群际威胁与集群行为意向：群体性事件的双路径模型*

2013-02-03 03:23张书维

心理学报 2013年12期

张书维

(中山大学中国公共管理研究中心、政治与公共事务管理学院,广州 510275)

1 问题提出

当前,群体性事件已成为我国重要的社会不稳定因素,亦是各级政府在处理时倍感棘手的公共问题。有学者预测,至少到2020年都将是群体性事件的频发期(王晓东,2006)。群体性事件指部分群众与当地党政部门或强势社会集团的对抗性冲突(王二平,2009),尤其是民众与政府和官员的抗争性互动(肖唐镖,2012)。其形式多见于不满群众围攻当地政府机关,损毁公务用车等(O’Brien,2002)。“社会抗争”已成为近年来中国公民政治表达和公众参与的新渠道(肖滨,2012)。国内研究者对于群体性事件所属的范畴达成初步共识,将其视为当下我国典型的集群行为(collective action/behavior) (张书维,周洁,王二平,2009;陈浩,薛婷,乐国安,2010/2012;弯美娜,刘力,邱佳,杨晓莉,2011;秦强,郭星华,2011),即群体成员参与为改善群体现状的行动(Wright,Taylor,&Moghaddam,1990;Wright,2009),具体表现为请愿、罢工、抗议、示威等(Walker &Smith,2002)。无论中国社会的群体性事件抑或西方背景的集群行为,均是民众在现行体制之外的利益诉求方式(张书维,王二平,2011;赵鼎新,2006)。二者的区别在于：群体性事件的行动者与行动对象分别为“民” (当地群众)与“官” (当地党政机关及其管理者),即使是那些非官方的强势社会集团,如当地的国有或民营企业,它们行为的背后,也总能看到当地党政部门意志的影子;而集群行为的互动双方则更加宽泛,可以由不同社会阶层及种族群体构成,冲突的矛头也并不必然指向行政当局。尽管社会学、政治学和历史学等多学科的视角都聚焦于集群行为,但来自心理学的解释无疑是最重要的(van Zomeren,Postmes,&Spears,2012)——当经济和社会态势为集群行为的产生提供土壤时,问题即变为解释个体参与集群行为的动机(van Zomeren,Postmes,&Spears,2008)。社会心理学认为,对抗性的集群行为如果不能得到有效化解,有可能发展为行动目标更为明确、组织性更高的社会运动(social movements)和社会革命(Tajfel,1982;van Stekelenburg,2010)。因此,探明集群行为的社会心理机制,不仅有助于理解群体性事件的动力学特征,也可以为化解此类事件的策略提供技术支持,将冲突后果和处置代价降至最低。

对于集群行为参与动机的解释,双路径模型(dual-pathway model;van Zomeren,Spears,Fischer,&Leach,2004)是当前应用比较广泛的理论。该理论认为各种影响因素均是通过群体愤怒(group-based anger)和群体效能(group efficacy)两条路径作用于集群行为的。其中,群体愤怒路径反映了参与者基于情绪的应对方式(emotion-focused coping approach),即通过情绪调整影响最终行为;而群体效能路径反映了参与者基于问题的应对方式(problem-focused coping approach),即通过对信息的认知和分析决定最终行为。有关群体愤怒和群体效能影响集群行为的研究均支持了上述双路径模型。具体而言,先前有关集群行为或行为意向的研究均发现了群体愤怒情绪的重要动员作用(如Iyer,Schmader,&Lickel,2007;Leach,Iyer,&Pedersen,2007;Smith,Cronin,&Kessler,2008;Tausch &Becker,2013;Zhou &Wang,2012)。在集群行为中发泄愤怒情绪是个体参与的重要驱动原因之一(Leonard,Moons,Mackie,&Smith,2011;Livingstone,Spears,Manstead,Bruder,&Shepherd,2011;Shepherd,Spears,&Manstead,2013),而群体愤怒还会增加集群行为的冒险性,使群体成员采取更激进的行为方式(Rydell et al.,2008;Halperin &Gross,2011)。与此同时,群体效能是群体成员对通过共同努力能够实现群体目标的信念(Bandura,1995),被视为集群行为另一个独立的解释变量(Doosje,Spears,&Ellemers,2002;Hornsey et al.,2006;van Zomeren,Postmes,&Spears,2008)。在许多情境下,群体效能都可以很好地解释和预测弱势群体的集群行为(Mummendey,Kessler,Klink,&Mielke,1999;Corcoran,Pettinicchio,&Young,2011)。

近年来,研究者在聚焦集群行为的过程机制之外,开始关注影响集群行为产生的前因变量,如新近研究显示道德信仰(moral conviction)、非公正性评价(injustice appraisals)、反事实思维(counterfactual thoughts)、群际接触(intergroup contact)等因素均可通过群体愤怒和群体效能的双路径模型影响集群行为(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,引发集群行为的情境因素不仅是一个背景信息,更可以作为一个变量来考虑(张书维,王二平,周洁,2012)。而不同类型的群际威胁(intergroup threat)可以将不同的情境进行区分(黄雨晴,2012),帮助揭示由于源头不同而导致的行为路径上的差异。本研究的目的即在于将集群行为的前因——群际威胁纳入双路径模型之中,采用问卷调查和实验室情境设计的方法,探讨不同威胁类型影响集群行为的过程和条件。

群际威胁指在社会情境中,某一群体所具有的资源、信念和价值观等各种特征对另一群体的存在、发展和目标产生的威胁(张婍,冯江平,王二平,2009)。它发生在一个群体的行动、信念及特征对另一个群体的目标及福祉构成挑战或危害之时(Riek,Mania,&Gaertner,2006;Stephan,Ybarra,&Morrison,2009)。与强势群体相比,弱势群体会经历更多的群际威胁,从而易引发其针对强势外群体的对抗行为(Kamans,Otten,&Gordijn,2011)。群体性事件的参与民众,在个体或群体利益方面,都曾有过不同程度的相对剥夺体验,即对自身不利地位的感知(张书维等,2009;张书维,王二平,周洁,2010;Zhang,Wang,&Chen,2011),自然是弱势一方。因此,民众感知的群际威胁成为最终爆发群体性事件的重要诱因(弯美娜,2011)。而政府作为强势群体的符号化代表,在群体性事件中,往往被民众视为群际威胁产生的源头。

