“我不喜欢你”所以“你也可能不喜欢我”：矛盾性别偏见与群际焦虑的关系

苏 曼 蒋京川

(南京师范大学心理学院，南京 210097)

1 问题提出

群际焦虑（interaction anxiety）是个体与外群体交往时，由于担心消极的心理或行为结果，担心被内外群体成员消极评价而感受到紧张、别扭甚至敌对等不愉快的体验（Stephan & Stephan,1985），是群际接触中常见的消极情绪体验。大量研究表明，群际焦虑使得个体与外群体交往意愿降低，造成群际交往中对外群体的消极反应，阻碍群际间有效交流，导致群际间不信任（Plant &Devine, 2003; Wilder, 1993; Hyers & Swim, 1998;Dovidio, Gaertner, Kawakami, & Hodson, 2002）。因此，考虑到群际焦虑对群际接触的消极影响，为了建立更好的群际关系，有必要对群际焦虑的影响因素及作用机制进行探讨。

群际焦虑前因后果模型中，Stephan和Stephan（1985）归纳出了群际焦虑的三大前因：先前的群际关系、对外群体的认知以及接触的结构性因素。其中对外群体的偏见水平一直备受研究者关注，研究发现对外群体的偏见是导致群际焦虑的重要因素。有研究显示，当个体偏见水平越高，就越容易相信外群体也会对其持有消极观念（Tredoux & Finchilescu, 2010）；而当个体认为外群体不喜欢或诋毁内群体时，对外群体的消极归因将会加深，群际反感也会增加（Stephan &Stephan, 1985; Vorauer, Main, & O'Connell, 1998）；随着对外群体的消极印象形成，就会引发群际接触中焦虑、愤怒等负性情绪（Vorauer, 2008）。而情绪上的消极反应最终会在群际接触的行为中体现，正如Finchilescu （2005）, Finchilescu, Tredoux,Mynhardt, Pillay和Muianga （2007）发现，对外群体消极评价的预期导致个体逃避群际接触，降低与外群体交流意愿。而这将成为群际间信息交流的屏障，对外群体的认识将会停滞不前。沟通理论指出，沟通者会试图根据已有信息建立对方的形象（Clark & Bernnan, 1991; Sperber & Wilson,1986）。因此当个体逃避群际接触，拒绝接受外群体新信息，个体对外群体的消极印象将会固化，而这就形成了群际关系的恶性循环。

生活中性别间的交流与合作是最常见的群际接触。但在很多情境中，不论是对于男性还是女性，性别偏见仍旧相当普遍（Rudman & Glick,2010; Swim & Hyers, 2009），但性别间的相处又影响着工作、生活的方方面面。因此本研究将以男、女性群体为对象，考察性别偏见与性别间群际焦虑的关系。有别于早期的社会心理学家所认为的性别偏见主要强调对于女性的敌意态度（Spence & Helmreich, 1972; Swim, Aikin, Hall, &Hunter, 1995; McHugh & Frieze, 1997），Glick等人指出，性别偏见可能包括敌意性别偏见和善意性别偏见两类。前者往往通过贬损异性来证明自身的优势，后者则往往将异性设想成为需要保护或照顾的对象，来显示自身的优越（Glick et al.,2004）。虽然善意性别偏见与敌意性别偏见均属于性别偏见，但善意性别偏见以更温和更易被接受的形式出现，所以其对群际焦虑的预测性可能与敌意性别偏见的作用存在差异，善意性别偏见很可能无法正向预测群际焦虑（假设1）。

