梁芳美

(河池學(xué)院 教師教育學(xué)院，廣西 河池 546300)

一、問題提出

(一)共同內(nèi)群體認(rèn)同

美國(guó)心理學(xué)家Gaertner等人基于社會(huì)認(rèn)同理論和自我分類理論提出了共同內(nèi)群體認(rèn)同模型(Common Ingroup Identity Model)，該模型認(rèn)為通過誘導(dǎo)兩個(gè)獨(dú)立群體的成員(內(nèi)群體和外群體)將自己重新歸類為一個(gè)包容性群體的成員(共同內(nèi)群體)，從而將內(nèi)群體偏好延伸至外群體成員，改變了對(duì)外群體的態(tài)度與行為[1]。共同內(nèi)群體認(rèn)同的研究大多關(guān)注群際偏見、歧視、威脅、焦慮等消極態(tài)度的減少，也有研究發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)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(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同無(wú)法降低多數(shù)群體對(duì)少數(shù)群體的群際偏見，還削弱人們的社會(huì)變革動(dòng)機(jī)[2]。盡管共同內(nèi)群體認(rèn)同的實(shí)證研究很多，但研究結(jié)果存在分歧，共同內(nèi)群體認(rèn)同能否改善對(duì)外群體的態(tài)度與行為還有待進(jìn)一步研究。此外，我們尚未清楚共同內(nèi)群體認(rèn)同改變對(duì)外群體的態(tài)度與行為的認(rèn)知加工過程。

共同內(nèi)群體認(rèn)同可將原來(lái)兩個(gè)不同的群體表征為一個(gè)共同上位群體，可能會(huì)改變對(duì)外群體信息的加工過程。Hehman等人通過修正面孔認(rèn)知范式探討大學(xué)分組與種族分組條件下對(duì)面孔的回憶，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在大學(xué)(共同內(nèi)群體)分組條件下，被試對(duì)自己大學(xué)的面孔有更好的回憶，對(duì)種族面孔回憶則沒有出現(xiàn)優(yōu)先效應(yīng)[3]，這表明共同內(nèi)群體認(rèn)同改變了對(duì)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?yàn)榻忉屖峭庠谡Z(yǔ)義形成的重要一環(huán)[4]。此外，在日常生活中，模糊的外群體信息無(wú)處不在，如何解釋這些模糊的外群體信息對(duì)群際態(tài)度和行為有重要影響。如果個(gè)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(duì)外群體的積極態(tài)度及改善群際關(guān)系[5]。本研究將從解釋偏向的角度探討共同內(nèi)群體認(rèn)同改變對(duì)外群體的態(tài)度與行為的認(rèn)知加工過程。

(二)解釋偏向

解釋偏向(interpretive biases)涉及對(duì)模糊信息解析的語(yǔ)義加工過程[6]，它是指?jìng)€(gè)體運(yùn)用偏愛的方式對(duì)模糊刺激進(jìn)行解釋[7]，也是個(gè)體對(duì)某一類解釋系統(tǒng)的偏好[4]。面對(duì)含糊不清或歧義的情境，個(gè)體可能做出積極解釋，也可能做出消極解釋，當(dāng)個(gè)體以積極方式對(duì)模糊信息進(jìn)行解釋的傾向稱為積極解釋偏向[8]。解釋偏向包括即時(shí)(on line)和延時(shí)(off line)解釋偏向[6]，前者指人們對(duì)當(dāng)下情境事件呈現(xiàn)出迅速的解讀傾向，后者指人們?cè)诨叵牖虺了歼^往事情時(shí)呈現(xiàn)出的具有某種傾向的理解方式[9]。延時(shí)解釋偏向測(cè)量的是事后解釋的結(jié)果，是一種外顯的、意識(shí)層面的解釋偏向，且很可能受到需求效應(yīng)、選擇偏向和反應(yīng)偏向的影響，為了識(shí)別對(duì)模糊信息最初的自動(dòng)化解釋并減少需求、選擇和反應(yīng)偏向效應(yīng)，有必要使用即時(shí)測(cè)量[10]。

