赵 立, 郭蒙蒙
(1.杭州师范大学教育学院,浙江 杭州 311121; 2.杭州学正中学,浙江 杭州 310018)
身份认同、社会比较对新生代农民工城市融入意愿的影响
赵 立1, 郭蒙蒙2
(1.杭州师范大学教育学院,浙江 杭州 311121; 2.杭州学正中学,浙江 杭州 310018)
以103名新生代农民工为样本,将内隐联想测验和问卷相结合,考察身份认同、社会比较对农民工城市融入意愿的影响.结果表明,新生代农民工存在外群体身份认同,认同“市民”者融入意愿高于认同“农民工”者.社会比较导致农民工融入意愿发生变化,其中积极比较和消极比较的效应呈现“不对称性”.积极条件下,认同“市民”者总体和文化融入意愿上升较认同“农民工”者明显;消极条件下,前者经济融入意愿的下降程度大于后者.
新生代农民工;融入意愿;身份认同;社会比较;內隐
自“十八大”提出有序推进农业转移人口市民化以来,农民工市民化及其城市融入一直是备受社会各界关注的热点问题.新生代农民工作为农民工市民化的第一梯队,其城市融入的现状、心理与行为,在很大程度上影响和制约着整个农业转移人口市民化的进程.在影响农民工城市融入的诸多要素中,城市融入意愿是一个重要因素.一般说来,较高的城市融入意愿与农民工积极、主动的城市融入行为相联系.本研究将围绕新生代农民工城市融入意愿的影响因素及其心理机制进行一些探索,以期为更好地把握农民工的市民化心理、探讨促进农民工城市融入的有效对策打下基础.
城市融入意愿是指农民工进入城市后,在经济、文化、心理等方面主动融入城市社会生活的主观愿望或心理倾向[1].目前国内学界关于农民工城市融入意愿及其影响因素的研究尚不多见,且主要集中在人口学、社会学、经济学等领域.例如,徐捷等[2]采用国家和北京计生委针对流动人口的调查数据,从农民工对北京评价的积极性分析北京市新生代农民工的融入意愿,并探讨了制度、经济和社会心理因素等对其融入意愿的影响.佀传振等[3]以杭州市农民工为例,对农民工的城市融入意愿、融入动机和融入能力及其代际差异进行了分析.上述研究基本上是在现象学层面进行的定性分析,鲜有从微观、心理层面对农民工城市融入意愿机制进行的探讨;研究所涉及融入意愿的影响因素,也以制度和社会因素为主,缺乏对个体心理因素及其与环境因素交互作用的关注.根据西方社会融入理论[4],流动人口融入主流社会的意愿不仅受主流群体态度及社会环境氛围的影响[5],也受到个体心理因素的限制,其中,重要因素之一即身份认同.基于此,本研究将综合个体心理(身份认同)与社会环境(环境)两方面的因素,就影响新生代农民工城市融入意愿的心理机制进行初步探索.
身份认同(或群体身份认同)是指个体清楚地认识自己所属的群体,接受并内化该群体的价值观、目标等关联因素的程度[6].西方研究表明,身份认同对低地位群体的心理适应具有非常重要的影响[5].如Wahl等[7]的研究表明,无业者对自身群体(内群体)身份认同和群体偏好程度均低于各类在职人员.国内学者对农民工身份认同的研究,主要集中在社会学领域.许多研究显示,农民工的身份认同趋于模糊化,即不再认同自己作为农村人或“农民”的制度性身份[8],而是倾向于接受“他者话语”的标识——农民工[9].也有一些研究指出,新生代农民工的消极认同状态正伴随着城市化进程的加快而发生改变,越来越多的农民工表现出以发展型为主导的城市生活动机,面对竞争压力,趋向于积极主动寻求自我提升,面对困难和不公,表现出激进与争取,对于未来个人规划与城市生活均持有比较自信、乐观的态度[10].这一结果从侧面表明,市民化进程中的新生代农民工,对自我身份的认知正处于动态、积极的变化过程——从接受“农民工”这一“歧视性”、“话语标识”的身份,转向寻求新的、文化性(如城市“新市民”)的身份认同.本研究的第一项内容即是对农民工的身份认同现状进行心理学层面的分析.