除了个体对外群体的偏见，个体对外群体如何看待内群体的观念也影响着群际关系。在人际知觉领域，个体关于他人如何看待自己（元知觉meta-perception）的研究已有很长的历史。Vorauer等人（1998）将元知觉的研究扩展到群际水平，提出了元刻板印象（meta-stereotype）的概念，并将其定义为个体关于外群体成员对其所属群体（内群体）所持刻板印象的信念或看法（Vorauer et al.,1998）。从Vorauer等（1998）提出元刻板印象开始，偏见和消极元刻板印象似乎一直形影不离。Finchilescu提出在群际关系中或许存在两条不同的“报复性路径”——“我认为你不喜欢我，所以我不喜欢你”或者“我不喜欢你，所以你也可能不喜欢我”（Finchilescu, 2010）。即消极元刻板印象导致了偏见或偏见导致了消极元刻板印象两条路径。而这两条路径体现出的策略与形成元知觉的两条策略非常相似。已有研究发现形成元知觉的策略包括投射策略和刻板化策略，且当人们认为外群体与自身相似时，更可能使用投射策略（Ames, 2004）。因此，基于目前社会文化背景下更强调男女平等和除生理因素外性别间较小的差异。本研究中将采用“我不喜欢你，所以你也可能不喜欢我”这一投射性策略路径。即认为当个体性别偏见水平越高，则消极元刻板印象水平越高。

随着研究的不断深入，研究者关注到元刻板印象对群际关系的作用。Finchilescu（2005），Finchilescu等人（2007）将元刻板印象纳入群际焦虑模型中，并发现消极元刻板印象会导致对群际接触结果的消极预期，使个体的群际焦虑显著增加。Finchilescu（2010）研究发现，偏见和消极元刻板印象均可预测群际焦虑，且偏见水平会对消极元刻板印象产生影响，并通过消极元刻板印象作用于群际焦虑。从这个角度而言矛盾性别偏见与消极元刻板印象并不是单独影响群际焦虑的，并由此可以推测，消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑之间起到中介作用（假设2），即矛盾性别偏见不仅直接影响群际焦虑，也通过消极元刻板印象间接影响群际焦虑。

此外，上述中介模型也可能受到其他变量的调节。在探讨群际关系时，群体身份认同是非常重要的一个因素。社会认同理论的创始人Tajfel（1978）将社会认同定义为个体能意识到自己属于何群体，同时能够认识到该群体身份带给他的情感和价值意义（Tajfel, 1978）。已有研究发现，无论个体是否认同自身群体身份，都会期待内群体被更积极地评价（Klein & Azzi, 2001）；无论个体是否将群体身份纳入自我定义中，消极元刻板印象均会导致内群体成员在群际接触中产生消极情感，尤其当个体很难脱离某群体身份时，比如国籍、民族等；群体认同对消极元刻板印象及群际接触间存在交互作用，比如群体认同水平的高低与在实验过程中是否强调元刻板印象，对个体的矫饰行为具有交互作用（Klein & Azzi, 2001）。因此群体认同虽然可能与消极元刻板印象没有直接相关，但其可能通过与消极元刻板印象的相互作用对群际焦虑产生影响。据此，本研究提出假设：群体认同对“矛盾性别偏见→消极元刻板印象→群际焦虑”这一中介路径的后半程具有调节作用（假设3）。

当综合考察个体对外群体的偏见（矛盾性别偏见）、个体所持外群体如何看待内群体的信念（元刻板印象）、对群体身份的认同水平（群体认同）时，这些因素对群际焦虑的影响尚缺乏一个较为整合的关系。综上，本研究提出一个有调节的中介模型（见图1），主要目的包括两方面：（1）考察消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑之间可能的中介作用；（2）检验群体认同对此中介链条的调节作用。以期对群际焦虑有更深的理解，并对建立良好的群际关系提供理论指导。

2 研究方法

2.1 研究对象

采用便利性取样，对南京市3所高校中352名在校大学生进行问卷调查，获得有效问卷337份，问卷回收有效率为95.74%。其中男性114人，女性223人，平均年龄为23.26±1.87岁。

2.2 研究工具

2.2.1 中文版矛盾性别偏见问卷

采用Glick和Fiske（1996, 1999）编制的矛盾性别偏见问卷（Ambivalent Sexism Inventory,ASI/Ambivalence Toward Men Inventory, AMI）中文版。ASI问卷共22题分为针对女性的敌意性别偏见和善意性别偏见两个分量表，两个分量表均分别包括三个维度；类似的AMI共20题分为针对男性的敌意性别偏见和善意性别偏见两个分量表，两个分量表均分别包括三个维度。善意性别偏见与敌意性别偏见总分即为被试的矛盾性别偏见水平。

