張書維

(中山大學中國公共管理研究中心、政治與公共事務(wù)管理學院,廣州 510275)

1 問題提出

當前,群體性事件已成為我國重要的社會不穩(wěn)定因素,亦是各級政府在處理時倍感棘手的公共問題。有學者預(yù)測,至少到2020年都將是群體性事件的頻發(fā)期(王曉東,2006)。群體性事件指部分群眾與當?shù)攸h政部門或強勢社會集團的對抗性沖突(王二平,2009),尤其是民眾與政府和官員的抗爭性互動(肖唐鏢,2012)。其形式多見于不滿群眾圍攻當?shù)卣畽C關(guān),損毀公務(wù)用車等(O’Brien,2002)?！吧鐣範帯币殉蔀榻陙碇袊裾伪磉_和公眾參與的新渠道(肖濱,2012)。國內(nèi)研究者對于群體性事件所屬的范疇達成初步共識,將其視為當下我國典型的集群行為(collective action/behavior) (張書維,周潔,王二平,2009;陳浩,薛婷,樂國安,2010/2012;彎美娜,劉力,邱佳,楊曉莉,2011;秦強,郭星華,2011),即群體成員參與為改善群體現(xiàn)狀的行動(Wright,Taylor,&Moghaddam,1990;Wright,2009),具體表現(xiàn)為請愿、罷工、抗議、示威等(Walker &Smith,2002)。無論中國社會的群體性事件抑或西方背景的集群行為,均是民眾在現(xiàn)行體制之外的利益訴求方式(張書維,王二平,2011;趙鼎新,2006)。二者的區(qū)別在于：群體性事件的行動者與行動對象分別為“民” (當?shù)厝罕?與“官” (當?shù)攸h政機關(guān)及其管理者),即使是那些非官方的強勢社會集團,如當?shù)氐膰谢蛎駹I企業(yè),它們行為的背后,也總能看到當?shù)攸h政部門意志的影子;而集群行為的互動雙方則更加寬泛,可以由不同社會階層及種族群體構(gòu)成,沖突的矛頭也并不必然指向行政當局。盡管社會學、政治學和歷史學等多學科的視角都聚焦于集群行為,但來自心理學的解釋無疑是最重要的(van Zomeren,Postmes,&Spears,2012)——當經(jīng)濟和社會態(tài)勢為集群行為的產(chǎn)生提供土壤時,問題即變?yōu)榻忉寕€體參與集群行為的動機(van Zomeren,Postmes,&Spears,2008)。社會心理學認為,對抗性的集群行為如果不能得到有效化解,有可能發(fā)展為行動目標更為明確、組織性更高的社會運動(social movements)和社會革命(Tajfel,1982;van Stekelenburg,2010)。因此,探明集群行為的社會心理機制,不僅有助于理解群體性事件的動力學特征,也可以為化解此類事件的策略提供技術(shù)支持,將沖突后果和處置代價降至最低。

對于集群行為參與動機的解釋,雙路徑模型(dual-pathway model;van Zomeren,Spears,Fischer,&Leach,2004)是當前應(yīng)用比較廣泛的理論。該理論認為各種影響因素均是通過群體憤怒(group-based anger)和群體效能(group efficacy)兩條路徑作用于集群行為的。其中,群體憤怒路徑反映了參與者基于情緒的應(yīng)對方式(emotion-focused coping approach),即通過情緒調(diào)整影響最終行為;而群體效能路徑反映了參與者基于問題的應(yīng)對方式(problem-focused coping approach),即通過對信息的認知和分析決定最終行為。有關(guān)群體憤怒和群體效能影響集群行為的研究均支持了上述雙路徑模型。具體而言,先前有關(guān)集群行為或行為意向的研究均發(fā)現(xiàn)了群體憤怒情緒的重要動員作用(如Iyer,Schmader,&Lickel,2007;Leach,Iyer,&Pedersen,2007;Smith,Cronin,&Kessler,2008;Tausch &Becker,2013;Zhou &Wang,2012)。在集群行為中發(fā)泄憤怒情緒是個體參與的重要驅(qū)動原因之一(Leonard,Moons,Mackie,&Smith,2011;Livingstone,Spears,Manstead,Bruder,&Shepherd,2011;Shepherd,Spears,&Manstead,2013),而群體憤怒還會增加集群行為的冒險性,使群體成員采取更激進的行為方式(Rydell et al.,2008;Halperin &Gross,2011)。與此同時,群體效能是群體成員對通過共同努力能夠?qū)崿F(xiàn)群體目標的信念(Bandura,1995),被視為集群行為另一個獨立的解釋變量(Doosje,Spears,&Ellemers,2002;Hornsey et al.,2006;van Zomeren,Postmes,&Spears,2008)。在許多情境下,群體效能都可以很好地解釋和預(yù)測弱勢群體的集群行為(Mummendey,Kessler,Klink,&Mielke,1999;Corcoran,Pettinicchio,&Young,2011)。

近年來,研究者在聚焦集群行為的過程機制之外,開始關(guān)注影響集群行為產(chǎn)生的前因變量,如新近研究顯示道德信仰(moral conviction)、非公正性評價(injustice appraisals)、反事實思維(counterfactual thoughts)、群際接觸(intergroup contact)等因素均可通過群體憤怒和群體效能的雙路徑模型影響集群行為(Cakal,Hewstone,Schwar,&Heath,2011;Milesi &Catellani,2011;Tausch et al.,2011;van Zomeren,Postmes,Spears,&Bettache,2011;van Zomeren,Postmes,&Spears,2012;Zaal,Laar,Stahl,Ellemers,&Derks,2011)。此外,引發(fā)集群行為的情境因素不僅是一個背景信息,更可以作為一個變量來考慮(張書維,王二平,周潔,2012)。而不同類型的群際威脅(intergroup threat)可以將不同的情境進行區(qū)分(黃雨晴,2012),幫助揭示由于源頭不同而導(dǎo)致的行為路徑上的差異。本研究的目的即在于將集群行為的前因——群際威脅納入雙路徑模型之中,采用問卷調(diào)查和實驗室情境設(shè)計的方法,探討不同威脅類型影響集群行為的過程和條件。

群際威脅指在社會情境中,某一群體所具有的資源、信念和價值觀等各種特征對另一群體的存在、發(fā)展和目標產(chǎn)生的威脅(張婍,馮江平,王二平,2009)。它發(fā)生在一個群體的行動、信念及特征對另一個群體的目標及福祉構(gòu)成挑戰(zhàn)或危害之時(Riek,Mania,&Gaertner,2006;Stephan,Ybarra,&Morrison,2009)。與強勢群體相比,弱勢群體會經(jīng)歷更多的群際威脅,從而易引發(fā)其針對強勢外群體的對抗行為(Kamans,Otten,&Gordijn,2011)。群體性事件的參與民眾,在個體或群體利益方面,都曾有過不同程度的相對剝奪體驗,即對自身不利地位的感知(張書維等,2009;張書維,王二平,周潔,2010;Zhang,Wang,&Chen,2011),自然是弱勢一方。因此,民眾感知的群際威脅成為最終爆發(fā)群體性事件的重要誘因(彎美娜,2011)。而政府作為強勢群體的符號化代表,在群體性事件中,往往被民眾視為群際威脅產(chǎn)生的源頭。