依据不同的理论来源和威胁本身的特点,研究者提出了各种类型的群际威胁。整合起来分为三大类：现实威胁(realistic threat)、认同威胁(identity threat)和文化威胁(cultural threat) (张婍等,2009)。现实威胁指所有威胁到群体或群体成员福利(welfare)的因素,包括政治权力、经济权力和身体健康等(Stephan &Renfro,2002;Jackson,1993)。认同威胁指在社会比较的情况下,由于群体地位的差异而产生的威胁感,威胁到个体的社会认同(王沛,刘峰,2007;Branscombe,Ellemers,Spears,&Doosje,1999;Tajfel &Turner,1986)。文化威胁指知觉到群体之间在社会道德、规范和价值等社会特征或语言、习俗和生活方式等人际特征上的差异(Zarate,Garcia,Garza,&Hitlan,2004)。另一方面,根据群体性事件在目的、特征和行动指向上的不同,可将其分为基于利益表达的“集体维权事件”,基于不满宣泄的“社会泄愤事件”和基于民族矛盾及宗教问题的“社会骚乱事件” (于建嵘,2009;王赐江,2010;徐行,王海峰,2010)。由以上界定可看出,现实威胁情境下易导致的是旨在维护、争取和实现自身利益的集体维权事件;认同威胁情境下易导致的是无明确利益诉求,重在发泄不满的社会泄愤事件。集体维权事件和社会泄愤事件构成目前我国群体性事件的主体。就我国国情而言,不同地域和民族的人群基本处于共同的文化背景和传统之下,文化威胁即使存在也并不突出。因此,本研究聚焦现实威胁和认同威胁,深入探讨这两种威胁情境下群体性事件的作用机制。

大量证据显示,群际威胁的直接后果就是导致弱势群体对(强势)外群体的消极态度,如偏见(prejudice)、刻板印象(stereotype)等(Riek et al.,2006;Riek,Mania,Gaertner,McDonald,&Lamoreaux,2010;Schlueter &Scheepers,2010)。伴随而来的多是歧视(discrimination)、报复(retaliation)、退出(withdrawal)等个体行为反应(Stephan et al.,2009;Yuki &Yokota,2009)。Kamans等(2011)的研究将群际威胁与对抗性的集群行为联系在一起,但仅聚焦于现实威胁(身体安全威胁与经济障碍威胁),没有区分现实威胁和认同威胁对集群行为的不同作用。此外,根据整合威胁理论(Integrated Threat Theory,ITT;Stephan &Renfro,2002;Stephan &Stephan,2000),群体层面的威胁会使其成员产生外部导向的愤怒和敌意情绪;个体层面的威胁则使其成员产生内部导向的恐惧和悲伤情绪。群际情绪理论(Intergroup Emotions Theory,IET;Mackie,Devos,&Smith,2000;Miller,2006;Smith,1993)进一步指出,当本群体受到来自外群体的威胁时,若其成员相信本群体的力量并对行为后果有把握,会激发成员的愤怒情绪,易导致对抗或伤害外群体(无论是言语上还是身体上)的攻击行为;反之则启动恐惧情绪,进而对外群体回避。据此推测,群体愤怒和群体力量将成为群际威胁与集群行为的中介变量。群体效能表达的就是成员对本群体所拥有资源的主观认识(Klandermans,1984),是群体力量的直接体现(郑昱,王二平,2011)。

现实生活中,某次集群行为的爆发往往是偶然的,无法准确预知。故通过问卷调查行为意向(intention)来预测作答者的行为反应就成为研究者普遍使用的方法。社会心理学有关个体态度-行为关系的理论已证明,在难以获得实际的行为时,行为意向是与行为最接近的变量(Ajzen &Fishbein,1980;Fabrigar,Petty,Smith,&Crites,2006;Jonas,Diehl,&Bromer,1997;张书维等,2012)。

基于以上综述,提出研究假设1和假设2：

:群体效能是群际威胁影响集群行为意向的中介变量：

H1a

:群体效能是现实威胁影响集群行为意向的中介变量。

H1b

:群体效能是认同威胁影响集群行为意向的中介变量。

:群体愤怒是群际威胁影响集群行为意向的中介变量：

H2a

:群体愤怒是现实威胁影响集群行为意向的中介变量。

H2b

:群体愤怒是认同威胁影响集群行为意向的中介变量。

必须指出,集群行为双路径模型中涉及的群体愤怒和群体效能两个关键变量,都是群体成员基于所面临的群际威胁产生的情绪体验和认知评价。对于不同类型的威胁,群体成员的情绪体验和认知评价应存在差异。已有研究证实,无论是现实威胁还是认同威胁,都容易激发成员的愤怒情绪(Riek et al.,2006;Stephan et al.,2009),特别是认同威胁存在时(王沛,刘峰,2007)。另一方面,尽管鲜有研究探讨群际威胁对群体效能的影响,但由于群体效能在现实群体利益受损的情境下更易导致集群行为(张书维等,2012),因此现实威胁对群体效能的影响可能更大。与之相对应,认同威胁更可能影响成员的群体愤怒情绪。据此提出研究假设3和假设4：

:现实威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介作用强于其通过群体愤怒影响集群行为意向的中介作用。

:认同威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介作用强于其通过群体效能影响集群行为意向的中介作用。

作为各种复杂因素影响集群行为的过程和机制,双路径模型已经得到了广泛的实证支持(如Stürmer &Simon,2009;van Zomeren,Leach,&Spears,2010,2012;张书维等,2012;薛婷,陈浩,乐国安,姚琦,2013)。但是,这并不意味着在所有条件下集群行为的双路径模型都具有相同的作用模式。从以往研究看,有一个核心的调节变量——群体认同(group identity),会对其产生影响(Giguère &Lalonde,2010;Thomas,Mavor,&McGarty,2012)。

群体认同指个体与群体基于群体成员身份意义的心理联系,也就是个体将群体成员身份整合进其自我概念的程度(Tropp &Wright,2001)。研究表明,群体认同可以影响人们经历某一事件的情绪反应(Gordijn,Yzerbyt,Wigboldus,&Dumont,2006;Yzerbyt,Dumont,Wigboldus,&Gordijn,2003),能够在相当程度上决定群体愤怒情绪(Miller,2006;Smith,Seger,&Mackie,2007)。同时,群体认同与群体效能正相关(Kelly &Breinlinger,1995;Mummendey et al.,1999),群体认同能够增强成员的群体效能感(Klandermans,1997;Cakal et al.,2011)。因此,群体认同对集群行为的调节作用主要由于其会对群体愤怒和群体效能产生影响。群体认同与有关变量的交互作用经由群体愤怒和群体效能的中介最终影响集群行为(Smith &Mackie,2005;van Zomeren,Spears,&Leach,2008),呈现出一种中介的调节作用(James &Brett,1984)。具体来说,特殊群体认同凸显时,群体相对剥夺作用于群体愤怒和群体效能的路径会被弱化——无论群体相对剥夺高低,群体效能和群体愤怒均处于较强水平,由此导致的集群行为意向也始终维持在较高趋势;特殊群体认同非凸显(即一般群体认同凸显)时,群体相对剥夺通过群体愤怒和群体效能双路径模型影响集群行为的作用才会显露——此时一般群体认同凸显的个体通过更强的群体效能和群体愤怒的中介来激起更大的集群行为意向(张书维等,2012)。需注意,群体相对剥夺不同于群际威胁：群体相对剥夺条件下,强势群体只是弱势群体用来进行社会比较的参照群体,二者不存在必然的利益冲突;而群际威胁条件下,威胁者与被威胁者因利益或地位冲突而成为彼此对立的群体。因此,这一“中介的调节”作用是否会在群际威胁到集群行为的双路径模型中出现？已有研究尚未对此加以检验,故提出以下三组假设：