本研究中男性被试使用ASI问卷，女性被试使用AMI问卷。其中ASI问卷根据徐荣华（2008）修订的中文版的基础上对个别题目的表述进行了适当调整。AMI问卷中文版是对其英文版进行翻译及改编，由六名研究生采用翻译及回译的方式根据中文语言习惯加以修改。本研究中AMI、ASI问卷采用6级计分，1表示对条目内容“非常不赞同”，6则表示“非常赞同”。问卷分数越高表示性别偏见越高。本研究中验证性因子分析表明数据拟合良好，AMI问卷RMSEA=0.10，NNFI=0.82，CFI=0.84，问卷的 Cronbach’s α 系数为0.82。ASI问卷 RMSEA=0.09，NNFI=0.79，CFI=0.81，问卷的 Cronbach’s α 系数为 0.73。

由于AMI和ASI的测量目的一致，均用作测量被试对异性的矛盾性别偏见；且量表均分为善意性别偏见、敌意性别偏见两个分量表和六个对应的维度。因此数据分析时将男性与女性的结果进行整合，不对其进行分别处理。

2.2.2 群体认同量表简化版

采用叶娜（2009）编制的群体认同量表简化版进行测量。包含14个项目，从身份性、他评、归属感三个维度分别对群体身份的认知、评价和情感方面进行测量。例如：“当我遇到困难时，我相信其他女性会帮助我”。要求大学生报告每个项目与自身实际情况的符合程度。采用六点计分，从“非常不符合”到“非常符合”分别计1～6分，分数越高表示群体认同越强。本研究中，验证性因子分析表明，数据拟合良好RMSEA=0.08，NNFI=0.94，CFI=0.95。问卷的 Cronbach’s α系数为0.84。

2.2.3 消极元刻板印象水平的测量

参照Owuamalam和Zagefka（2013）的研究，被试根据指导语填写形容词以激活消极元刻板印象。对男性被试其指导语为：“您认为女性可能对您的消极印象有哪些？请尽量用一些形容词描述出来。”；针对女性被试：“您认为男性可能对您的消极印象有哪些？请尽量用一些形容词描述出来。”并对自身感知到的异性评价的消极程度（消极元刻板印象）进行10点计分判断，1点表示程度最弱，10点表示程度最强。

2.2.4 群际焦虑量表

参照Stephan和Stephan（1985）测量群际焦虑的工具，根据本研究目的，将题目中的群体对象修改为“异性”、“同性”，该问卷共10题，采取10点计分，其中3个项目为反向计分。被试被问及相较于同性，当你与异性聊天或一起工作时，你的感觉在以下十个形容词上进行程度评定：尴尬的、难为情的、高兴的、接受的、有信心的、易怒的、不耐烦的、有防御性的、多疑的、谨慎的。国内外多项研究（Finchilescu, 2010;Turner, Hewstone, & Voci, 2007; 邹荣, 2012; 孙亚文,贺雯, 罗俊龙, 2015）表明，该问卷具有良好的信效度。本次测试中Crobach’s α系数为0.75。

3 结果

3.1 共同方法偏差的控制与检验

采用自我报告法收集数据可能导致共同方法偏差效应, 因此, 在数据收集过程中，根据相关研究的建议（周浩, 龙立荣, 2004），从研究程序方面通过匿名方式进行测查，部分题目使用反向题等方式进行相应控制。数据统计过程中，采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差的检验。结果显示，特征值大于1的因子共有13个，且第一个因子解释的变异量为15.06%，小于40%的临界标准，说明共同方法偏差不显著。

3.2 各个变量的平均数、标准差及相关矩阵

各变量的平均数、标准差和相关矩阵见表1：矛盾性别偏见、消极元刻板印象、群际焦虑之间两两均相关；其中敌意性别偏见与消极元刻板印象相关显著，但善意性别偏见与消极元刻板印象相关关系不显著，与假设1一致；群体认同与消极元刻板印象、群际焦虑相关不显著。