依據(jù)不同的理論來源和威脅本身的特點,研究者提出了各種類型的群際威脅。整合起來分為三大類：現(xiàn)實威脅(realistic threat)、認同威脅(identity threat)和文化威脅(cultural threat) (張婍等,2009)。現(xiàn)實威脅指所有威脅到群體或群體成員福利(welfare)的因素,包括政治權(quán)力、經(jīng)濟權(quán)力和身體健康等(Stephan &Renfro,2002;Jackson,1993)。認同威脅指在社會比較的情況下,由于群體地位的差異而產(chǎn)生的威脅感,威脅到個體的社會認同(王沛,劉峰,2007;Branscombe,Ellemers,Spears,&Doosje,1999;Tajfel &Turner,1986)。文化威脅指知覺到群體之間在社會道德、規(guī)范和價值等社會特征或語言、習俗和生活方式等人際特征上的差異(Zarate,Garcia,Garza,&Hitlan,2004)。另一方面,根據(jù)群體性事件在目的、特征和行動指向上的不同,可將其分為基于利益表達的“集體維權(quán)事件”,基于不滿宣泄的“社會泄憤事件”和基于民族矛盾及宗教問題的“社會騷亂事件” (于建嶸,2009;王賜江,2010;徐行,王海峰,2010)。由以上界定可看出,現(xiàn)實威脅情境下易導(dǎo)致的是旨在維護、爭取和實現(xiàn)自身利益的集體維權(quán)事件;認同威脅情境下易導(dǎo)致的是無明確利益訴求,重在發(fā)泄不滿的社會泄憤事件。集體維權(quán)事件和社會泄憤事件構(gòu)成目前我國群體性事件的主體。就我國國情而言,不同地域和民族的人群基本處于共同的文化背景和傳統(tǒng)之下,文化威脅即使存在也并不突出。因此,本研究聚焦現(xiàn)實威脅和認同威脅,深入探討這兩種威脅情境下群體性事件的作用機制。

大量證據(jù)顯示,群際威脅的直接后果就是導(dǎo)致弱勢群體對(強勢)外群體的消極態(tài)度,如偏見(prejudice)、刻板印象(stereotype)等(Riek et al.,2006;Riek,Mania,Gaertner,McDonald,&Lamoreaux,2010;Schlueter &Scheepers,2010)。伴隨而來的多是歧視(discrimination)、報復(fù)(retaliation)、退出(withdrawal)等個體行為反應(yīng)(Stephan et al.,2009;Yuki &Yokota,2009)。Kamans等(2011)的研究將群際威脅與對抗性的集群行為聯(lián)系在一起,但僅聚焦于現(xiàn)實威脅(身體安全威脅與經(jīng)濟障礙威脅),沒有區(qū)分現(xiàn)實威脅和認同威脅對集群行為的不同作用。此外,根據(jù)整合威脅理論(Integrated Threat Theory,ITT;Stephan &Renfro,2002;Stephan &Stephan,2000),群體層面的威脅會使其成員產(chǎn)生外部導(dǎo)向的憤怒和敵意情緒;個體層面的威脅則使其成員產(chǎn)生內(nèi)部導(dǎo)向的恐懼和悲傷情緒。群際情緒理論(Intergroup Emotions Theory,IET;Mackie,Devos,&Smith,2000;Miller,2006;Smith,1993)進一步指出,當本群體受到來自外群體的威脅時,若其成員相信本群體的力量并對行為后果有把握,會激發(fā)成員的憤怒情緒,易導(dǎo)致對抗或傷害外群體(無論是言語上還是身體上)的攻擊行為;反之則啟動恐懼情緒,進而對外群體回避。據(jù)此推測,群體憤怒和群體力量將成為群際威脅與集群行為的中介變量。群體效能表達的就是成員對本群體所擁有資源的主觀認識(Klandermans,1984),是群體力量的直接體現(xiàn)(鄭昱,王二平,2011)。

現(xiàn)實生活中,某次集群行為的爆發(fā)往往是偶然的,無法準確預(yù)知。故通過問卷調(diào)查行為意向(intention)來預(yù)測作答者的行為反應(yīng)就成為研究者普遍使用的方法。社會心理學有關(guān)個體態(tài)度-行為關(guān)系的理論已證明,在難以獲得實際的行為時,行為意向是與行為最接近的變量(Ajzen &Fishbein,1980;Fabrigar,Petty,Smith,&Crites,2006;Jonas,Diehl,&Bromer,1997;張書維等,2012)。

基于以上綜述,提出研究假設(shè)1和假設(shè)2：

H1

:群體效能是群際威脅影響集群行為意向的中介變量：

H1a

:群體效能是現(xiàn)實威脅影響集群行為意向的中介變量。

H1b

:群體效能是認同威脅影響集群行為意向的中介變量。

H2

:群體憤怒是群際威脅影響集群行為意向的中介變量：

H2a

:群體憤怒是現(xiàn)實威脅影響集群行為意向的中介變量。

H2b

:群體憤怒是認同威脅影響集群行為意向的中介變量。

必須指出,集群行為雙路徑模型中涉及的群體憤怒和群體效能兩個關(guān)鍵變量,都是群體成員基于所面臨的群際威脅產(chǎn)生的情緒體驗和認知評價。對于不同類型的威脅,群體成員的情緒體驗和認知評價應(yīng)存在差異。已有研究證實,無論是現(xiàn)實威脅還是認同威脅,都容易激發(fā)成員的憤怒情緒(Riek et al.,2006;Stephan et al.,2009),特別是認同威脅存在時(王沛,劉峰,2007)。另一方面,盡管鮮有研究探討群際威脅對群體效能的影響,但由于群體效能在現(xiàn)實群體利益受損的情境下更易導(dǎo)致集群行為(張書維等,2012),因此現(xiàn)實威脅對群體效能的影響可能更大。與之相對應(yīng),認同威脅更可能影響成員的群體憤怒情緒。據(jù)此提出研究假設(shè)3和假設(shè)4：

H3

:現(xiàn)實威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介作用強于其通過群體憤怒影響集群行為意向的中介作用。

H4

:認同威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介作用強于其通過群體效能影響集群行為意向的中介作用。

作為各種復(fù)雜因素影響集群行為的過程和機制,雙路徑模型已經(jīng)得到了廣泛的實證支持(如Stürmer &Simon,2009;van Zomeren,Leach,&Spears,2010,2012;張書維等,2012;薛婷,陳浩,樂國安,姚琦,2013)。但是,這并不意味著在所有條件下集群行為的雙路徑模型都具有相同的作用模式。從以往研究看,有一個核心的調(diào)節(jié)變量——群體認同(group identity),會對其產(chǎn)生影響(Giguère &Lalonde,2010;Thomas,Mavor,&McGarty,2012)。

群體認同指個體與群體基于群體成員身份意義的心理聯(lián)系,也就是個體將群體成員身份整合進其自我概念的程度(Tropp &Wright,2001)。研究表明,群體認同可以影響人們經(jīng)歷某一事件的情緒反應(yīng)(Gordijn,Yzerbyt,Wigboldus,&Dumont,2006;Yzerbyt,Dumont,Wigboldus,&Gordijn,2003),能夠在相當程度上決定群體憤怒情緒(Miller,2006;Smith,Seger,&Mackie,2007)。同時,群體認同與群體效能正相關(guān)(Kelly &Breinlinger,1995;Mummendey et al.,1999),群體認同能夠增強成員的群體效能感(Klandermans,1997;Cakal et al.,2011)。因此,群體認同對集群行為的調(diào)節(jié)作用主要由于其會對群體憤怒和群體效能產(chǎn)生影響。群體認同與有關(guān)變量的交互作用經(jīng)由群體憤怒和群體效能的中介最終影響集群行為(Smith &Mackie,2005;van Zomeren,Spears,&Leach,2008),呈現(xiàn)出一種中介的調(diào)節(jié)作用(James &Brett,1984)。具體來說,特殊群體認同凸顯時,群體相對剝奪作用于群體憤怒和群體效能的路徑會被弱化——無論群體相對剝奪高低,群體效能和群體憤怒均處于較強水平,由此導(dǎo)致的集群行為意向也始終維持在較高趨勢;特殊群體認同非凸顯(即一般群體認同凸顯)時,群體相對剝奪通過群體憤怒和群體效能雙路徑模型影響集群行為的作用才會顯露——此時一般群體認同凸顯的個體通過更強的群體效能和群體憤怒的中介來激起更大的集群行為意向(張書維等,2012)。需注意,群體相對剝奪不同于群際威脅：群體相對剝奪條件下,強勢群體只是弱勢群體用來進行社會比較的參照群體,二者不存在必然的利益沖突;而群際威脅條件下,威脅者與被威脅者因利益或地位沖突而成為彼此對立的群體。因此,這一“中介的調(diào)節(jié)”作用是否會在群際威脅到集群行為的雙路徑模型中出現(xiàn)？已有研究尚未對此加以檢驗,故提出以下三組假設(shè)：