:群体认同是群际威胁影响集群行为意向的调节变量：

H5a

:群体认同是现实威胁影响集群行为意向的调节变量。具体而言,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与集群行为意向的正向关系更密切。

H5b

:群体认同是认同威胁影响集群行为意向的调节变量。具体而言,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与集群行为意向的正向关系更密切。

:群体认同的调节效应通过群体效能的中介作用实现：

H6a

:现实威胁和群体认同的调节作用通过群体效能的中介影响集群行为意向,表现为相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与群体效能的正向关系更密切。

H6b

:认同威胁和群体认同的调节作用通过群体效能的中介影响集群行为意向,表现为相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与群体效能的正向关系更密切。

:群体认同的调节效应通过群体愤怒的中介作用实现：

H7a

:现实威胁和群体认同的调节作用通过群体愤怒的中介影响集群行为意向,表现为相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与群体愤怒的正向关系更密切。

H7b

:认同威胁和群体认同的调节作用通过群体愤怒的中介影响集群行为意向,表现为相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与群体愤怒的正向关系更密切。将民众面临的群际威胁与集群行为的双路径模型结合起来,同时探讨群体认同在其中可能存在的调节作用;不仅能够把威胁情境的类型纳入同一研究框架,还能够辨明群体认同这一调节变量影响集群行为的作用机制,可以在一定程度上揭示出群体性事件的动态过程。为实现此目标,通过两个研究对此进行系统探讨。研究一采用问卷调查的方法,探讨民众面临的群际威胁影响集群行为意向的作用机制,建立现实威胁和认同威胁基于群体效能和群体愤怒作用于集群行为意向的双路径模型(检验

)。研究二在此基础上采用实验室实验的方法,进一步探讨作为调节变量,群体认同如何调节民众面临的群际威胁到集群行为意向的作用路径。考察在群体认同凸显和非凸显的条件下,现实威胁和认同威胁到集群行为意向的路径模型有何不同,以及在该调节效应中群体效能和群体愤怒的中介作用(检验

)。

本研究的理论模型及变量关系示意见图1。

2 研究一：民众面临的群际威胁影响集群行为意向的双路径模型

研究一试图回答民众面临的群际威胁是否通过群体愤怒和群体效能双路径模型的中介作用影响集群行为意向？即分别检验群体情绪体验和群体认知评价对于不同群际威胁-集群行为意向关系的中介作用及差异。研究将通过问卷法对假设1到假设4进行检验。

2.1 方法

2.1.1 研究对象

使用本课题组自编的“社会态度问卷”进行调查。问卷分为城市版和农村版,二者在个别题目的情境设置上有所差异。城市版问卷选取广东省广州市中心城区越秀区和海珠区,以及非中心的番禺区,在人流较多的地铁和广场等公共场所随机发放调查问卷。一共发放问卷570份,回收有效问卷548份;有效回收率 96.1%。农村版问卷选取广西岑溪市波塘镇和桂平市西山镇、紫荆镇的 8个村;通过入户调查的形式发放问卷430份,回收有效问卷362份;有效回收率84.2%。每名被调查者在完成问卷后,研究人员会赠送一份小礼品以示感谢。

参与调查的城市居民平均年龄为 34.82岁(年龄范围为 15～82岁),其人口统计学变量如下表1所示。参与调查的农村居民平均年龄为37.13岁(年龄范围为18～63岁),其人口统计学变量如下表2所示。

图1 研究理论模型及变量关系示意图

表1 参与调查城市居民的人口统计学变量(n=548)1

表2 参与调查农村居民的人口统计学变量(n=362)

2.1.2 变量测量

问卷使用5点的Likert型量表。各测量题项的来源及信度如下：

现实威胁,共 4个题项。改编自 Stephan等(2002)开发的量表,如“在这个国家,官员拥有超过其应得的经济权力”选项从“1 非常不同意”到“5非常同意”。城市版的Cronbach’s α系数(以下用α表示)为 0.90;农村版的 Cronbach’s α 系数(以下用α表示)为0.90。分值越高表示现实威胁越强。

认同威胁,共3个题项。改编自Ethier和Deaux(1990)开发的量表,如“在这个国家,百姓属于弱势群体,官员属于强势群体”选项从“1 非常不同意”到“5 非常同意”。α=0.87;α=0.92。分值越高表示认同威胁越强。

群体效能、群体愤怒和集群行为意向的测量使用情景模拟,以“强拆” (城市版)和“征地” (农村版)为背景,设置了一个政府补偿不尽合理的方案。然后假设被调查者为被拆户或被征户,据此回答与这三个变量有关的测量题项：

群体效能,共 3个题项(van Zomeren et al.,2004;van Zomeren,Spears,Leach,2008;α=0.89;α=0.89)。如“如果小区居民/村民联合起来,能在此事件上改变当事人的不利局面”选项从“1 非常不同意”到“5 非常同意”。分值越高表示群体效能越强。

群体愤怒,共 3 个题项(同上;α=0.93;α=0.89)。如“作为小区居民/村民,面对此事件,您感到”选项从“1 非常愤怒”到“5 一点也不愤怒”。反向计分,分值越高表示群体愤怒越高。

集群行为意向测量。询问被调查者“如果小区(村)内有住户(村民)号召大家抵制搬迁,除非政府能够提出一个针对所有人的公平合理的新赔偿方案。您是否愿意响应他/她的号召？”选项从“1 非常不愿意”到“5非常愿意”。分值越高表示集群行为意向越强。

2.1.3 分析工具

本研究采用SPSS 20.0和AMOS 20.0对数据进行统计分析。具体而言,采用SPSS 20.0进行描述统计和相关分析,采用 AMOS 20.0通过结构方程模型(structural equation model;SEM)技术考察群际威胁通过群体效能和群体愤怒作用于集群行为意向的双路径机制,对理论模型进行拟合。在分析中,选取以下常用指数作为模型拟合度的判断标准：比较拟合指数(comparative fit index;CFI)、规范拟合指数(normed fit index;NFI)与近似均方根误差(root mean square error of approximation;RMSEA)。一般来说,CFI和NFI大于0.90,RMSEA小于0.08,说明模型拟合较好(Hu &Bentler,1999)。