除身份认同外,本研究还将考察情境因素,即与外群体的社会比较对农民工城市融入意愿的影响.社会比较理论[11]认为,人们往往倾向于与他人进行比较,从而产生“公平”或“不公平”感.这种公平感知将导致一系列的心理与行为结果,如各种心理资源的投入、工作态度和积极性、自尊与自我价值,以及情绪与心理健康状况等的改变[12-13].农民工时时面临着各种比较情境:同在城市工作和生活,却无法享受与普通市民平等的基本权益和保障(诸如工作待遇、住房保障、医疗保险、子女教育和各类公共服务等),甚至还遭遇各种差别乃至歧视性的对待,这些均在极大程度上打击了其面对城市生活的信心和积极性[14].
国外有关优势群体与劣势群体(或外群体与内群体)社会比较的研究,大多采用情境操纵的方法,通过描述真实或假定的情境来创设社会比较信息,然后考察比较的结果对个体心理与行为的影响[13].通常,社会比较按照其性质的不同可以区分为3种:一是比较的信息有利于阅读者,能引发其公平感知或积极的情绪,称为积极比较;二是比较信息不利于阅读者,导致其产生不公平感且引发其生气、愤怒等消极情绪,称为消极比较;三是中性比较(或控制条件),即不涉及比较信息,不会导致公平或不公平感知、积极或消极情绪的产生.由于农民工市民化的本质是实现由“农民工”到“市民”的身份、地位和权益等的转变,故本研究所创设的情境主要针对农民工与市民在工作、生活待遇等方面的比较,比较结果将产生公平或不公平感.以此为基础,本文将考察经历不同性质的社会比较后,农民工的城市融入意愿是否发生变化,以及社会比较作为情境调节性变量[15],其在农民工身份认同与融入意愿间的调节作用.
综上,本研究的目的在于,以新生代农民工为对象,探讨身份认同、社会比较对农民工城市融入意愿的影响.需要说明的是,伴随市民化进程的加快,“新生代农民工”的群体构成日趋复杂.他们中不仅有户籍在农村,进入城市谋求二、三产业就业的农民工,还有因土地被征用,虽已被纳入城镇户籍,但未能享有与普通市民平等权益保障的群体.考虑当前农民工的实际构成状况以及样本代表性和典型性,本研究的新生代农民工特指出生在20世纪80、90年代,户籍在农村,在城市二、三产业从事一线、体力为主型工作的农村青年劳动力,不包括小商小贩和自雇佣者.
采用问卷和内隐心理测验相结合的方法.农民工的身份认同采用内隐联想测验进行测量.与外显方法(如访谈、问卷、语义分化量表、句子完成测验等)相比,内隐测量能有效降低期望、动机、社会赞许性等因素可能导致的偏差,相对准确地把握研究对象的真实态度[16].且其只要求受试者尽快做出归类和按键反应,任务相对简单,研究结果相对较少受个体文化背景、受教育程度的影响而产生偏差.本研究依据预测验的反馈,认为该方法适用于农民工群体.社会比较通过情境操纵实现.依照比较结果,并且依照社会比较的性质,将情境区分为积极、消极、中性3种条件.因变量为农民工的城市融入意愿,采用问卷进行测量.
1.1 工具与程序
采用2(身份认同:农民工、市民)×3(社会比较:积极、中性、消极)的被试间设计.涉及的研究工具主要如下.
1.1.1 农民工内隐身份认同测验
采用单属性内隐联想测验程序(SA-IAT)[17],共5个阶段:第一阶段是对概念词(“农民工”,“市民”)和属性词(自我词)的辨别;第二、三阶段为初始联合阶段,呈现相容任务(市民+自我词/农民工);第四、五阶段为相反联合阶段,呈现不相容任务(市民/农民工+自我词).其中二、四阶段为练习阶段,各词重复1次,三、五阶段为正式测验,各词重复两次,左右按键反应各占50%.概念词“市民”包含市民、城里人、本地人和都市人等4个词;“农民工”包含农民工、外来务工者、打工者和农村人等4个词;属性词均为自我词,包含6个:我、我的、自己、自己的、本人、本人的.上述词均通过预测验选取.