H5

:群體認同是群際威脅影響集群行為意向的調(diào)節(jié)變量：

H5a

:群體認同是現(xiàn)實威脅影響集群行為意向的調(diào)節(jié)變量。具體而言,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與集群行為意向的正向關(guān)系更密切。

H5b

:群體認同是認同威脅影響集群行為意向的調(diào)節(jié)變量。具體而言,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與集群行為意向的正向關(guān)系更密切。

H6

:群體認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過群體效能的中介作用實現(xiàn)：

H6a

:現(xiàn)實威脅和群體認同的調(diào)節(jié)作用通過群體效能的中介影響集群行為意向,表現(xiàn)為相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切。

H6b

:認同威脅和群體認同的調(diào)節(jié)作用通過群體效能的中介影響集群行為意向,表現(xiàn)為相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切。

H7

:群體認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過群體憤怒的中介作用實現(xiàn)：

H7a

:現(xiàn)實威脅和群體認同的調(diào)節(jié)作用通過群體憤怒的中介影響集群行為意向,表現(xiàn)為相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切。

H7b

:認同威脅和群體認同的調(diào)節(jié)作用通過群體憤怒的中介影響集群行為意向,表現(xiàn)為相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切。將民眾面臨的群際威脅與集群行為的雙路徑模型結(jié)合起來,同時探討群體認同在其中可能存在的調(diào)節(jié)作用;不僅能夠把威脅情境的類型納入同一研究框架,還能夠辨明群體認同這一調(diào)節(jié)變量影響集群行為的作用機制,可以在一定程度上揭示出群體性事件的動態(tài)過程。為實現(xiàn)此目標,通過兩個研究對此進行系統(tǒng)探討。研究一采用問卷調(diào)查的方法,探討民眾面臨的群際威脅影響集群行為意向的作用機制,建立現(xiàn)實威脅和認同威脅基于群體效能和群體憤怒作用于集群行為意向的雙路徑模型(檢驗

H1

-

H4

)。研究二在此基礎(chǔ)上采用實驗室實驗的方法,進一步探討作為調(diào)節(jié)變量,群體認同如何調(diào)節(jié)民眾面臨的群際威脅到集群行為意向的作用路徑?？疾煸谌后w認同凸顯和非凸顯的條件下,現(xiàn)實威脅和認同威脅到集群行為意向的路徑模型有何不同,以及在該調(diào)節(jié)效應(yīng)中群體效能和群體憤怒的中介作用(檢驗

H5

-

H7

)。

本研究的理論模型及變量關(guān)系示意見圖1。

2 研究一：民眾面臨的群際威脅影響集群行為意向的雙路徑模型

研究一試圖回答民眾面臨的群際威脅是否通過群體憤怒和群體效能雙路徑模型的中介作用影響集群行為意向？即分別檢驗群體情緒體驗和群體認知評價對于不同群際威脅-集群行為意向關(guān)系的中介作用及差異。研究將通過問卷法對假設(shè)1到假設(shè)4進行檢驗。

2.1 方法

2.1.1 研究對象

使用本課題組自編的“社會態(tài)度問卷”進行調(diào)查。問卷分為城市版和農(nóng)村版,二者在個別題目的情境設(shè)置上有所差異。城市版問卷選取廣東省廣州市中心城區(qū)越秀區(qū)和海珠區(qū),以及非中心的番禺區(qū),在人流較多的地鐵和廣場等公共場所隨機發(fā)放調(diào)查問卷。一共發(fā)放問卷570份,回收有效問卷548份;有效回收率 96.1%。農(nóng)村版問卷選取廣西岑溪市波塘鎮(zhèn)和桂平市西山鎮(zhèn)、紫荊鎮(zhèn)的 8個村;通過入戶調(diào)查的形式發(fā)放問卷430份,回收有效問卷362份;有效回收率84.2%。每名被調(diào)查者在完成問卷后,研究人員會贈送一份小禮品以示感謝。

參與調(diào)查的城市居民平均年齡為 34.82歲(年齡范圍為 15～82歲),其人口統(tǒng)計學變量如下表1所示。參與調(diào)查的農(nóng)村居民平均年齡為37.13歲(年齡范圍為18～63歲),其人口統(tǒng)計學變量如下表2所示。

圖1 研究理論模型及變量關(guān)系示意圖

表1 參與調(diào)查城市居民的人口統(tǒng)計學變量(n=548)1

表2 參與調(diào)查農(nóng)村居民的人口統(tǒng)計學變量(n=362)

2.1.2 變量測量

問卷使用5點的Likert型量表。各測量題項的來源及信度如下：

現(xiàn)實威脅,共 4個題項。改編自 Stephan等(2002)開發(fā)的量表,如“在這個國家,官員擁有超過其應(yīng)得的經(jīng)濟權(quán)力”選項從“1 非常不同意”到“5非常同意”。城市版的Cronbach’s α系數(shù)(以下用α表示)為 0.90;農(nóng)村版的 Cronbach’s α 系數(shù)(以下用α表示)為0.90。分值越高表示現(xiàn)實威脅越強。

認同威脅,共3個題項。改編自Ethier和Deaux(1990)開發(fā)的量表,如“在這個國家,百姓屬于弱勢群體,官員屬于強勢群體”選項從“1 非常不同意”到“5 非常同意”。α=0.87;α=0.92。分值越高表示認同威脅越強。

群體效能、群體憤怒和集群行為意向的測量使用情景模擬,以“強拆” (城市版)和“征地” (農(nóng)村版)為背景,設(shè)置了一個政府補償不盡合理的方案。然后假設(shè)被調(diào)查者為被拆戶或被征戶,據(jù)此回答與這三個變量有關(guān)的測量題項：

群體效能,共 3個題項(van Zomeren et al.,2004;van Zomeren,Spears,Leach,2008;α=0.89;α=0.89)。如“如果小區(qū)居民/村民聯(lián)合起來,能在此事件上改變當事人的不利局面”選項從“1 非常不同意”到“5 非常同意”。分值越高表示群體效能越強。

群體憤怒,共 3 個題項(同上;α=0.93;α=0.89)。如“作為小區(qū)居民/村民,面對此事件,您感到”選項從“1 非常憤怒”到“5 一點也不憤怒”。反向計分,分值越高表示群體憤怒越高。

集群行為意向測量。詢問被調(diào)查者“如果小區(qū)(村)內(nèi)有住戶(村民)號召大家抵制搬遷,除非政府能夠提出一個針對所有人的公平合理的新賠償方案。您是否愿意響應(yīng)他/她的號召？”選項從“1 非常不愿意”到“5非常愿意”。分值越高表示集群行為意向越強。

2.1.3 分析工具

本研究采用SPSS 20.0和AMOS 20.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。具體而言,采用SPSS 20.0進行描述統(tǒng)計和相關(guān)分析,采用 AMOS 20.0通過結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation model;SEM)技術(shù)考察群際威脅通過群體效能和群體憤怒作用于集群行為意向的雙路徑機制,對理論模型進行擬合。在分析中,選取以下常用指數(shù)作為模型擬合度的判斷標準：比較擬合指數(shù)(comparative fit index;CFI)、規(guī)范擬合指數(shù)(normed fit index;NFI)與近似均方根誤差(root mean square error of approximation;RMSEA)。一般來說,CFI和NFI大于0.90,RMSEA小于0.08,說明模型擬合較好(Hu &Bentler,1999)。