2.2 结果

2.2.1 描述性统计结果

考虑到人口统计学变量与各研究变量相关的潜在影响,控制性别、年龄、宗教信仰、政治面貌、婚姻状况和最高教育程度求偏相关。

由表3可知,对于城市样本而言,现实威胁、认同威胁、群体效能和群体愤怒与集群行为意向之间的相关均显著(

<0.001);且前因变量(现实威胁和认同威胁)与中介变量(群体效能和群体愤怒)间的相关也分别达到显著水平(

<0.001)。此外,现实威胁与认同威胁中度正相关(

=0.47;

<0.001)。

由表4可知,对于农村样本而言,各变量间的相关趋势与城市样本一致。因此不再赘述。

表3 描述统计结果及变量间偏相关(城市样本)

2.2.2 假设检验

首先根据图1的理论模型对城市样本的双路径模型进行拟合。初步结果如下：c=24.47,

=2,

<0.001;CFI=0.97,NFI=0.97,RMSEA=0.14。

值小于0.001,表示理论模型与结构模型不契合。于是对模型进行修正,考虑到前因变量、中介变量与结果变量相关(见表3),建立起群际威胁与集群行为意向的直接联系,变群体效能和群体愤怒为部分中介。再去除不显著的路径,得到最终模型(见图2)。模型拟合系数表明,该结构模型拟合情况良好：c=1.90,

=1,

=0.17;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA=0.04。对集群行为意向的解释方差

=0.42。其次根据图1的理论模型对农村样本的双路径模型进行拟合。初步结果如下：c=24.96,

=2,

<0.001;CFI=0.96,NFI=0.96,RMSEA=0.18。

值小于0.001,表示理论模型与结构模型不契合。于是对模型进行修正,考虑到前因变量、中介变量与结果变量相关(见表4),建立起群际威胁与集群行为意向的直接联系,变群体效能和群体愤怒为部分中介。再去除不显著的路径,得到最终模型(见图3)。模型拟合系数表明,该结构模型拟合情况良好：c=2.53,

=1,

=0.11;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA=0.06。对集群行为意向的解释方差

=0.47。综合城市与农村样本的双路径模型,可发现：1) 群体效能部分中介现实威胁与集群行为意向的关系(部分支持

H1a

);群体效能完全中介认同威胁与集群行为意向的关系(支持

H1b

)。因此,H1基本得证,即群体效能是群际威胁影响集群行为意向的中介变量。2) 群体愤怒部分中介现实威胁与集群行为意向的关系(部分支持

H2a

);群体愤怒完全中介认同威胁与集群行为意向的关系(支持

H2b

)。因此,H2基本得证,即群体愤怒是群际威胁影响集群行为意向的中介变量。

表4 描述统计结果及变量间偏相关(农村样本)

图2 群际威胁影响集群行为意向的双路径模型(城市)

图3 群际威胁影响集群行为意向的双路径模型(农村)

接下来在双路径模型成立的基础上进一步讨论中介作用的大小(温忠麟,张雷,侯杰泰,刘红云,2004;温忠麟,侯杰泰,张雷,2005;Zhou &Wang,2012)。根据图2所示,城市模型中,现实威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介效应为：0.39×0.35≈0.137;现实威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介效应为：0.23×0.29≈0.067。前者远大于后者。根据图3所示,农村模型中,现实威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介效应为：0.41×0.32≈0.131;现实威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介效应为：0.21×0.36≈0.076。前者亦大于后者。综上,H3得证,即现实威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介作用强于其通过群体愤怒影响集群行为意向的中介作用。同理,根据图2所示,城市模型中,认同实威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介效应为：0.41×0.29≈0.119;认同威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介效应为：0.11×0.35≈0.039。前者远大于后者。根据图3所示,农村模型中,认同实威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介效应为：0.39×0.36≈0.140;认同威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介效应为：0.11×0.32≈0.035。前者远大于后者。综上,H4得证,即认同威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介作用强于其通过群体效能影响集群行为意向的中介作用。

2.3 讨论

研究一取样自经济发达的广州市和经济欠发达的广西农村,通过对问卷调查数据(

=910)的分析,试图建立民众面临的群际威胁影响集群行为的双路径模型。所得结果基本验证了该模型的有效性。且对比图2和图3可发现,城市模型和农村模型的作用机制是一致的：民众感知到的群际威胁(现实威胁和认同威胁)成为诱发其集群行为的重要前提,在特定的情境中,经由群体效能和群体愤怒的中介,最终导致个体采取集群行为的应对方式与政府进行互动。此外,研究还证实,现实威胁对群体效能的影响更大;认同威胁则更易激起民众的群体愤怒情绪。两种威胁因素在作用路径上的差异,一方面印证了群际威胁分类的必要性(张婍等,2009;Li &Zhao,2012);另一方面也说明,面对不同类型的威胁,民众的认知评价(群体效能)和情绪体验(群体愤怒)对集群行为意向的影响是存在差异的。这正体现了双路径模型的价值——只有将基于问题的应对路径与基于情绪的应对路径相结合,才能较好地解释群际威胁下民众的集群行为意向。

为什么群体效能和群体愤怒没有完全中介现实威胁与集群行为意向之间的关系呢？一个可能的解释是,相对于认同威胁,现实威胁与群体成员的直接利益联系的更加紧密——案例分析显示,绝大多数群体性事件的起因是为了参与者的现实问题,尤以经济利益问题为重(肖唐镖,2012)。因此,当成员感知到现实威胁的存在时,即便对采取集群行为的后果无十足把握(即群体效能不高),群体愤怒情绪尚未充分酝酿,部分成员个体也可能选择放手一搏。张书维等(2012)的实验研究已经证实,在群体利益受损进而威胁到每一个体利益的情境下,个体参与集群行为的可能性始终维持在较高水平。

研究一的不足在于,抽样过程中由于各种限制的存在,无法做到完全随机。尽管通过城市和农村两方面来源的数据相互印证,已在一定程度上弥补抽样的局限,但如果要得出推论性的结论,则抽样过程应严格遵循随机取样的标准。其次,问卷调查的方法难以真正检验变量间的因果关系,本研究所得结论的内部效度尚需检验。第三,群体认同在双路径模型中的作用,本研究也并未涉及。因此,研究二将通过一个实验室研究,在进一步检验双路径模型有效性的同时,深度聚焦群体认同如何调节民众面临的群际威胁到集群行为的作用。

3 研究二：群际威胁到集群行为意向的双路径模型——群体认同的调节作用

研究一只考察了双路径模型的中介作用,群体认同是否会调节群际威胁作用于集群行为的双路径模型？如果是,那么调节效应的作用机制如何？研究二拟通过情境模拟的方法探索这一问题,检验假设5-7。本研究所涉及的变量间关系如图1所示,路径上的圆圈表示需要关注中介变量的调节效应分析。