1.1.2 社会比较情境
共6则材料,其中积极、消极、中性条件各两则.材料编制分以下几步:首先,随机抽取15名农民工进行访谈,了解其城市生活现状及对市民群体的态度.结合访谈结果,从就业、与市民的日常交往等方面,编制了3则积极情境(市民对农民工持公平、接纳态度,如招聘过程给予尊重和公正对待、优先照顾其住宿等),3则消极情境(市民对农民工持歧视、排斥态度,如按户籍采取两种薪酬标准、非正当理由拒绝其进入某些公共场所),3则中性情境(与两个群体均无明显关联,如健康养生方面的短文).积极和消极情境后,均有两个操作检验项目(分别要求受试者就主人公所受待遇公平性及其读完材料后情绪体验进行3点量表的评价,其中“1”代表“不公平”或“气愤”,“2”代表“不清楚”,“3”代表“公平”或“高兴”),中性情境后仅有情绪体验项目.然后,小范围试测(30人),结合试测结果进行修改,再次试测(28人);最后,经两名长期从事农民工问题研究的专家审定,确定最终材料.
1.1.3 农民工城市融入意愿
采用农民工城市融入意愿问卷[1],包括经济融入(4个项目)、文化融入(3个项目)、心理融入(3个项目)3个维度,共10个项目.采用1~5五级计分.本研究中总体及经济、文化和心理维度的内部一致性α值分别为0.72、0.71、0.63、0.62.
研究安排在独立、安静的会议室,采用一对一的方式进行.具体程序如下:首先,研究者简单介绍研究目的后,请受试者完成城市融入意愿问卷(前测,条目顺序由计算机随机安排);其次,内隐身份认同测验,对测验做必要说明后,由受试者独立完成;第三步,社会比较操纵,向受试者随机呈现一则阅读材料,随后进行操纵检验.其中,材料的类型在受试者间进行了平衡,以保证各比较条件下的受试者人数相当;最后,请受试者再次填写融入意愿问卷(后测,条目顺序由计算机随机安排,且与前测不同).上述步骤均由笔记本电脑呈现,受试者的作答反应均在电脑记录.研究结束由研究者以口头询问方式记录受试者的人口统计学信息,并发放小礼物作为感谢.
1.2 取 样
研究者在浙江省杭州、宁波、金华、衢州4个经济发展水平相对不同的城市,抽取其中8家企业(主要涉及加工制造类、服务类企业)进行了调查.在每个企业中随机抽取10~20名共120名新生代农民工参与研究.剔除内隐测验正确率低于75%(6人)、情境操纵无效(4人)及问卷作答不全或无效者(7人),共103个有效样本.其中男58人,女45人,年龄为18~34岁(M=26.70,SD=4.31).样本均为农村户籍,分别来自浙江、江西、湖南、河南、陕西、云南、贵州、广西8个省,浙江省外农民工的比例为61.0%.
1.3 数据处理
内隐身份认同采用Greenwald等[18]提出的D分数计算方法.后续数据分析采用SPSS18.0完成.
2.1 新生代农民工的身份认同及对城市融入意愿的影响
首先计算全体样本(N=103)D分数及均值.均值为0.042>0,不相容任务反应时大于相容任务,表明总体而言新生代农民工内隐身份认同更倾向“市民”,即存在内隐外群体身份认同倾向.
然后根据D分数的正负将样本分为两组:D为正者,内隐认同倾向“市民”(n1=58);D为负者,内隐认同倾向“农民工”(n2=45).分别以总体及各维度融入意愿前测与后测的平均值作为其融入意愿强度综合指标,考察两组融入意愿的差异,结果见表1.由表可见,内隐身份认同倾向“市民”者总体及三维度融入意愿均高于认同“农民工”者.