2.2 結(jié)果

2.2.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

考慮到人口統(tǒng)計學變量與各研究變量相關(guān)的潛在影響,控制性別、年齡、宗教信仰、政治面貌、婚姻狀況和最高教育程度求偏相關(guān)。

由表3可知,對于城市樣本而言,現(xiàn)實威脅、認同威脅、群體效能和群體憤怒與集群行為意向之間的相關(guān)均顯著(

p

<0.001);且前因變量(現(xiàn)實威脅和認同威脅)與中介變量(群體效能和群體憤怒)間的相關(guān)也分別達到顯著水平(

p

<0.001)。此外,現(xiàn)實威脅與認同威脅中度正相關(guān)(

r

=0.47;

p

<0.001)。

由表4可知,對于農(nóng)村樣本而言,各變量間的相關(guān)趨勢與城市樣本一致。因此不再贅述。

表3 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間偏相關(guān)(城市樣本)

2.2.2 假設(shè)檢驗

首先根據(jù)圖1的理論模型對城市樣本的雙路徑模型進行擬合。初步結(jié)果如下：c=24.47,

df

=2,

p

<0.001;CFI=0.97,NFI=0.97,RMSEA=0.14。

p

值小于0.001,表示理論模型與結(jié)構(gòu)模型不契合。于是對模型進行修正,考慮到前因變量、中介變量與結(jié)果變量相關(guān)(見表3),建立起群際威脅與集群行為意向的直接聯(lián)系,變?nèi)后w效能和群體憤怒為部分中介。再去除不顯著的路徑,得到最終模型(見圖2)。模型擬合系數(shù)表明,該結(jié)構(gòu)模型擬合情況良好：c=1.90,

df

=1,

p

=0.17;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA=0.04。對集群行為意向的解釋方差

R

=0.42。其次根據(jù)圖1的理論模型對農(nóng)村樣本的雙路徑模型進行擬合。初步結(jié)果如下：c=24.96,

df

=2,

p

<0.001;CFI=0.96,NFI=0.96,RMSEA=0.18。

p

值小于0.001,表示理論模型與結(jié)構(gòu)模型不契合。于是對模型進行修正,考慮到前因變量、中介變量與結(jié)果變量相關(guān)(見表4),建立起群際威脅與集群行為意向的直接聯(lián)系,變?nèi)后w效能和群體憤怒為部分中介。再去除不顯著的路徑,得到最終模型(見圖3)。模型擬合系數(shù)表明,該結(jié)構(gòu)模型擬合情況良好：c=2.53,

df

=1,

p

=0.11;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA=0.06。對集群行為意向的解釋方差

R

=0.47。綜合城市與農(nóng)村樣本的雙路徑模型,可發(fā)現(xiàn)：1) 群體效能部分中介現(xiàn)實威脅與集群行為意向的關(guān)系(部分支持

H1a

);群體效能完全中介認同威脅與集群行為意向的關(guān)系(支持

H1b

)。因此,H1基本得證,即群體效能是群際威脅影響集群行為意向的中介變量。2) 群體憤怒部分中介現(xiàn)實威脅與集群行為意向的關(guān)系(部分支持

H2a

);群體憤怒完全中介認同威脅與集群行為意向的關(guān)系(支持

H2b

)。因此,H2基本得證,即群體憤怒是群際威脅影響集群行為意向的中介變量。

表4 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間偏相關(guān)(農(nóng)村樣本)

圖2 群際威脅影響集群行為意向的雙路徑模型(城市)

圖3 群際威脅影響集群行為意向的雙路徑模型(農(nóng)村)

接下來在雙路徑模型成立的基礎(chǔ)上進一步討論中介作用的大小(溫忠麟,張雷,侯杰泰,劉紅云,2004;溫忠麟,侯杰泰,張雷,2005;Zhou &Wang,2012)。根據(jù)圖2所示,城市模型中,現(xiàn)實威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.39×0.35≈0.137;現(xiàn)實威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.23×0.29≈0.067。前者遠大于后者。根據(jù)圖3所示,農(nóng)村模型中,現(xiàn)實威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.41×0.32≈0.131;現(xiàn)實威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.21×0.36≈0.076。前者亦大于后者。綜上,H3得證,即現(xiàn)實威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介作用強于其通過群體憤怒影響集群行為意向的中介作用。同理,根據(jù)圖2所示,城市模型中,認同實威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.41×0.29≈0.119;認同威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.11×0.35≈0.039。前者遠大于后者。根據(jù)圖3所示,農(nóng)村模型中,認同實威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.39×0.36≈0.140;認同威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介效應(yīng)為：0.11×0.32≈0.035。前者遠大于后者。綜上,H4得證,即認同威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介作用強于其通過群體效能影響集群行為意向的中介作用。

2.3 討論

研究一取樣自經(jīng)濟發(fā)達的廣州市和經(jīng)濟欠發(fā)達的廣西農(nóng)村,通過對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)(

n

=910)的分析,試圖建立民眾面臨的群際威脅影響集群行為的雙路徑模型。所得結(jié)果基本驗證了該模型的有效性。且對比圖2和圖3可發(fā)現(xiàn),城市模型和農(nóng)村模型的作用機制是一致的：民眾感知到的群際威脅(現(xiàn)實威脅和認同威脅)成為誘發(fā)其集群行為的重要前提,在特定的情境中,經(jīng)由群體效能和群體憤怒的中介,最終導(dǎo)致個體采取集群行為的應(yīng)對方式與政府進行互動。此外,研究還證實,現(xiàn)實威脅對群體效能的影響更大;認同威脅則更易激起民眾的群體憤怒情緒。兩種威脅因素在作用路徑上的差異,一方面印證了群際威脅分類的必要性(張婍等,2009;Li &Zhao,2012);另一方面也說明,面對不同類型的威脅,民眾的認知評價(群體效能)和情緒體驗(群體憤怒)對集群行為意向的影響是存在差異的。這正體現(xiàn)了雙路徑模型的價值——只有將基于問題的應(yīng)對路徑與基于情緒的應(yīng)對路徑相結(jié)合,才能較好地解釋群際威脅下民眾的集群行為意向。

為什么群體效能和群體憤怒沒有完全中介現(xiàn)實威脅與集群行為意向之間的關(guān)系呢？一個可能的解釋是,相對于認同威脅,現(xiàn)實威脅與群體成員的直接利益聯(lián)系的更加緊密——案例分析顯示,絕大多數(shù)群體性事件的起因是為了參與者的現(xiàn)實問題,尤以經(jīng)濟利益問題為重(肖唐鏢,2012)。因此,當成員感知到現(xiàn)實威脅的存在時,即便對采取集群行為的后果無十足把握(即群體效能不高),群體憤怒情緒尚未充分醞釀,部分成員個體也可能選擇放手一搏。張書維等(2012)的實驗研究已經(jīng)證實,在群體利益受損進而威脅到每一個體利益的情境下,個體參與集群行為的可能性始終維持在較高水平。

研究一的不足在于,抽樣過程中由于各種限制的存在,無法做到完全隨機。盡管通過城市和農(nóng)村兩方面來源的數(shù)據(jù)相互印證,已在一定程度上彌補抽樣的局限,但如果要得出推論性的結(jié)論,則抽樣過程應(yīng)嚴格遵循隨機取樣的標準。其次,問卷調(diào)查的方法難以真正檢驗變量間的因果關(guān)系,本研究所得結(jié)論的內(nèi)部效度尚需檢驗。第三,群體認同在雙路徑模型中的作用,本研究也并未涉及。因此,研究二將通過一個實驗室研究,在進一步檢驗雙路徑模型有效性的同時,深度聚焦群體認同如何調(diào)節(jié)民眾面臨的群際威脅到集群行為的作用。