3.1 方法

3.1.1 被试

被试为203名广州市某大学选修《社会心理学》公选课的在校本科生(年级包括大一大二大三)。年龄在18～22岁(

=19.6,

=1.03),男105名,女98名。所学涵盖文理医工30个不同专业。被试是在 “新型城市化下的广州青年——广州青年发展现状调查” 研究项目的名义下参与实验的。实验完成后,每名被试均能获得相同的实验参与得分(20分)作为实验报酬,计入本门课程的总成绩(满分100 分)。

3.1.2 实验程序

本实验为2(现实威胁：高,低) × 2(认同威胁：高,低) × 2(群体认同凸显：凸显特殊群体认同,凸显一般群体认同)被试间设计。因变量为集群行为意向。

被试被随机分配到 8个实验条件下,共 8组;有三组为26人,其余五组为25人。所有被试被安排在同一间大会议室内,整个实验期间独立活动,单独阅读材料填答问卷,在实验过程中无互动。故本研究收集和分析的数据仍属个体水平。实验伊始,主试向被试介绍实验目的(广州青年发展现状调查)、规则及报酬等信息。

实验分4个步骤：

首先,对被试进行群体认同显著性的操纵(van Zomeren,Spears,Leach,2008;张书维等,2012)：特殊群体认同凸显组,要求被试用文字描述并写下“作为一名广州高校学子,您的一周是怎样度过的？”一般群体认同凸显组,要求被试用文字描述并写下“作为一名广州青年,您的一周是怎样度过的？”为了强化被试凸显的群体认同,用竖立标准的方式(Normative fit),在被试作答完成后,特殊群体认同凸显组每名被试看一张印有“一名广州高校学子的典型一周是如何度过的”的材料;在一般群体认同凸显组每名被试看一张印有“一名广州青年的典型一周是如何度过的”的材料。阅读这部分材料后填写一份包括群体认同操纵检验题目及几道填充题(内容涉及职业生涯规划)在内的问卷一。

其次,对被试进行现实威胁的操纵。向被试分发现实威胁的实验材料,材料中用文字和图表的形式描述了在“史上最难就业年”及控制城市人口双重背景下广州市政府所采取的应对措施。其中,高现实威胁水平：未来四年非广州籍的应届毕业生的进穗户口指标名额大幅缩减,广州本地籍应届毕业生若毕业当年未实现就业则需缴纳 500元/人的就业培训费;低现实威胁水平：未来四年非广州籍的应届毕业生的进穗户口指标名额小幅缩减,广州本地籍应届毕业生若毕业当年未实现就业则需缴纳 300元/人的就业培训费。该操纵法借鉴了Kamans等(2011)的范式。被试阅读完这部分材料后,填写一份包括现实威胁操纵检验,群体认同测量及几道填充题在内的问卷二。之所以再次测量群体认同,为的是检查对现实威胁的操纵是否会引起群体认同的变化。

第三,对被试进行认同威胁的操纵。让所有被试阅读一个“广州市政府对外承诺缓建的‘白云山隧道工程’,其实一直处在紧锣密鼓的施工前期准备之中”的真实事件报道。其中,高认同威胁水平：在与广外学生代表的互动中,广州市政府相关部门表现得很强势且非常不尊重学生;低认同威胁水平：在与广外学生代表的互动中,广州市政府相关部门表现得比较强势且不太尊重学生。之后让被试作答调查问卷三。问卷三中包括对认同威胁操纵检验题目,群体认同测量,群体愤怒,群体效能和集群行为意向及几道填充题的测量。

第四,发放个人信息及保密协议让被试填写,以及对实验意图的猜测。完成后向被试说明真实研究意图,告知实验材料是虚构的,求得被试谅解,并再次郑重强调保密承诺的重要性及保密协议的法律效力。

3.1.3 变量操纵与测量

现实威胁1个题项,改编自Kamans等(2011),自用于自变量操纵检验。“广州市即将出台的措施,对于今后四年内广州高校学子的整体利益而言”选项从“1非常不利”至“5 非常有利”。操作化反映现实威胁的定义(Jackson,1993)。反向计分,分值越高表示现实威胁越强。

认同威胁1个题项,用于自变量操纵检验。“上述材料中,您认为就修建白云山隧道工程一事,在与学生群体的互动中,广州市政府的地位”选项从“1非常弱势”至“5 非常强势”。操作化反映认同威胁的定义(Tajfel &Turner,1986)。分值越高表示认同威胁越强。

群体认同3个题项(Doosje,Ellemers,&Spears,1995;

=0.71),用于自变量操纵检验。如“我将自己视为一名广州高校学子”;选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示群体认同越强。群体效能3个题项(同研究一;

=0.90),如“如果广州市高校学子联合起来,能在前述限制进穗指标和修建隧道两件事中改变学生群体的不利局面”,选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示群体效能越强。群体愤怒3个题项(同研究一;

=0.86),如“作为一名广州高校学子,面对广州市将限制进穗指标和修建隧道两件事,您感到”选项从“1 非常愤怒”至“5 一点也不愤怒”。反向计分,分值越高表示群体愤怒越高。集群行为意向 2个题项(张书维等,2012;

=0.84)：广州市某高校在校生于近日成立了一个名为“学在广州恋上羊城”的学生社团,……,提出“增指标,反隧道,爱广州”的行动口号。该社团将于近日发起网上和网下的同步签名行动。“您是否愿意发送自己的姓名到指定邮箱以支持？”和“您是否愿意在学校食堂前即将布置的签名横幅上签名？”选项从“1 非常不愿意”至“5 非常愿意”。分值越高表示集群行为意向越强。

3.2 结果

203名被试中,有 3名被试部分猜测到实验意图(回答中提及“认同感”、“归属感”、“群体意识”等字眼);故将这3名被试的数据删除。剩余的200个有效样本中,男生103名,女生97名。且刚好每组被试均为25名。

3.2.1 操纵检验

现实威胁操纵的有效性通过比较现实威胁高低两组的现实威胁分数来检验。本实验中,现实威胁的均值为4.22 (

=0.59)。对高低两组的现实威胁进行独立样本

检验发现,低现实威胁组的分数(

=3.99,

=0.50)显著低于高现实威胁组(

=4.45,

=0.58),

(198)=-6.02,

<0.001。因此,实验对“现实威胁”这一变量的操纵是有效的。认同威胁操纵的有效性通过比较认同威胁高低两组的认同威胁分数来检验。本实验中,认同威胁的均值为4.36 (

=0.56)。对高低两组的认同威胁进行独立样本

检验发现,低认同威胁组的分数(

=4.16,

=0.53)显著低于高认同威胁组(

=4.56,

=0.52),

(198)=-5.14,

<0.001。因此,实验对“认同威胁”这一变量的操纵是有效的。群体认同操纵的有效性通过比较一般群体认同凸显和特殊群体认同凸显两组的群体认同分数的高低来检验。由于群体认同进行了三次测量,将第一次测量所得分数记为 GI_1 (