表 1 各变量的平均数、标准差和相关系数

3.3 消极元刻板印象的中介分析

对消极元刻板印象在矛盾性别偏见对群际焦虑的预测过程的中介作用分析。采用层次回归分析的方法，以群际焦虑为因变量，以矛盾性别偏见和消极元刻板印象水平为自变量，建立矛盾性别偏见、消极元刻板印象水平对群际焦虑影响的回归模型（Baron & Kenny, 1986）。具体而言，由于已有研究发现，男性、女性在面对异性消极评价时，在消极感受程度及对行为的影响上存在性别差异（Ramos et al., 2016），且本研究不对性别间的差异进行讨论，所以在模型第一层放入性别，对其影响进行控制；第二层放入矛盾性别偏见，探索矛盾性别偏见对群际焦虑的贡献；第三层放入消极元刻板印象水平，探索矛盾性别偏见和消极元刻板印象水平对群际焦虑的共同预测。

回归分析结果见表2，消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑的部分中介效应显著，假设2成立。具体来说性别对消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑间的部分中介效应作用显著，F（1, 335）=10.97，p=0.001；控制了性别后，矛盾性别偏见正向预测群际焦虑，F（2, 334）= 9.11，p＜ 0.001；矛盾性别偏见和消极元刻板印象共同预测群际焦虑的回归模型显著，F（3, 333）= 8.67，p ＜0.001。控制了矛盾性别偏见的前提下，消极元刻板印象对群际焦虑预测的增值贡献为2.1%。

表 2 消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑间的中介效应分析

3.4 群体认同对中介效应的调节作用检验

使用Hayes（2013）的SPSS宏程序PROCESS，在控制性别的条件下，分析消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑的中介作用（后半程）是否受到群体认同水平的调节。在控制性别的条件下其结果表明调节作用显著，假设3成立，判定指数INDEX为0.07（95%Bootstrap置信区间为[0.02,0.12]）。群体认同得分为平均数减一个标准差、平均数以及平均数加一个标准差三个水平上的中介效应值及95%Bootstrap置信区间如表3所示。当群体认同水平较高时，存在消极元刻板印象对矛盾性别偏见和群际焦虑的中介效应；群体认同水平较低时，中介效应不显著。为了更清楚地揭示调节效应的具体模式，我们计算出群体认同为平均数正负一个标准差时，消极元刻板印象对群际焦虑的效应值（即进行简单斜率检验），并根据回归方程分别取消极元刻板印象和群体认同平均数正负一个标准差的值绘制简单效应分析图，见图2。结果同Bootstrap，检验发现当群体认同水平高时，消极元刻板印象对群际焦虑的正向预测作用显著（Bsimple= 0.25, SE=0.10, p=0.015）；当群体认同水平低时，消极元刻板印象对群际焦虑的预测减弱（Bsimple=-0.01, SE=0.09, p=0.907）。Bsimple的绝对值由0.25减弱为0.01。

综合而言，消极元刻板印象在矛盾性别偏见和群际焦虑之间起部分中介作用，这一中介作用的后半径受群体认同的调节。对于群体认同水平高的大学生，消极元刻板印象水平越高，其群际焦虑水平越高；对于群体认同水平低的大学生，消极元刻板印象水平对群际焦虑没有显著影响。

表 3 不同群体认同水平上消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑的中介效应

4 讨论

4.1 矛盾性别偏见与消极元刻板印象的关系

研究结果表明，随着矛盾性别偏见水平的提高，个体消极元刻板印象水平也随之提高。这意味着在与异性相处过程中，当对异性存在偏见时，也更倾向于认为异性也会如此看待自己。这与Finchilescu提出的“我不喜欢你，所以你也可能不喜欢我”这一投射性路径相一致（Finchilescu, 2010）。