3 研究二：群際威脅到集群行為意向的雙路徑模型——群體認同的調(diào)節(jié)作用

研究一只考察了雙路徑模型的中介作用,群體認同是否會調(diào)節(jié)群際威脅作用于集群行為的雙路徑模型？如果是,那么調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用機制如何？研究二擬通過情境模擬的方法探索這一問題,檢驗假設(shè)5-7。本研究所涉及的變量間關(guān)系如圖1所示,路徑上的圓圈表示需要關(guān)注中介變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.1 方法

3.1.1 被試

被試為203名廣州市某大學選修《社會心理學》公選課的在校本科生(年級包括大一大二大三)。年齡在18～22歲(

M

=19.6,

SD

=1.03),男105名,女98名。所學涵蓋文理醫(yī)工30個不同專業(yè)。被試是在 “新型城市化下的廣州青年——廣州青年發(fā)展現(xiàn)狀調(diào)查” 研究項目的名義下參與實驗的。實驗完成后,每名被試均能獲得相同的實驗參與得分(20分)作為實驗報酬,計入本門課程的總成績(滿分100 分)。

3.1.2 實驗程序

本實驗為2(現(xiàn)實威脅：高,低) × 2(認同威脅：高,低) × 2(群體認同凸顯：凸顯特殊群體認同,凸顯一般群體認同)被試間設(shè)計。因變量為集群行為意向。

被試被隨機分配到 8個實驗條件下,共 8組;有三組為26人,其余五組為25人。所有被試被安排在同一間大會議室內(nèi),整個實驗期間獨立活動,單獨閱讀材料填答問卷,在實驗過程中無互動。故本研究收集和分析的數(shù)據(jù)仍屬個體水平。實驗伊始,主試向被試介紹實驗?zāi)康?廣州青年發(fā)展現(xiàn)狀調(diào)查)、規(guī)則及報酬等信息。

實驗分4個步驟：

首先,對被試進行群體認同顯著性的操縱(van Zomeren,Spears,Leach,2008;張書維等,2012)：特殊群體認同凸顯組,要求被試用文字描述并寫下“作為一名廣州高校學子,您的一周是怎樣度過的？”一般群體認同凸顯組,要求被試用文字描述并寫下“作為一名廣州青年,您的一周是怎樣度過的？”為了強化被試凸顯的群體認同,用豎立標準的方式(Normative fit),在被試作答完成后,特殊群體認同凸顯組每名被試看一張印有“一名廣州高校學子的典型一周是如何度過的”的材料;在一般群體認同凸顯組每名被試看一張印有“一名廣州青年的典型一周是如何度過的”的材料。閱讀這部分材料后填寫一份包括群體認同操縱檢驗題目及幾道填充題(內(nèi)容涉及職業(yè)生涯規(guī)劃)在內(nèi)的問卷一。

其次,對被試進行現(xiàn)實威脅的操縱。向被試分發(fā)現(xiàn)實威脅的實驗材料,材料中用文字和圖表的形式描述了在“史上最難就業(yè)年”及控制城市人口雙重背景下廣州市政府所采取的應(yīng)對措施。其中,高現(xiàn)實威脅水平：未來四年非廣州籍的應(yīng)屆畢業(yè)生的進穗戶口指標名額大幅縮減,廣州本地籍應(yīng)屆畢業(yè)生若畢業(yè)當年未實現(xiàn)就業(yè)則需繳納 500元/人的就業(yè)培訓(xùn)費;低現(xiàn)實威脅水平：未來四年非廣州籍的應(yīng)屆畢業(yè)生的進穗戶口指標名額小幅縮減,廣州本地籍應(yīng)屆畢業(yè)生若畢業(yè)當年未實現(xiàn)就業(yè)則需繳納 300元/人的就業(yè)培訓(xùn)費。該操縱法借鑒了Kamans等(2011)的范式。被試閱讀完這部分材料后,填寫一份包括現(xiàn)實威脅操縱檢驗,群體認同測量及幾道填充題在內(nèi)的問卷二。之所以再次測量群體認同,為的是檢查對現(xiàn)實威脅的操縱是否會引起群體認同的變化。

第三,對被試進行認同威脅的操縱。讓所有被試閱讀一個“廣州市政府對外承諾緩建的‘白云山隧道工程’,其實一直處在緊鑼密鼓的施工前期準備之中”的真實事件報道。其中,高認同威脅水平：在與廣外學生代表的互動中,廣州市政府相關(guān)部門表現(xiàn)得很強勢且非常不尊重學生;低認同威脅水平：在與廣外學生代表的互動中,廣州市政府相關(guān)部門表現(xiàn)得比較強勢且不太尊重學生。之后讓被試作答調(diào)查問卷三。問卷三中包括對認同威脅操縱檢驗題目,群體認同測量,群體憤怒,群體效能和集群行為意向及幾道填充題的測量。

第四,發(fā)放個人信息及保密協(xié)議讓被試填寫,以及對實驗意圖的猜測。完成后向被試說明真實研究意圖,告知實驗材料是虛構(gòu)的,求得被試諒解,并再次鄭重強調(diào)保密承諾的重要性及保密協(xié)議的法律效力。

3.1.3 變量操縱與測量

現(xiàn)實威脅1個題項,改編自Kamans等(2011),自用于自變量操縱檢驗?！皬V州市即將出臺的措施,對于今后四年內(nèi)廣州高校學子的整體利益而言”選項從“1非常不利”至“5 非常有利”。操作化反映現(xiàn)實威脅的定義(Jackson,1993)。反向計分,分值越高表示現(xiàn)實威脅越強。

認同威脅1個題項,用于自變量操縱檢驗?！吧鲜霾牧现?您認為就修建白云山隧道工程一事,在與學生群體的互動中,廣州市政府的地位”選項從“1非常弱勢”至“5 非常強勢”。操作化反映認同威脅的定義(Tajfel &Turner,1986)。分值越高表示認同威脅越強。

群體認同3個題項(Doosje,Ellemers,&Spears,1995;

α

=0.71),用于自變量操縱檢驗。如“我將自己視為一名廣州高校學子”;選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示群體認同越強。群體效能3個題項(同研究一;

α

=0.90),如“如果廣州市高校學子聯(lián)合起來,能在前述限制進穗指標和修建隧道兩件事中改變學生群體的不利局面”,選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示群體效能越強。群體憤怒3個題項(同研究一;

α

=0.86),如“作為一名廣州高校學子,面對廣州市將限制進穗指標和修建隧道兩件事,您感到”選項從“1 非常憤怒”至“5 一點也不憤怒”。反向計分,分值越高表示群體憤怒越高。集群行為意向 2個題項(張書維等,2012;

α

=0.84)：廣州市某高校在校生于近日成立了一個名為“學在廣州戀上羊城”的學生社團,……,提出“增指標,反隧道,愛廣州”的行動口號。該社團將于近日發(fā)起網(wǎng)上和網(wǎng)下的同步簽名行動?！澳欠裨敢獍l(fā)送自己的姓名到指定郵箱以支持？”和“您是否愿意在學校食堂前即將布置的簽名橫幅上簽名？”選項從“1 非常不愿意”至“5 非常愿意”。分值越高表示集群行為意向越強。

3.2 結(jié)果

203名被試中,有 3名被試部分猜測到實驗意圖(回答中提及“認同感”、“歸屬感”、“群體意識”等字眼);故將這3名被試的數(shù)據(jù)刪除。剩余的200個有效樣本中,男生103名,女生97名。且剛好每組被試均為25名。

3.2.1 操縱檢驗

現(xiàn)實威脅操縱的有效性通過比較現(xiàn)實威脅高低兩組的現(xiàn)實威脅分數(shù)來檢驗。本實驗中,現(xiàn)實威脅的均值為4.22 (

SD

=0.59)。對高低兩組的現(xiàn)實威脅進行獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),低現(xiàn)實威脅組的分數(shù)(

M

=3.99,

SD

=0.50)顯著低于高現(xiàn)實威脅組(

M

=4.45,

SD

=0.58),

t

(198)=-6.02,

p

<0.001。因此,實驗對“現(xiàn)實威脅”這一變量的操縱是有效的。認同威脅操縱的有效性通過比較認同威脅高低兩組的認同威脅分數(shù)來檢驗。本實驗中,認同威脅的均值為4.36 (