=3.76,

=0.64);将第二次测量所得分数记为GI_2 (

=3.73,

=0.66;α=0.724);将第三次测量所得分数记为GI_3 (

=3.74,

=0.67;α=0.713)。首先,对一般群体认同凸显组和特殊群体认同组的 GI_1进行独立样本

检验发现,一般群体认同凸显组的GI_1分数(

=3.53,

=0.52)显著低于特殊群体认同组(

=3.99,

=0.66),

(198)=-5.43,

<0.001。这说明实验对“群体认同显著性”这一变量的操纵是有效的。其次,对一般群体认同凸显组和特殊群体认同组的GI_2进行独立样本

检验发现,一般群体认同凸显组的GI_2分数(

=3.52,

=0.57)仍显著低于特殊群体认同组(

=3.95,

=0.66),

(198)=-4.91,

<0.001。再检查现实威胁的操纵是否引起群体认同的变化,将GI_1和GI_2进行配对样本

检验,结果显示差异不显著,

(199)=1.427,

>0.10。第三,对一般群体认同凸显组和特殊群体认同组的GI_3进行独立样本

检验发现,一般群体认同凸显组的GI_3分数(

=3.52,

=0.59)仍显著低于特殊群体认同组(

=3.95,

=0.68),

(198)=-4.79,

<0.001。再检查认同威胁的操纵是否引起群体认同的变化,将GI_1和GI_3进行配对样本

检验,结果显示差异不显著,

(199)=0.89,

>0.10。综上,说明实验对群际威胁的操纵并未给被试带来群体认同的显著变化。

3.2.2 描述统计结果及变量间相关

由表5可初步知晓,群体效能和群体愤怒与因变量——集群行为意向显著正相关(

<0.001),稍后的分析中会对这两个变量的作用详加阐述。

表5 描述统计结果及变量间相关(研究二)

表6 群体认同对现实威胁与集群行为意向关系的影响

3.2.3 群体认同对群际威胁－集群行为意向的调节作用

为验证

,将集群行为意向作为因变量,通过方差分析(ANOVA)探讨群际威胁和群体认同凸显两个因素的影响。分两步进行：第一步验证

H5a

。结果(见表6)表明,现实威胁的主效应显著(

<0.001),群体认同凸显的主效应显著(

<0.001),二者的交互作用亦显著(

<0.05)。图4显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低现实威胁的被试与高现实威胁的被试在集群行为意向上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-1.498,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高现实威胁的集群行为意向显著高于低现实威胁的被试,

(98)=-4.274,

0.001。由此可知,群体认同对现实威胁与集群行为意向关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高现实威胁的个体更可能参与集群行为。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与集群行为意向的正向关系更密切。因此,

H5a

得证。第二步验证

H5b

。结果(见表7)表明,认同威胁的主效应显著(

<0.01),群体认同凸显的主效应显著(

<0.01),二者的交互作用亦显著(

<0.05)。图5显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低认同威胁的被试与高认同威胁的被试在集群行为意向上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-0.62,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高认同威胁的集群行为意向显著高于低认同威胁的被试,

(98)=-3.11,

0.01。由此可知,群体认同对认同威胁与集群行为意向关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高认同威胁的个体更可能参与集群行为。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与集群行为意向的正向关系更密切。因此,

H5b

得证。

图4 群体认同与现实威胁的交互作用(因变量：集群行为意向)

综上,假设

得证,即群体认同是群际威胁影响集群行为意向的调节变量。

上述分析已证实,群体认同对于群际威胁－集群行为意向的调节作用。那么,这一调节效应是否通过群体效能和群体愤怒的中介作用实现？换言之,群体效能和群体愤怒在这当中是否起到一个中介的调节作用？对此从两方面进行验证：先证实存在中介的调节;再分析这一调节作用的具体表现。

表7 群体认同对认同威胁与集群行为意向关系的影响

图5 群体认同与认同威胁的交互作用(因变量：集群行为意向)

3.2.4 群体认同调节机制之群体效能的中介

首先探讨群体认同对于现实威胁－集群行为意向有中介(群体效能)的调节作用。如图6所示,分三步对模型加以检验(温忠麟,张雷,侯杰泰,2006;温忠麟,刘红云,侯杰泰,2012;叶宝娟,温忠麟,2013)。

第一,做集群行为意向对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显的回归,现实威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.26,

<0.05;图中未予显示),说明群体认同对现实威胁－集群行为意向的调节作用显著(与表6结果一致);第二,做群体效能对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显的回归,现实威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.24,

<0.05;与表8结果一致);第三,做集群行为意向对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显和群体效能的回归,群体效能的系数显著(

=0.59,

<0.001),且现实威胁×群体认同凸显的系数不显著(

=-0.12,

>0.10),故群体认同对现实威胁－集群行为意向的调节效应通过中介变量群体效能而起作用。

图6 群体效能中介现实威胁-集群行为意向的调节效应模型

表8 群体认同对现实威胁与群体效能关系的影响

进一步分析群体效能有中介的调节作用的表现。通过方差分析探讨现实威胁和群体认同凸显两个因素对群体效能的影响。结果(见表8)表明,现实威胁的主效应显著(

<0.01),群体认同凸显的主效应显著(

<0.001),二者的交互作用亦显著(

<0.05)。图7显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低现实威胁的被试与高现实威胁的被试在群体效能上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-0.51,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高现实威胁的群体效能显著高于低现实威胁的被试,

(98)=-3.25,

0.01。由此可知,群体认同对现实威胁与群体效能关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高现实威胁的个体群体效能更强。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与群体效能的正向关系更密切。因此,

H6a

得证。

图7 群体认同与现实威胁的交互作用(因变量：群体效能)

接下来探讨群体认同对于认同威胁－集群行为意向有中介(群体效能)的调节作用。方法同上,步骤如下(结果见图8)：

首先,做集群行为意向对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显的回归,认同威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.24,

<0.05;图中未予显示),说明群体认同对认同威胁－集群行为意向的调节作用显著(与表7结果一致);其次,做群体效能对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显的回归,认同威胁×群体认同凸显的系数边缘显著(

=-0.20,

<0.10;与表9结果一致);最后,做集群行为意向对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显和群体效能的回归,群体效能的系数显著(