近年來(lái)，越來(lái)越多的學(xué)者關(guān)注存在解釋偏向的個(gè)體特征。研究發(fā)現(xiàn)：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(jīng)質(zhì)、困乏、慢性疲勞綜合癥等特征的個(gè)體存在消極解釋偏向，而高心理彈性、高心理素質(zhì)、高心理一致感、高自立、高特質(zhì)感恩和狀態(tài)感恩個(gè)體具有積極解釋偏向[2]。個(gè)體解釋偏向研究取得豐碩成果，但還存在一些問題值得進(jìn)一步探討：第一，群體信息解釋偏向的研究有待強(qiáng)化。目前尚未發(fā)現(xiàn)涉及群體信息解釋偏向的研究，對(duì)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(jìn)群際關(guān)系和諧。積極解釋偏向和消極解釋偏向是兩個(gè)相互獨(dú)立的維度，而不是一個(gè)維度的兩種極端[11]。因此，在研究群體信息解釋偏向時(shí)需分別考察積極解釋偏向和消極解釋偏向。第二，區(qū)分自動(dòng)解釋偏向、迭代解釋偏向和延時(shí)解釋偏向具有重要意義。大部分解釋偏向研究沒有同時(shí)關(guān)注即時(shí)解釋偏向和延時(shí)解釋偏向，且在研究即時(shí)解釋偏向時(shí)，往往忽視了信息與目標(biāo)詞匯的時(shí)間間隔(SOA)對(duì)即時(shí)解釋偏向的影響，不同的SOA會(huì)引發(fā)個(gè)體不同的心理加工[12]，500ms SOA是自動(dòng)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(shí)解釋偏向稱為自動(dòng)解釋偏向，1 250ms SOA條件下的即時(shí)解釋偏向稱為迭代解釋偏向。通過區(qū)分自動(dòng)解釋偏向(500ms SOA)、迭代解釋偏向(1 250ms SOA)和延時(shí)解釋偏向可以更深入地研究解釋偏向產(chǎn)生于認(rèn)知加工的哪個(gè)階段。

(三)共同內(nèi)群體認(rèn)同可能會(huì)增加對(duì)外群體信息的積極解釋偏向

根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，人們對(duì)內(nèi)群體更加偏愛，并具有將積極屬性賦予內(nèi)群體成員的傾向[14]48。共同內(nèi)群體通過構(gòu)建共同上位群體身份來(lái)弱化群際邊界，將原外群體成員知覺為內(nèi)群體成員[15]。個(gè)體對(duì)內(nèi)群體成員更喜歡，給予更多的正性評(píng)價(jià)[16]。在加工群體信息時(shí)，個(gè)體將積極屬性賦予內(nèi)群體成員的傾向也得到了實(shí)證研究的支持。Perdue等人發(fā)現(xiàn)，積極詞在內(nèi)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(yīng)更快，且更令人愉快，內(nèi)群體指定詞(我們)在語(yǔ)義記憶中促進(jìn)了對(duì)積極的構(gòu)建[17]。其他研究也得到類似的結(jié)果，Otten和Wentura發(fā)現(xiàn)內(nèi)群體啟動(dòng)促進(jìn)了對(duì)積極詞的反應(yīng)[18]，Gaertner和Dovidio發(fā)現(xiàn)使用內(nèi)群體代詞的參與者對(duì)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(nèi)群體認(rèn)同可將對(duì)內(nèi)群體的積極偏向會(huì)延伸至外群體，可能會(huì)增加對(duì)外群體信息的積極解釋偏向。

(四)當(dāng)前研究

本研究以壯族大學(xué)生為被試，通過啟動(dòng)范式操作共同內(nèi)群體認(rèn)同，測(cè)量自動(dòng)解釋偏向、迭代解釋偏向和延時(shí)解釋偏向，考察共同內(nèi)群體認(rèn)同與外群體信息解釋偏向的關(guān)系，揭示共同內(nèi)群體認(rèn)同改變外群體態(tài)度與行為產(chǎn)生于認(rèn)知加工的自動(dòng)解釋偏向，還是迭代解釋偏向，或是延時(shí)解釋偏向階段？

二、對(duì)象與方法

(一)被試

使用G*Power 3.1.9.2軟件計(jì)算樣本量，設(shè)置效應(yīng)量為0.40、α犯錯(cuò)概率為0.05、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力為0.80時(shí)，樣本量至少41名。本實(shí)驗(yàn)在廣西某高校招募?jí)炎宕髮W(xué)生74人，刪除錯(cuò)誤率高于20%的數(shù)據(jù)4人，有效被試70人，其中共同內(nèi)群體組34人，獨(dú)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(wú)色弱和色盲，右利手，未參加過類似研究。

(二)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素2水平(共同內(nèi)群體組VS獨(dú)立群體組)的被試間設(shè)計(jì)。因變量：解釋偏向。