SD

=0.56)。對高低兩組的認同威脅進行獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),低認同威脅組的分數(shù)(

M

=4.16,

SD

=0.53)顯著低于高認同威脅組(

M

=4.56,

SD

=0.52),

t

(198)=-5.14,

p

<0.001。因此,實驗對“認同威脅”這一變量的操縱是有效的。群體認同操縱的有效性通過比較一般群體認同凸顯和特殊群體認同凸顯兩組的群體認同分數(shù)的高低來檢驗。由于群體認同進行了三次測量,將第一次測量所得分數(shù)記為 GI_1 (

M

=3.76,

SD

=0.64);將第二次測量所得分數(shù)記為GI_2 (

M

=3.73,

SD

=0.66;α=0.724);將第三次測量所得分數(shù)記為GI_3 (

M

=3.74,

SD

=0.67;α=0.713)。首先,對一般群體認同凸顯組和特殊群體認同組的 GI_1進行獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),一般群體認同凸顯組的GI_1分數(shù)(

M

=3.53,

SD

=0.52)顯著低于特殊群體認同組(

M

=3.99,

SD

=0.66),

t

(198)=-5.43,

p

<0.001。這說明實驗對“群體認同顯著性”這一變量的操縱是有效的。其次,對一般群體認同凸顯組和特殊群體認同組的GI_2進行獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),一般群體認同凸顯組的GI_2分數(shù)(

M

=3.52,

SD

=0.57)仍顯著低于特殊群體認同組(

M

=3.95,

SD

=0.66),

t

(198)=-4.91,

p

<0.001。再檢查現(xiàn)實威脅的操縱是否引起群體認同的變化,將GI_1和GI_2進行配對樣本

t

檢驗,結(jié)果顯示差異不顯著,

t

(199)=1.427,

p

>0.10。第三,對一般群體認同凸顯組和特殊群體認同組的GI_3進行獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),一般群體認同凸顯組的GI_3分數(shù)(

M

=3.52,

SD

=0.59)仍顯著低于特殊群體認同組(

M

=3.95,

SD

=0.68),

t

(198)=-4.79,

p

<0.001。再檢查認同威脅的操縱是否引起群體認同的變化,將GI_1和GI_3進行配對樣本

t

檢驗,結(jié)果顯示差異不顯著,

t

(199)=0.89,

p

>0.10。綜上,說明實驗對群際威脅的操縱并未給被試帶來群體認同的顯著變化將GI_2和GI_3進行配對樣本檢驗,結(jié)果顯示差異亦不顯著,(199)=-0.399,>0.10。。

3.2.2 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間相關(guān)

由表5可初步知曉,群體效能和群體憤怒與因變量——集群行為意向顯著正相關(guān)(

p

<0.001),稍后的分析中會對這兩個變量的作用詳加闡述。

表5 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間相關(guān)(研究二)

表6 群體認同對現(xiàn)實威脅與集群行為意向關(guān)系的影響

3.2.3 群體認同對群際威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用

為驗證

H5

,將集群行為意向作為因變量,通過方差分析(ANOVA)探討群際威脅和群體認同凸顯兩個因素的影響。分兩步進行：第一步驗證

H5a

。結(jié)果(見表6)表明,現(xiàn)實威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),二者的交互作用亦顯著(

p

<0.05)。圖4顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低現(xiàn)實威脅的被試與高現(xiàn)實威脅的被試在集群行為意向上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-1.498,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高現(xiàn)實威脅的集群行為意向顯著高于低現(xiàn)實威脅的被試,

t

(98)=-4.274,

p<

0.001。由此可知,群體認同對現(xiàn)實威脅與集群行為意向關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高現(xiàn)實威脅的個體更可能參與集群行為。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與集群行為意向的正向關(guān)系更密切。因此,

H5a

得證。第二步驗證

H5b

。結(jié)果(見表7)表明,認同威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.01),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.01),二者的交互作用亦顯著(

p

<0.05)。圖5顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低認同威脅的被試與高認同威脅的被試在集群行為意向上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-0.62,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高認同威脅的集群行為意向顯著高于低認同威脅的被試,

t

(98)=-3.11,

p<

0.01。由此可知,群體認同對認同威脅與集群行為意向關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高認同威脅的個體更可能參與集群行為。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與集群行為意向的正向關(guān)系更密切。因此,

H5b

得證。

圖4 群體認同與現(xiàn)實威脅的交互作用(因變量：集群行為意向)

綜上,假設(shè)

H5

得證,即群體認同是群際威脅影響集群行為意向的調(diào)節(jié)變量。

上述分析已證實,群體認同對于群際威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用。那么,這一調(diào)節(jié)效應(yīng)是否通過群體效能和群體憤怒的中介作用實現(xiàn)？換言之,群體效能和群體憤怒在這當中是否起到一個中介的調(diào)節(jié)作用？對此從兩方面進行驗證：先證實存在中介的調(diào)節(jié);再分析這一調(diào)節(jié)作用的具體表現(xiàn)。

表7 群體認同對認同威脅與集群行為意向關(guān)系的影響

圖5 群體認同與認同威脅的交互作用(因變量：集群行為意向)

3.2.4 群體認同調(diào)節(jié)機制之群體效能的中介

首先探討群體認同對于現(xiàn)實威脅－集群行為意向有中介(群體效能)的調(diào)節(jié)作用。如圖6所示,分三步對模型加以檢驗(溫忠麟,張雷,侯杰泰,2006;溫忠麟,劉紅云,侯杰泰,2012;葉寶娟,溫忠麟,2013)。

第一,做集群行為意向?qū)ΜF(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的回歸,現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.26,

p

<0.05;圖中未予顯示),說明群體認同對現(xiàn)實威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用顯著(與表6結(jié)果一致);第二,做群體效能對現(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的回歸,現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.24,

p

<0.05;與表8結(jié)果一致);第三,做集群行為意向?qū)ΜF(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯和群體效能的回歸,群體效能的系數(shù)顯著(

β

=0.59,

p

<0.001),且現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)不顯著(

β

=-0.12,

p

>0.10),故群體認同對現(xiàn)實威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過中介變量群體效能而起作用。

圖6 群體效能中介現(xiàn)實威脅-集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

表8 群體認同對現(xiàn)實威脅與群體效能關(guān)系的影響

進一步分析群體效能有中介的調(diào)節(jié)作用的表現(xiàn)。通過方差分析探討現(xiàn)實威脅和群體認同凸顯兩個因素對群體效能的影響。結(jié)果(見表8)表明,現(xiàn)實威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.01),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),二者的交互作用亦顯著(

p

<0.05)。圖7顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低現(xiàn)實威脅的被試與高現(xiàn)實威脅的被試在群體效能上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-0.51,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高現(xiàn)實威脅的群體效能顯著高于低現(xiàn)實威脅的被試,

t

(98)=-3.25,

p<

0.01。由此可知,群體認同對現(xiàn)實威脅與群體效能關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高現(xiàn)實威脅的個體群體效能更強。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切。因此,

H6a

得證。

圖7 群體認同與現(xiàn)實威脅的交互作用(因變量：群體效能)

接下來探討群體認同對于認同威脅－集群行為意向有中介(群體效能)的調(diào)節(jié)作用。方法同上,步驟如下(結(jié)果見圖8)：

首先,做集群行為意向?qū)φJ同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯的回歸,認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.24,

p

<0.05;圖中未予顯示),說明群體認同對認同威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用顯著(與表7結(jié)果一致);其次,做群體效能對認同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯的回歸,認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)邊緣顯著(

β

=-0.20,

p

<0.10;與表9結(jié)果一致);最后,做集群行為意向?qū)φJ同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯和群體效能的回歸,群體效能的系數(shù)顯著(

