同時我們也應看到共同內群體認同因讓群體感受到身份壓力和短暫操作，不能在迭代加工和延時加工階段改變對外群體信息的解釋偏向。共同內群體認同是鑄牢共同體的心理認同基礎[27]，因此在民族共同體培育的過程中，需注意減少其群體身份壓力和多次強化共同內群體表征的作用。解釋偏向既受到共同內群體表征的影響，又受到個人特質[28]和圖式[25]的影響。建立積極的族際關系，不僅需強化共同內群體的作用，還需訓練個體高心理彈性、高心理一致感、高感恩等積極的特質和增加個體的積極圖式。

(三)研究不足與展望

本論文的被試為壯族大學生，未來研究可拓展到更多民族群體。研究使用新建的、虛構的“駱越人”共同內群體身份，它與歷史的、現實的共同內群體身份不同，未來研究可探討不同類別共同內群體身份對外群體信息解釋偏向的影響。共同內群體認同操作具有重新范疇化、修正面孔認知范式、共同內群體身份啟動等多種研究范式，已有研究發現不同范式對群際關系的影響不同[2]，未來研究可以比較不同范式對解釋偏向的影響。研究發現啟動“駱越人”可提高自動解釋偏向，共同內群體身份啟動有一定的后效，未來的研究可探討如何使共同內群體身份的啟動效應得以長時間維持。

五、結論

在當前研究中，共同內群體認同改變壯族大學生對外群體態度與行為產生于認知加工過程中自動解釋偏向，而不是迭代解釋偏向和延時解釋偏向階段，共同內群體認同并沒有降低壯族大學生對外群體信息的消極解釋偏向。本研究同時考察了積極解釋偏向和消極解釋偏向，還深入研究了解釋偏向的三個階段，全面、客觀地反映共同內群體認同改變壯族大學生對外群體態度與行為的認知加工過程，并將解釋偏向對象拓展到壯族大學生這個正常群體，完善了解釋偏向的階段理論。研究結果有助于從認知加工的視角了解共同內群體認同對族際關系的影響，為民族共同體意識培育和積極族際關系的建立提供路徑依據。