(三)實(shí)驗(yàn)材料

1.啟動(dòng)材料：共同內(nèi)群體組和獨(dú)立群體組的啟動(dòng)材料采用趙玉芳等人編制的材料[19]，共同內(nèi)群體組材料為描述壯族和苗族都是“駱越人”的后裔，獨(dú)立群體組啟動(dòng)材料主要描述壯族和苗族在族源、習(xí)俗等方面存在不同。閱讀材料后，被試對(duì)同意材料觀點(diǎn)的程度及材料的清晰度、閱讀難度進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：共同內(nèi)群體組對(duì)啟動(dòng)材料的同意程度(M=3.60，SD=0.67)和獨(dú)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(nèi)群體組啟動(dòng)材料的清晰度(M=3.90，SD=0.92)與獨(dú)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(nèi)群體組啟動(dòng)材料的閱讀難度(M=3.80，SD=1.13)與獨(dú)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(cè)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(jìn)行呈現(xiàn)。自動(dòng)解釋偏向的測(cè)量(見圖1)，迭代解釋偏向的測(cè)量(見圖2)，延時(shí)解釋偏向測(cè)量(見圖3)，呈現(xiàn)的積極解釋和消極解釋隨機(jī)排列。本次研究中積極解釋偏向的Cronbach’sɑ系數(shù)為0.87，消極解釋偏向的Cronbach’sɑ系數(shù)為0.85。

圖1 自動(dòng)解釋偏向一個(gè)trail的測(cè)量流程圖

圖2 迭代解釋偏向一個(gè)trail的測(cè)量流程圖

圖3 延時(shí)解釋偏向測(cè)量流程圖

(四)實(shí)驗(yàn)程序

首先把被試隨機(jī)分配到共同內(nèi)群體組、獨(dú)立群體組兩種條件之一，共同內(nèi)群體組閱讀壯族和苗族都屬于“駱越人”的文字材料，獨(dú)立群體組閱讀壯族與苗族在族源、服飾和習(xí)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(gè)共同的群體”和“壯族和苗族屬于兩個(gè)不同的群體”進(jìn)行操作檢查；最后完成解釋偏向任務(wù)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，跟共同內(nèi)群體組被試說明“駱越人”這段文字材料是虛構(gòu)的，并進(jìn)行解釋。

三、研究結(jié)果

(一)共同內(nèi)群體認(rèn)同操作檢查

對(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組屬于“駱越人”這個(gè)共同群體進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體組的得分(M=3.76，SD=0.99)顯著高于獨(dú)立群體組(M=2.81，SD=1.17)，t(68)=3.72，P<0.001，Cohen’sd=0.88；對(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組屬于兩個(gè)不同群體進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體組的得分(M=3.00，SD=1.15)顯著低于獨(dú)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(nèi)群體認(rèn)同操作成功。

(二)性別差異性檢驗(yàn)

以性別為自變量，對(duì)解釋偏向進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果表明，性別對(duì)解釋偏向沒有顯著影響(自動(dòng)積極解釋偏向：t(68)=-0.81，P=0.422；自動(dòng)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(shí)積極解釋偏向：t(68)=1.61，P=0.112；延時(shí)消極解釋偏向：t(68)=-0.23，P=0.817)。

(三)共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)解釋偏向的影響

1.共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)自動(dòng)解釋偏向的影響

對(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在500ms SOA詞匯判斷任務(wù)上的正確率進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，共同內(nèi)群體組的正確率(M=0.96，SD=0.05)與獨(dú)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(shù)較少受到極端數(shù)據(jù)的影響[4]，因此本研究中所使用的反應(yīng)時(shí)均為反應(yīng)時(shí)的中位數(shù)。在基線條件下，以被試對(duì)消極詞語(yǔ)與積極詞語(yǔ)的反應(yīng)速度之差作為基線解釋偏向的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，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(qiáng)，T′越小表示被試的消極解釋偏向越強(qiáng)[4]。在500ms SOA條件下，對(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組的基線解釋偏向T′進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)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(nèi)群體組與獨(dú)立群體組的500ms SOA基線解釋偏向差異

不呈現(xiàn)任何外群體信息時(shí)，個(gè)體對(duì)目標(biāo)詞語(yǔ)性質(zhì)的判斷時(shí)間作為基線反應(yīng)時(shí)(T基線)；呈現(xiàn)模棱兩可的外群體信息時(shí)，若被試對(duì)該信息具有先前預(yù)期或者對(duì)該信息存在解釋，則會(huì)更快地判斷與他們自身情況解釋相似的詞，反應(yīng)時(shí)(T)就會(huì)縮短，比較不同條件中被試判斷時(shí)間的差異，便能夠了解其解釋偏向所具有的特點(diǎn)。T基線-T積極大于0，則可以認(rèn)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(jì)算共同內(nèi)群體組和獨(dú)立群體組的自動(dòng)積極解釋偏向和自動(dòng)消極解釋偏向，并進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。從表中可知，500ms SOA條件下，共同內(nèi)群體組的自動(dòng)積極解釋偏向顯著高于獨(dú)立群體組(Cohen’sd=0.53)，在自動(dòng)消極解釋偏向上不存在顯著差異。