β

=0.63,

p

<0.001),且認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)不顯著(

β

=-0.11,

p

>0.10),故群體認同對認同威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過中介變量群體效能而起作用。

圖8 群體效能中介認同威脅-集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

進一步分析群體效能有中介的調(diào)節(jié)作用的表現(xiàn)。通過方差分析探討認同威脅和群體認同凸顯兩個因素對群體效能的影響。結(jié)果(見表9)表明,認同威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),二者的交互作用邊緣顯著(

p

<0.10)。圖9顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低認同威脅的被試與高認同威脅的被試在群體效能上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-1.59,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高認同威脅的群體效能顯著高于低認同威脅的被試,

t

(98)=-4.31,

p<

0.001。由此可知,群體認同對認同威脅與群體效能關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高認同威脅的個體群體效能更強。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切。因此,

H6b

得證。綜上,

H6

得證,即群體認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過群體效能的中介作用實現(xiàn)。

表9 群體認同對認同威脅與群體效能關(guān)系的影響

3.2.5 群體認同調(diào)節(jié)機制之群體憤怒的中介

首先探討群體認同對于現(xiàn)實威脅－集群行為意向有中介(群體憤怒)的調(diào)節(jié)作用。方法同前,步驟如下(結(jié)果見圖10)：

第一,做集群行為意向?qū)ΜF(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的回歸,現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.26,

p

<0.05;圖中未予顯示),說明群體認同對現(xiàn)實威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用顯著(與表6結(jié)果一致);

圖9 群體認同與認同威脅的交互作用(因變量：群體效能)

第二,做群體憤怒對現(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的回歸,現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.23,

p

<0.05;與表10結(jié)果一致);第三,做集群行為意向?qū)ΜF(xiàn)實威脅、群體認同凸顯、現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯和群體憤怒的回歸,群體憤怒的系數(shù)顯著(

β

=0.63,

p

<0.001),且現(xiàn)實威脅×群體認同凸顯的系數(shù)不顯著(

β

=-0.12,

p

>0.10),故群體認同對現(xiàn)實威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過中介變量群體憤怒而起作用。

圖10 群體憤怒中介現(xiàn)實威脅-集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

表10 群體認同對現(xiàn)實威脅與群體憤怒關(guān)系的影響

進一步分析群體憤怒有中介的調(diào)節(jié)作用的表現(xiàn)。通過方差分析探討現(xiàn)實威脅和群體認同凸顯兩個因素對群體憤怒的影響。結(jié)果(見表10)表明,現(xiàn)實威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),二者的交互作用亦顯著(

p

<0.05)。圖11顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低現(xiàn)實威脅的被試與高現(xiàn)實威脅的被試在群體憤怒上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-1.33,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高現(xiàn)實威脅的群體憤怒顯著高于低現(xiàn)實威脅的被試,

t

(98)=-3.46,

p<

0.01。由此可知,群體認同對現(xiàn)實威脅與群體憤怒關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高現(xiàn)實威脅的個體群體憤怒更強。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切。因此,

H7a

得證。

接下來探討群體認同對于認同威脅－集群行為意向有中介(群體憤怒)的調(diào)節(jié)作用。方法同上,步驟如下(結(jié)果見圖12)：

第一,做集群行為意向?qū)φJ同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯的回歸,認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)顯著(

β

=-0.24,

p

<0.05;圖中未予顯示),說明群體認同對認同威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)作用顯著(與表7結(jié)果一致);第二,做群體憤怒對認同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯的回歸,認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)邊緣顯著(

β

=-0.20,

p

<0.10;與表11結(jié)果一致);第三,做集群行為意向?qū)φJ同威脅、群體認同凸顯、認同威脅×群體認同凸顯和群體憤怒的回歸,群體憤怒的系數(shù)顯著(

β

=0.65,

p

<0.001),且認同威脅×群體認同凸顯的系數(shù)不顯著(

β

=-0.11,

p

>0.10),故群體認同對認同威脅－集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過中介變量群體憤怒而起作用。進一步分析群體憤怒有中介的調(diào)節(jié)作用的表現(xiàn)。通過方差分析探討認同威脅和群體認同凸顯兩個因素對群體憤怒的影響。結(jié)果(見表11)表明,認同威脅的主效應(yīng)顯著(

p

<0.01),群體認同凸顯的主效應(yīng)顯著(

p

<0.001),二者的交互作用邊緣顯著(

p

<0.10)。圖13顯示對二者交互作用進行簡單效應(yīng)分析的結(jié)果。當特殊群體認同凸顯時,低認同威脅的被試與高認同威脅的被試在群體憤怒上無顯著差異,均處于較高水平,

t

(98)=-1.91,

p

>0.10;當一般群體認同凸顯時,高認同威脅的群體憤怒顯著高于低認同威脅的被試,

t

(98)=-2.90,

p<

0.01。由此可知,群體認同對認同威脅與群體憤怒關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用：在一般群體認同凸顯的條件下,高認同威脅的個體群體憤怒更強。換言之,相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時認同威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切。因此,

H7b

得證。綜上,

H7

得證,即群體認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過群體憤怒的中介作用實現(xiàn)。

圖11 群體認同與現(xiàn)實威脅的交互作用(因變量：群體憤怒)

圖12 群體憤怒中介認同威脅-集群行為意向的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

表11 群體認同對認同威脅與群體憤怒關(guān)系的影響

3.3 討論

3.3.1 群體認同的調(diào)節(jié)作用

研究二驗證了群體認同對群際威脅與集群行為意向的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。對比圖4和圖5可見,群體認同的調(diào)節(jié)作用是相似的：對于特殊群體認同凸顯的成員,無論現(xiàn)實威脅抑或認同威脅高低,都有較高的集群行為意向;對于一般群體認同凸顯的成員,只有現(xiàn)實威脅抑或認同威脅較高時,集群行為意向才更高。

為什么對于一般群體認同凸顯的成員,當群際威脅處于高水平時,集群行為意向會顯著的提高？一個可能的解釋就是群體認同作為集群行為的內(nèi)部 動 機 (intrinsic/internal motivation;Stürmer &Simon,2004),對于認同感高(凸顯)的成員而言,他們更多從群體的角度來計算得失;相比之下,認同感低(非凸顯)的成員更多從個體的角度來計算得失(Louis,Taylor,&Neil,2004;Blackwood &Louis,2012)。因此一旦所在群體受到威脅(無論程度高低),高認同感的成員比低認同感的成員會有更深刻的體驗,伴隨而來的自然是更強烈的對抗行為意愿;低認同感的成員只有當群體威脅嚴重進而可能直接影響到個體利益時,才可能從行動上謀求改變。

3.3.2 群體效能與群體憤怒對群體認同調(diào)節(jié)作用的中介效應(yīng)

研究二還驗證了作為中介變量的群體效能與群體憤怒對群體認同調(diào)節(jié)機制的作用。結(jié)果證實,群際威脅和群體認同的交互作用首先影響群體效能和群體憤怒,進而才對集群行為意向產(chǎn)生影響(圖6,圖8,圖10,圖12)。具體表現(xiàn)在相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時：現(xiàn)實威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切(圖7);認同威脅與群體效能的正向關(guān)系更密切(圖9);現(xiàn)實威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切(圖11);認同威脅與群體憤怒的正向關(guān)系更密切(圖13)。

圖13 群體認同與認同威脅的交互作用(因變量：群體憤怒)