=0.63,

<0.001),且认同威胁×群体认同凸显的系数不显著(

=-0.11,

>0.10),故群体认同对认同威胁－集群行为意向的调节效应通过中介变量群体效能而起作用。

图8 群体效能中介认同威胁-集群行为意向的调节效应模型

进一步分析群体效能有中介的调节作用的表现。通过方差分析探讨认同威胁和群体认同凸显两个因素对群体效能的影响。结果(见表9)表明,认同威胁的主效应显著(

<0.001),群体认同凸显的主效应显著(

<0.001),二者的交互作用边缘显著(

<0.10)。图9显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低认同威胁的被试与高认同威胁的被试在群体效能上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-1.59,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高认同威胁的群体效能显著高于低认同威胁的被试,

(98)=-4.31,

0.001。由此可知,群体认同对认同威胁与群体效能关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高认同威胁的个体群体效能更强。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与群体效能的正向关系更密切。因此,

H6b

得证。综上,

得证,即群体认同的调节效应通过群体效能的中介作用实现。

表9 群体认同对认同威胁与群体效能关系的影响

3.2.5 群体认同调节机制之群体愤怒的中介

首先探讨群体认同对于现实威胁－集群行为意向有中介(群体愤怒)的调节作用。方法同前,步骤如下(结果见图10)：

第一,做集群行为意向对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显的回归,现实威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.26,

<0.05;图中未予显示),说明群体认同对现实威胁－集群行为意向的调节作用显著(与表6结果一致);

图9 群体认同与认同威胁的交互作用(因变量：群体效能)

第二,做群体愤怒对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显的回归,现实威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.23,

<0.05;与表10结果一致);第三,做集群行为意向对现实威胁、群体认同凸显、现实威胁×群体认同凸显和群体愤怒的回归,群体愤怒的系数显著(

=0.63,

<0.001),且现实威胁×群体认同凸显的系数不显著(

=-0.12,

>0.10),故群体认同对现实威胁－集群行为意向的调节效应通过中介变量群体愤怒而起作用。

图10 群体愤怒中介现实威胁-集群行为意向的调节效应模型

表10 群体认同对现实威胁与群体愤怒关系的影响

进一步分析群体愤怒有中介的调节作用的表现。通过方差分析探讨现实威胁和群体认同凸显两个因素对群体愤怒的影响。结果(见表10)表明,现实威胁的主效应显著(

<0.001),群体认同凸显的主效应显著(

<0.001),二者的交互作用亦显著(

<0.05)。图11显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低现实威胁的被试与高现实威胁的被试在群体愤怒上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-1.33,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高现实威胁的群体愤怒显著高于低现实威胁的被试,

(98)=-3.46,

0.01。由此可知,群体认同对现实威胁与群体愤怒关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高现实威胁的个体群体愤怒更强。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与群体愤怒的正向关系更密切。因此,

H7a

得证。

接下来探讨群体认同对于认同威胁－集群行为意向有中介(群体愤怒)的调节作用。方法同上,步骤如下(结果见图12)：

第一,做集群行为意向对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显的回归,认同威胁×群体认同凸显的系数显著(

=-0.24,

<0.05;图中未予显示),说明群体认同对认同威胁－集群行为意向的调节作用显著(与表7结果一致);第二,做群体愤怒对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显的回归,认同威胁×群体认同凸显的系数边缘显著(

=-0.20,

<0.10;与表11结果一致);第三,做集群行为意向对认同威胁、群体认同凸显、认同威胁×群体认同凸显和群体愤怒的回归,群体愤怒的系数显著(

=0.65,

<0.001),且认同威胁×群体认同凸显的系数不显著(

=-0.11,

>0.10),故群体认同对认同威胁－集群行为意向的调节效应通过中介变量群体愤怒而起作用。进一步分析群体愤怒有中介的调节作用的表现。通过方差分析探讨认同威胁和群体认同凸显两个因素对群体愤怒的影响。结果(见表11)表明,认同威胁的主效应显著(

<0.01),群体认同凸显的主效应显著(

<0.001),二者的交互作用边缘显著(

<0.10)。图13显示对二者交互作用进行简单效应分析的结果。当特殊群体认同凸显时,低认同威胁的被试与高认同威胁的被试在群体愤怒上无显著差异,均处于较高水平,

(98)=-1.91,

>0.10;当一般群体认同凸显时,高认同威胁的群体愤怒显著高于低认同威胁的被试,

(98)=-2.90,

0.01。由此可知,群体认同对认同威胁与群体愤怒关系具有调节作用：在一般群体认同凸显的条件下,高认同威胁的个体群体愤怒更强。换言之,相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时认同威胁与群体愤怒的正向关系更密切。因此,

H7b

得证。综上,

得证,即群体认同的调节效应通过群体愤怒的中介作用实现。

图11 群体认同与现实威胁的交互作用(因变量：群体愤怒)

图12 群体愤怒中介认同威胁-集群行为意向的调节效应模型

表11 群体认同对认同威胁与群体愤怒关系的影响

3.3 讨论

3.3.1 群体认同的调节作用

研究二验证了群体认同对群际威胁与集群行为意向的关系具有调节作用。对比图4和图5可见,群体认同的调节作用是相似的：对于特殊群体认同凸显的成员,无论现实威胁抑或认同威胁高低,都有较高的集群行为意向;对于一般群体认同凸显的成员,只有现实威胁抑或认同威胁较高时,集群行为意向才更高。

为什么对于一般群体认同凸显的成员,当群际威胁处于高水平时,集群行为意向会显著的提高？一个可能的解释就是群体认同作为集群行为的内部动机 (intrinsic/internal motivation;Stürmer &Simon,2004),对于认同感高(凸显)的成员而言,他们更多从群体的角度来计算得失;相比之下,认同感低(非凸显)的成员更多从个体的角度来计算得失(Louis,Taylor,&Neil,2004;Blackwood &Louis,2012)。因此一旦所在群体受到威胁(无论程度高低),高认同感的成员比低认同感的成员会有更深刻的体验,伴随而来的自然是更强烈的对抗行为意愿;低认同感的成员只有当群体威胁严重进而可能直接影响到个体利益时,才可能从行动上谋求改变。

3.3.2 群体效能与群体愤怒对群体认同调节作用的中介效应

研究二还验证了作为中介变量的群体效能与群体愤怒对群体认同调节机制的作用。结果证实,群际威胁和群体认同的交互作用首先影响群体效能和群体愤怒,进而才对集群行为意向产生影响(图6,图8,图10,图12)。具体表现在相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时：现实威胁与群体效能的正向关系更密切(图7);认同威胁与群体效能的正向关系更密切(图9);现实威胁与群体愤怒的正向关系更密切(图11);认同威胁与群体愤怒的正向关系更密切(图13)。

图13 群体认同与认同威胁的交互作用(因变量：群体愤怒)