以往研究中，在偏见与元刻板印象的关系上存在争议，Vorauer等人（1998）发现加拿大原住民的种族偏见水平越低，就越倾向于期望加拿大白人对其具有消极元刻板印象，并提出此结果可能是因为低偏见个体对内群体认同水平较低，且对外群体认同较高，所以会采用外群体视角考虑问题，因此较容易体验到元刻板印象的存在。而Gómez对Vorauer关于偏见与元刻板印象的相关性结果提出质疑，其研究发现，高偏见个体更易持有较高的元刻板印象，更期望在群际互动中被更一致更刻板的评价（Gómez, 2002）。随着研究的深入，研究者发现偏见和元刻板印象的关系可能取决于内群体的相对地位（Gómez, 2002），也可能受到群际间差异程度的影响（Ames, 2004）。本研究中，以大学生为被试，在学校环境中更强调男女性地位平等，及较小的社会经济地位差异，因此在群际接触中更易采用投射性策略形成与对方有关的元知觉（Ames, 2004），即自身对异性的态度，与所认为的异性对自身的态度相一致。所以在大学生群体中矛盾性别偏见与消极元刻板印象呈显著正相关，即当“我不喜欢你”的时候，也会认为“你也可能不喜欢我”。

本研究中使用矛盾性别偏见问卷从善意性别偏见、敌意性别偏见两个角度测量被试的性别偏见水平。考察善意、敌意性别偏见与消极元刻板印象的相关性发现，敌意性别偏见与消极元刻板印象存在显著的正相关，而善意性别偏见与消极元刻板印象的相关性不显著。这可能是由于善意性别偏见以更能被人接受的形式出现，其表面的善意抑制了性别偏见所带来的消极情绪体验，所以会出现善意性别偏见与消极元刻板印象相关不显著的情况。而敌意性别偏见具有更为外显的敌意，所以更能引起被试更强烈的“我确实不喜欢你”的感受，并与“你也可能不喜欢我”的消极元刻板印象呈现更显著的正相关。尽管如此，本文虽使用Finchilescu提出的“我不喜欢你，所以你也不喜欢我”这条路径，但对于这两条路径的因果关系并未进行验证，这也是未来研究可以重点关注的问题，有助于深刻讨论元刻板印象的产生机制。

4.2 消极元刻板印象的中介作用

群际接触是一个相互的过程，研究者一方面要重视个体对外群体态度所产生的影响，另一方面更需要重视个体所持外群体如何看待内群体的观念在其中的作用。本研究发现，消极元刻板印象在矛盾性别偏见与群际焦虑间起到部分中介作用。该结果说明，消极元刻板印象相对于个体对异性的性别偏见是群际焦虑的近端因素，这与前人研究结果一致（Finchilescu, 2010）。这意味着对异性持有性别偏见的人更容易形成和激活消极元刻板印象，从而导致群际焦虑。这可以从以下几个方面加以解释。首先，当个体持有较高性别偏见时，也倾向于认为异性对自身也具有性别偏见。而对异性的高偏见及消极元刻板印象会降低与外群体接触的愿望，并引起群际焦虑。另一方面，对异性的偏见水平和消极元刻板印象均可预测群际焦虑，但其中消极元刻板印象的作用更大。导致这一现象是由于元刻板印象与自我直接相关, 并且其信息来源有限, 一旦形成不易改变（Vorauer et al., 1998）。因此与前人研究结果相一致，相比于对外群体的偏见，元刻板印象会对群际关系产生更深刻、更持久的影响（Gómez &Huici, 2008; Oldenhuis, 2007）。已有研究发现，元刻板印象的效价可以是消极的、中性的或积极的（Anseel, 2011）, 然而大多是消极的（Owuamalam& Zagefka, 2011; Vorauer et al., 1998）。而对外群体评价的消极预期势必会导致在与外群体接触中感受到紧张、别扭甚至敌对等不愉快的体验（Stephan& Stephan, 1985），使个体的群际焦虑显著增加，导致个体逃避群际接触。

总之，该结果说明，群际关系并非单独受偏见的影响，同时也受到消极元刻板印象的作用。个体所持性别偏见增加了其形成消极元刻板印象的可能，并同时影响其与异性交往的意愿和感受。该结果对干预消极元刻板印象与群际焦虑具有一定的启示。对群际焦虑的干预不能仅仅从加深对外群体的认识等因素入手，也应当重视对元刻板印象的干预，重视这些因素的链接作用，从而提出更有效的干预计划和措施。