群體效能和群體憤怒中介效應(yīng)的存在進一步揭示了群體認同調(diào)節(jié)群際威脅與集群行為意向關(guān)系的作用機制：對于認同感高(凸顯)的成員而言,之所以無論面臨現(xiàn)實或認同威脅的高低,都會有較高的集群行為意向是源于群際威脅下的他們擁有較高的群體效能感和群體憤怒感,在此二者的共同作用之下,易誘發(fā)較強的行為意愿。對于認同感低(非凸顯)的成員而言,當面臨的現(xiàn)實威脅或認同威脅較低時,他們的群體效能感和群體憤怒感也都不高,自然無法激起明顯的行為表現(xiàn);只有當面臨的現(xiàn)實威脅或認同威脅較高時,于公(群體)于私(個體),都難以接受,因此群體憤怒和群體效能就被充分調(diào)動起來,進而出現(xiàn)接近高認同者水平的集群行為意向(圖4和圖5)。綜上,群體認同這一集群行為的內(nèi)部動機是通過群體效能和群體憤怒的中介起作用的。張書維等(2012)的研究顯示了群體憤怒是群體認同調(diào)節(jié)群體相對剝奪-集群行為的中介,本研究則在群際威脅與集群行為意向的關(guān)系中,再次證實該效應(yīng),且首次厘清了群體憤怒與群體效能對群體認同調(diào)節(jié)機制的作用模式。

4 總討論

任何有關(guān)社會穩(wěn)定的理論都需解釋社會變革是如何產(chǎn)生的(van Zomeren,2013),而集群行為正因是社會變革的核心機制之一,故向來受到社會科學研究者、實踐家和決策者的高度重視(van Zomeren &Iyer,2009)。本研究聚焦群體性事件這一當下中國典型的集群行為,通過兩個子研究系統(tǒng)探討了民眾面臨的群際威脅通過群體效能和群體憤怒影響個體集群行為意向的雙路徑模型,進一步考察了群體認同在其中的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果有效回應(yīng)了本文開始提出的七個(組)研究假設(shè)：

首先,民眾面臨的群際威脅通過群體效能和群體憤怒雙路徑模型的中介作用而影響集群行為,假設(shè)1和假設(shè)2基本得到驗證。其中,現(xiàn)實威脅除了有群體效能和群體憤怒的中介路徑之外,還直接作用于集群行為意向。這與假設(shè)1a和2a有出入,即群體效能與群體憤怒是現(xiàn)實威脅-集群行為意向的部分而非完全中介。進一步分析群體效能和群體憤怒的中介效應(yīng)大小發(fā)現(xiàn),現(xiàn)實威脅通過群體效能影響集群行為意向的中介作用更強;認同威脅通過群體憤怒影響集群行為意向的中介作用更強。這一結(jié)果完全支持假設(shè)3和假設(shè)4。

其次,群體認同調(diào)節(jié)群際威脅作用于集群行為意向的雙路徑模型,假設(shè)5得到驗證。表現(xiàn)在相對于特殊群體認同凸顯的情況,一般群體認同凸顯時現(xiàn)實威脅與認同威脅影響集群行為意向的正向關(guān)系均更加密切。當特殊群體認同凸顯時,無論群際威脅的高低,群體成員的集群行為意向都很高。深入探究這一調(diào)節(jié)機制發(fā)現(xiàn),群體認同對集群行為的動員作用通過群體效能和群體憤怒的中介而實現(xiàn)：群際威脅和群體認同的交互作用首先影響群體效能和群體憤怒,進而才對集群行為意向產(chǎn)生影響。表現(xiàn)在無論何種類型的威脅,一般群體認同凸顯時群際威脅與群體效能和群體憤怒的正向關(guān)系均更密切。與此相對,特殊群體認同凸顯時無論群際威脅的高低,成員的群體效能和群體憤怒都停留在較高水平。這一結(jié)果完全支持假設(shè)6和假設(shè)7。

本研究的創(chuàng)新之處在于建立民眾面臨的群際威脅影響集群行為意向的作用路徑模型,并從調(diào)節(jié)變量(群體認同)角度分析在不同條件下的不同作用模式。且通過問卷調(diào)查與實驗室研究相結(jié)合的方法對理論模型進行驗證,這在相當程度上保證了研究結(jié)論的內(nèi)部效度和生態(tài)效度。盡管近幾年有關(guān)集群行為社會心理機制的實證研究中,雙路徑模型已得到廣泛的接受和認可(如 Stürmer &Simon,2009;van Zomeren et al.,2010;van Zomeren,Leach,Spears,2012;張書維等,2012;薛婷等,2013),但從未有研究直接關(guān)注不同群際威脅類型(現(xiàn)實威脅與認同威脅)對集群行為的影響,更無法進一步揭示其作用于集群行為的過程和條件。因此,本研究的理論貢獻在于探討了集群行為領(lǐng)域中新的研究問題。所得結(jié)果無論從深度上還是廣度上都是對已有研究領(lǐng)域的發(fā)展,并將對公共管理部門準確預(yù)測和有效化解群體性事件提供理論指導(dǎo)。

實踐方面,執(zhí)政者需更加重視現(xiàn)實中可能導(dǎo)致民眾群體利益受到威脅或損害的因素。一旦現(xiàn)實威脅產(chǎn)生,就可能直接誘發(fā)民眾的對抗行為。當現(xiàn)實威脅和認同威脅在短期內(nèi)不能夠得到消除或減緩時,不妨從降低民眾的群體效能和安撫民眾的群體(憤怒)情緒這兩方面入手,前者能夠更有效地抑制現(xiàn)實威脅與集群行為意向的聯(lián)系;后者能夠更有效地抑制認同威脅與集群行為意向的聯(lián)系。如何降低民眾的群體效能感和群體憤怒感？應(yīng)該從模糊特殊群體認同的角度入手。本研究顯示,一旦特殊群體身份被更一般的群體身份所替代,至少當群際威脅水平不高時,成員的群體效能感和群體憤怒感均能維持在較低水平,由此最大程度的減緩個體的集群行為意向。欲達此目的,就得想法設(shè)法使民眾的群體認同更加多元化,分散民眾對于某一特殊群體身份的關(guān)注度。當然,無論是降低群體效能,平復(fù)群體憤怒以及弱化群體認同,都是權(quán)宜之計。只有真正采取切實措施改善民眾福祉,提高弱勢群體地位,以此消除其面臨的現(xiàn)實威脅和認同威脅,才是群體性事件的治本之策。同時,要特別關(guān)注某一特殊群體認同凸顯的成員個體,他們很有可能成為群體性事件的發(fā)起者和中堅力量。

本研究尚存在以下兩個方面的不足。首先,采用集群行為意向來預(yù)測集群行為,盡管大量研究已證實前者對于后者有很好的預(yù)測力,但行為意向畢竟不能等同于實際的行為。后續(xù)如果能夠采用現(xiàn)場研究(field study)的范式,在真實的情境中觀察集群行為的發(fā)生發(fā)展過程,當能夠進一步考察本研究所得結(jié)論的可推廣性。其次,考慮到研究目的,本研究對群體效能和群體憤怒僅采取了測量的做法,較之操縱這二者探明其與集群行為意向的因果關(guān)系,解釋力自然不足。因此,應(yīng)客觀看待測量群體效能和群體憤怒所得的結(jié)果。

探明集群行為的動因機制,是我國當前公共管理領(lǐng)域重要而迫切的課題。本研究嘗試將集群行為的情境基礎(chǔ)——群際威脅(現(xiàn)實威脅與認同威脅),動力之源——群體效能、群體憤怒、群體認同整合進同一解釋模型中,為群體性事件的早期應(yīng)對提供了實證研究的支持。今后的研究,不僅應(yīng)改進上述的不足,還可以加入其它的變量,如分析道德感(morality)在個體參與集群行為過程中所扮演的角色(van Zomeren,2013),討論感知到的社會政治背景(sociopolitical context)對個體參與行為的影響(van Stekelenburg &Klandermans,in press),全面揭示集群行為的動力學特征。此外,還可以針對某些群體性事件的高危群體(如城市的拆遷戶群體和農(nóng)村的失地農(nóng)民),進一步檢驗本研究所得結(jié)論的適用性。

致謝

：特別感謝中國科學院心理研究所周潔博士以及匿名審稿人和編委提出的寶貴修改意見。Ajzen,I.,&Fishbein,M.(1980).

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