群体效能和群体愤怒中介效应的存在进一步揭示了群体认同调节群际威胁与集群行为意向关系的作用机制：对于认同感高(凸显)的成员而言,之所以无论面临现实或认同威胁的高低,都会有较高的集群行为意向是源于群际威胁下的他们拥有较高的群体效能感和群体愤怒感,在此二者的共同作用之下,易诱发较强的行为意愿。对于认同感低(非凸显)的成员而言,当面临的现实威胁或认同威胁较低时,他们的群体效能感和群体愤怒感也都不高,自然无法激起明显的行为表现;只有当面临的现实威胁或认同威胁较高时,于公(群体)于私(个体),都难以接受,因此群体愤怒和群体效能就被充分调动起来,进而出现接近高认同者水平的集群行为意向(图4和图5)。综上,群体认同这一集群行为的内部动机是通过群体效能和群体愤怒的中介起作用的。张书维等(2012)的研究显示了群体愤怒是群体认同调节群体相对剥夺-集群行为的中介,本研究则在群际威胁与集群行为意向的关系中,再次证实该效应,且首次厘清了群体愤怒与群体效能对群体认同调节机制的作用模式。

4 总讨论

任何有关社会稳定的理论都需解释社会变革是如何产生的(van Zomeren,2013),而集群行为正因是社会变革的核心机制之一,故向来受到社会科学研究者、实践家和决策者的高度重视(van Zomeren &Iyer,2009)。本研究聚焦群体性事件这一当下中国典型的集群行为,通过两个子研究系统探讨了民众面临的群际威胁通过群体效能和群体愤怒影响个体集群行为意向的双路径模型,进一步考察了群体认同在其中的调节作用。研究结果有效回应了本文开始提出的七个(组)研究假设：

首先,民众面临的群际威胁通过群体效能和群体愤怒双路径模型的中介作用而影响集群行为,假设1和假设2基本得到验证。其中,现实威胁除了有群体效能和群体愤怒的中介路径之外,还直接作用于集群行为意向。这与假设1a和2a有出入,即群体效能与群体愤怒是现实威胁-集群行为意向的部分而非完全中介。进一步分析群体效能和群体愤怒的中介效应大小发现,现实威胁通过群体效能影响集群行为意向的中介作用更强;认同威胁通过群体愤怒影响集群行为意向的中介作用更强。这一结果完全支持假设3和假设4。

其次,群体认同调节群际威胁作用于集群行为意向的双路径模型,假设5得到验证。表现在相对于特殊群体认同凸显的情况,一般群体认同凸显时现实威胁与认同威胁影响集群行为意向的正向关系均更加密切。当特殊群体认同凸显时,无论群际威胁的高低,群体成员的集群行为意向都很高。深入探究这一调节机制发现,群体认同对集群行为的动员作用通过群体效能和群体愤怒的中介而实现：群际威胁和群体认同的交互作用首先影响群体效能和群体愤怒,进而才对集群行为意向产生影响。表现在无论何种类型的威胁,一般群体认同凸显时群际威胁与群体效能和群体愤怒的正向关系均更密切。与此相对,特殊群体认同凸显时无论群际威胁的高低,成员的群体效能和群体愤怒都停留在较高水平。这一结果完全支持假设6和假设7。

本研究的创新之处在于建立民众面临的群际威胁影响集群行为意向的作用路径模型,并从调节变量(群体认同)角度分析在不同条件下的不同作用模式。且通过问卷调查与实验室研究相结合的方法对理论模型进行验证,这在相当程度上保证了研究结论的内部效度和生态效度。尽管近几年有关集群行为社会心理机制的实证研究中,双路径模型已得到广泛的接受和认可(如 Stürmer &Simon,2009;van Zomeren et al.,2010;van Zomeren,Leach,Spears,2012;张书维等,2012;薛婷等,2013),但从未有研究直接关注不同群际威胁类型(现实威胁与认同威胁)对集群行为的影响,更无法进一步揭示其作用于集群行为的过程和条件。因此,本研究的理论贡献在于探讨了集群行为领域中新的研究问题。所得结果无论从深度上还是广度上都是对已有研究领域的发展,并将对公共管理部门准确预测和有效化解群体性事件提供理论指导。

实践方面,执政者需更加重视现实中可能导致民众群体利益受到威胁或损害的因素。一旦现实威胁产生,就可能直接诱发民众的对抗行为。当现实威胁和认同威胁在短期内不能够得到消除或减缓时,不妨从降低民众的群体效能和安抚民众的群体(愤怒)情绪这两方面入手,前者能够更有效地抑制现实威胁与集群行为意向的联系;后者能够更有效地抑制认同威胁与集群行为意向的联系。如何降低民众的群体效能感和群体愤怒感？应该从模糊特殊群体认同的角度入手。本研究显示,一旦特殊群体身份被更一般的群体身份所替代,至少当群际威胁水平不高时,成员的群体效能感和群体愤怒感均能维持在较低水平,由此最大程度的减缓个体的集群行为意向。欲达此目的,就得想法设法使民众的群体认同更加多元化,分散民众对于某一特殊群体身份的关注度。当然,无论是降低群体效能,平复群体愤怒以及弱化群体认同,都是权宜之计。只有真正采取切实措施改善民众福祉,提高弱势群体地位,以此消除其面临的现实威胁和认同威胁,才是群体性事件的治本之策。同时,要特别关注某一特殊群体认同凸显的成员个体,他们很有可能成为群体性事件的发起者和中坚力量。

本研究尚存在以下两个方面的不足。首先,采用集群行为意向来预测集群行为,尽管大量研究已证实前者对于后者有很好的预测力,但行为意向毕竟不能等同于实际的行为。后续如果能够采用现场研究(field study)的范式,在真实的情境中观察集群行为的发生发展过程,当能够进一步考察本研究所得结论的可推广性。其次,考虑到研究目的,本研究对群体效能和群体愤怒仅采取了测量的做法,较之操纵这二者探明其与集群行为意向的因果关系,解释力自然不足。因此,应客观看待测量群体效能和群体愤怒所得的结果。

探明集群行为的动因机制,是我国当前公共管理领域重要而迫切的课题。本研究尝试将集群行为的情境基础——群际威胁(现实威胁与认同威胁),动力之源——群体效能、群体愤怒、群体认同整合进同一解释模型中,为群体性事件的早期应对提供了实证研究的支持。今后的研究,不仅应改进上述的不足,还可以加入其它的变量,如分析道德感(morality)在个体参与集群行为过程中所扮演的角色(van Zomeren,2013),讨论感知到的社会政治背景(sociopolitical context)对个体参与行为的影响(van Stekelenburg &Klandermans,in press),全面揭示集群行为的动力学特征。此外,还可以针对某些群体性事件的高危群体(如城市的拆迁户群体和农村的失地农民),进一步检验本研究所得结论的适用性。

致谢

：特别感谢中国科学院心理研究所周洁博士以及匿名审稿人和编委提出的宝贵修改意见。Ajzen,I.,&Fishbein,M.(1980).

Understanding attitudes and predicting social behavior

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