梁芳美
(河池學(xué)院 教師教育學(xué)院,廣西 河池 546300)
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。
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。
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。
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?
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。
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。
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
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。
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。
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)。
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
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。
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。
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。
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)。