表2 共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在自動(dòng)解釋偏向上的差異

2.共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)迭代解釋偏向的影響

對(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在1 250ms SOA詞匯判斷任務(wù)上的正確率進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，共同內(nèi)群體組的正確率(M=0.96，SD=0.08)與獨(dú)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(duì)共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在基線解釋偏向T′進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)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(gè)組的被試并沒有產(chǎn)生解釋偏向。

表3 共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在1 250ms SOA基線解釋偏向差異

分別計(jì)算共同內(nèi)群體組和獨(dú)立群體組的迭代積極解釋偏向和迭代消極解釋偏向，并進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果見表4，從表中可知，1 250ms SOA條件下，兩個(gè)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(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在迭代解釋偏向上的差異

3.共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)延時(shí)解釋偏向的影響

將共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在延時(shí)積極解釋偏向和延時(shí)消極解釋偏向的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果見表5，從表中可知，兩個(gè)組在延時(shí)積極解釋偏向、延時(shí)消極解釋偏向上沒有顯著差異。

表5 共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在延時(shí)解釋偏向上的差異

四、分析與討論

(一)共同內(nèi)群體認(rèn)同影響壯族大學(xué)生解釋偏向的原因分析

共同內(nèi)群體組的自動(dòng)積極解釋偏向顯著高于獨(dú)立群體組，而共同內(nèi)群體組與獨(dú)立群體組在迭代積極解釋偏向、延時(shí)積極解釋偏向、自動(dòng)消極解釋偏向、迭代消極解釋偏向和延時(shí)消極解釋偏向上沒有顯著差異，說明共同內(nèi)群體認(rèn)同改變壯族大學(xué)生對(duì)外群體態(tài)度與行為產(chǎn)生于認(rèn)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(shí)解釋)階段，共同內(nèi)群體認(rèn)同并沒有降低壯族大學(xué)生對(duì)外群體信息的消極解釋偏向。有關(guān)焦慮者解釋偏向的研究發(fā)現(xiàn)，高低焦慮組對(duì)威脅相關(guān)的意義啟動(dòng)效應(yīng)[21]和命名差異[13]出現(xiàn)在對(duì)意義的選擇(1 250ms)，而不是最初的意義激活階段。產(chǎn)生這樣的差異可能是因?yàn)?，本研究使用模糊情境探討壯族大學(xué)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(rèn)知特點(diǎn)的影響[22]。健康人群對(duì)積極刺激和對(duì)消極刺激的注意無(wú)太大差別[9]，而焦慮者更容易注意負(fù)性或威脅信息[23]。積極解釋偏向和消極解釋偏向是相對(duì)獨(dú)立的過程[24]，它們產(chǎn)生機(jī)制可能不同。

根據(jù)解釋偏向理論，認(rèn)知加工的早期階段，人們對(duì)信息的解釋傾向于反映當(dāng)前的情境狀態(tài)，而在認(rèn)知加工的晚期，個(gè)體對(duì)事件的解釋受個(gè)體固有圖式的影響[25]。500ms SOA屬于自動(dòng)化的擴(kuò)展語(yǔ)義激活[21]，固有圖式激活不足，壯族大學(xué)生只是根據(jù)當(dāng)前的情境做出判斷[20]。共同內(nèi)群體組接收到的信息是外群體屬于更大群體的“我們”，我們?cè)谡Z(yǔ)義記憶中促進(jìn)了對(duì)積極的構(gòu)建[17]，因而出現(xiàn)了對(duì)外群體信息的自動(dòng)解釋偏向。時(shí)間間隔為1 250ms時(shí)為意義選擇階段，被試有一定的時(shí)間進(jìn)行圖式激活，他們受到共同內(nèi)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(xué)生，使用的是嵌套的共同內(nèi)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(xiàn)迭代積極解釋偏向。延時(shí)解釋加工屬于晚期的精細(xì)化加工階段[26]，它有意識(shí)的充分參與，是對(duì)信息統(tǒng)籌考慮后的結(jié)果?！榜樤饺恕睂儆谛陆ǖ墓餐瑑?nèi)群體身份，一次操作不足以改變對(duì)外群體信息的延時(shí)解釋偏向。

(二)研究貢獻(xiàn)