4.3 群体认同的调节作用

理论和实证研究表明，群体认同对群际接触具有重要影响，不仅存在对群际接触可能的直接影响，也会通过消极元刻板印象起到间接作用。本研究所构建的有调节的中介模型，考察了群体认同对“矛盾性别偏见→消极元刻板印象→群际焦虑”这一中介关系的调节作用。结果发现，群体认同对该中介链条的后半程调节效应显著，且群体认同与消极元刻板印象和群际焦虑间的直接相关不显著。群体认同与重要变量间的不相关并不能说明群体认同在群际接触中是不重要的变量，恰恰相反，当群体认同遇到消极元刻板印象时就会起到交互作用影响群际焦虑。换句话说，虽然群体认同和消极元刻板印象、群际焦虑间的直接关系不显著，但对于群体认同水平较高的个体，当对异性持有性别偏见时就更容易促发消极元刻板印象对群际焦虑的作用。

当个体对所属群体具有高认同时，就会对外群体可能的评价非常敏感，当感知到外群体的评价偏向消极时，高群体认同个体将会接收到更多外群体的消极评价，其对群际接触的预期也将持有更消极的态度，群际焦虑水平就会上升。根据社会认同理论，群体认同反映个体将群体身份整合到自我概念的程度，Hogg（2000）发现只要具有被潜在的归于某个群体的可能，消极元刻板印象都会一定程度上阻止他们接受和认同自己的群体身份，并会对他们的身份认同产生威胁。根据自我分类理论, 群体认同源自于人类的两个基本动机：自我提升和减少不确定性。自我提升是指个体会希望通过群体间的社会比较来肯定内群体相对其他群体的优势, 从而获得自尊提升。而减少不确定性则是指个体通过掌握群际区别与群体特征,可以更好的感知及预测他人的行为（Hogg, 2000）。群际接触时，群体认同水平高的被试更期望实现自我提升和减少不确定性的动机，但当元刻板印象偏向消极时，其自我提升和减少不确定性的愿望就会受到威胁，高群体认同的个体对这种威胁更加敏感，因此群际接触时就会产生更多的消极体验；相反，当群体认同水平比较低时，消极元刻板印象对群际焦虑的预测作用就会减弱。

有调节的中介作用对群际关系的处理具有一定启示：个体对异性的性别偏见可能会使得其元刻板印象更加消极，并使得在群际接触中体验到更多的群际焦虑，同时群体认同水平是一个限定条件，明确了在什么情况下中介作用更强或更弱。将对异性的评价，个体认为的异性对自身的评价，自身对性别身份的认同有效结合在一起，有益于更加深入讨论群际焦虑的前因以及这些前因间的相互关系。一方面它将性别偏见和元刻板印象整合起来，挑战了传统上将二者分开讨论的研究思路；另一方面将群体认同引入，不仅是对群际焦虑模型的补充也是将个体对群体身份的感知整合进来，从多角度整合式讨论群际焦虑形成的过程。

4.4 研究局限与展望

本研究依然存在一些局限性，需要在未来的研究中加以完善。首先，本研究采用Finchilescu提出的两条报复性路径中的“我不喜欢你，所以你也不喜欢我”（Finchilescu, 2010），但目前对路径的因果关系还未进行验证，未来研究可在此方向上进行深入讨论。其次，本研究虽然探讨了消极元刻板印象与群际焦虑的关系，但未对干预方法进行讨论。Klein和Azzi（2001）发现，当个体认为外群体与内群体差异巨大时，会将消极元刻板印象归因于群组间巨大差异，因此未来研究可以尝试通过改变内群体对外群体的认知，来改善内群体成员对消极元刻板印象的易感性，以此减少群际接触中可能产生的消极结果。

5 结论

本研究得出如下结论：（1）矛盾性别偏见正向预测消极元刻板印象，敌意性别偏见与消极元刻板印象显著正相关，但善意性别偏见与消极元刻板印象相关不显著。（2）矛盾性别偏见不仅可以显著地正向预测群际焦虑，还可以通过影响消极元刻板印象而间接预测群际焦虑。（3）矛盾性别偏见通过消极元刻板印象的间接效应受到群体认同的调节。当群体认同水平高时，高消极元刻板印象的个体在与异性交往中将体验到更高的群际焦虑。