1.理論貢獻(xiàn)

完善了解釋偏向階段模型。許書萍對(duì)高社交焦慮大學(xué)生的解釋偏向進(jìn)行實(shí)證研究后提出了解釋偏向階段模型，該模型認(rèn)為解釋過程包括即時(shí)解釋和事后解釋這兩個(gè)階段，前者受到事件性質(zhì)的影響，后者受長(zhǎng)時(shí)記憶的影響，長(zhǎng)時(shí)記憶中的消極記憶被提取出來(lái)，導(dǎo)致消極解釋的產(chǎn)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(shí)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(nèi)群體認(rèn)同改變外群體態(tài)度與行為產(chǎn)生于自動(dòng)解釋偏向，還是迭代解釋偏向，或是延時(shí)解釋偏向階段，結(jié)果發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同并沒有降低壯族大學(xué)生對(duì)外群體信息的消極解釋偏向，而是提高了他們對(duì)外群體信息的自動(dòng)積極解釋偏向。研究細(xì)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(shí)解釋偏向領(lǐng)域的研究。

2.實(shí)踐貢獻(xiàn)

有助于從深層認(rèn)知加工的視角提高對(duì)其他民族群體的積極態(tài)度，為民族共同體意識(shí)培育和積極族際關(guān)系的建立提供路徑依據(jù)。共同內(nèi)群體認(rèn)同通過擴(kuò)大群際邊界，把“內(nèi)群體與外群體”二元對(duì)立轉(zhuǎn)換為“共同內(nèi)群體”的一元統(tǒng)一，使親內(nèi)群體偏好延伸，提高了對(duì)外群體信息的自動(dòng)積極加工過程，共同內(nèi)群體認(rèn)同可作為族際和諧的促進(jìn)策略。同時(shí)我們也應(yīng)看到共同內(nèi)群體認(rèn)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(shí)加工階段改變對(duì)外群體信息的解釋偏向。共同內(nèi)群體認(rèn)同是鑄牢共同體的心理認(rèn)同基礎(chǔ)[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(qiáng)化共同內(nèi)群體表征的作用。解釋偏向既受到共同內(nèi)群體表征的影響，又受到個(gè)人特質(zhì)[28]和圖式[25]的影響。建立積極的族際關(guān)系，不僅需強(qiáng)化共同內(nèi)群體的作用，還需訓(xùn)練個(gè)體高心理彈性、高心理一致感、高感恩等積極的特質(zhì)和增加個(gè)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(xué)生，未來(lái)研究可拓展到更多民族群體。研究使用新建的、虛構(gòu)的“駱越人”共同內(nèi)群體身份，它與歷史的、現(xiàn)實(shí)的共同內(nèi)群體身份不同，未來(lái)研究可探討不同類別共同內(nèi)群體身份對(duì)外群體信息解釋偏向的影響。共同內(nèi)群體認(rèn)同操作具有重新范疇化、修正面孔認(rèn)知范式、共同內(nèi)群體身份啟動(dòng)等多種研究范式，已有研究發(fā)現(xiàn)不同范式對(duì)群際關(guān)系的影響不同[2]，未來(lái)研究可以比較不同范式對(duì)解釋偏向的影響。研究發(fā)現(xiàn)啟動(dòng)“駱越人”可提高自動(dòng)解釋偏向，共同內(nèi)群體身份啟動(dòng)有一定的后效，未來(lái)的研究可探討如何使共同內(nèi)群體身份的啟動(dòng)效應(yīng)得以長(zhǎng)時(shí)間維持。

五、結(jié)論

在當(dāng)前研究中，共同內(nèi)群體認(rèn)同改變壯族大學(xué)生對(duì)外群體態(tài)度與行為產(chǎn)生于認(rèn)知加工過程中自動(dòng)解釋偏向，而不是迭代解釋偏向和延時(shí)解釋偏向階段，共同內(nèi)群體認(rèn)同并沒有降低壯族大學(xué)生對(duì)外群體信息的消極解釋偏向。本研究同時(shí)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(gè)階段，全面、客觀地反映共同內(nèi)群體認(rèn)同改變壯族大學(xué)生對(duì)外群體態(tài)度與行為的認(rèn)知加工過程，并將解釋偏向?qū)ο笸卣沟綁炎宕髮W(xué)生這個(gè)正常群體，完善了解釋偏向的階段理論。研究結(jié)果有助于從認(rèn)知加工的視角了解共同內(nèi)群體認(rèn)同對(duì)族際關(guān)系的影響，為民族共同體意識(shí)培育和積極族際關(guān)系的建立提供路徑依據(jù)。