表1 内隐身份认同不同的农民工城市融入意愿之比较(N=103)
注:*,p<0.05;**,p<0.01;***,p<0.001.下同.
2.2 不同社会比较情境下新生代农民工城市融入意愿的变化
社会比较的操纵检验显示,积极和消极情境下,受试者的认知和情绪体验均与比较性质相符,表明情境操纵成功(阅读材料的公平感知和情绪体验的均值与量表中值“2”的差异比较,ps<0.001).中性情境并无涉及市民与农民工之比较,但受试者的情绪体验略显积极(p<0.05),可能与材料恰好符合其兴趣或传递正能量有关.
表2 不同社会比较情境下新生代农民工城市融入意愿变化之比较(N=103)
注:加粗数值表示与“0”存在显著差异(p<0.05).
上述结果表明,就总体融入意愿而言,积极的社会比较导致其上升,消极比较导致其下降.但就各维度融入意愿来看,社会比较对农民工融入意愿的影响具有“不对称性”:消极比较主要对经济融入意愿产生消极作用,而积极比较则主要对文化和心理融入意愿产生积极作用.
2.3 社会比较的调节效应分析
在上述基础上,重点考察社会比较在内隐身份认同和城市融入意愿间的调节效应.以总体及各维度融入意愿的变化值(后测-前测)为因变量,内隐身份认同、社会比较为分类变量,采用交互作用分析对社会比较的调节效应进行检验.结果表明,内隐身份认同的主效应在总体及各维度融入意愿上均不显著(ps>0.05);社会比较的主效应在总体和经济维度上显著(F(2,100)=10.28,p总<0.001,η2=0.15;F(2,100)=9.79,p经<0.001,η2=0.15),在文化和心理维度上不显著(ps>0.05),与2.2部分结果一致.内隐认同和社会比较的交互作用在总体及文化维度上显著(F(2,100)=3.36,p总<0.05,η2=0.05;F(2,100)=3.82,p文<0.05,η2=0.16),在经济维度上边缘显著(F(2,100)=3.07,p经=0.051,η2=0.05),表明社会比较在农民工内隐认同与总体及文化、经济维度融入意愿间存在调节效应.
以上结果表明,社会比较在农民工身份认同与总体及不同维度融入意愿间的调节效应表现为:积极比较条件下认同“市民”者总体及文化融入意愿显著上升,而认同“农民工”者无明显变化;消极比较条件下,认同“市民”者较认同“农民工”者经济融入意愿下降更多.
目前有关农民工社会认同与城市融入的研究,大多集中在宏观、相关性质的层面,有关心理的、因果性质的研究仍比较缺乏.相关的实证研究主要采用访谈或问卷等外显测量方法,采用内隐方法测量农民工的心理认同、定量分析其融入意愿的研究几乎没有.本研究将内隐心理测验与问卷相结合,考察新生代农民工的身份认同状况,并以社会比较作为情境变量,试图对农民工城市融入的心理机制进行较深入的探究,可以说是针对农民工社会心理研究在视角和方法上的新尝试.
本研究显示,总体而言新生代农民工的身份认同倾向于“市民”这一外群体.社会认同理论认为,低地位群体成员会采取策略维持积极的自我概念——当群体界限可渗透且可流动,个体通常采取上行策略,将自己与其他群体成员区分,降低对所属群体的认同,转向外群体寻求认同[19].一方面,这正是农民工维持积极自我概念需要的反映——采取“转向认同优势群体”这一上行策略,从而提高自尊与在城市生存的自信;另一方面,这也为以往有关“新生代农民工最具融入城市的主客观条件”、“是有序推进市民化进程的第一梯队”等理论观点提供了有力的实证支持.进一步分析显示,身份认同“市民”者,其总体及各维度融入意愿均高于认同“农民工”者.按照自我分类观点,个体一旦将自己划分至某类群体,就会用该群体的标准去描述和评价自己[20].认同“市民”的农民工,会产生一种在经济、文化等多方面寻求被市民群体接纳的动机,促使其产生主动融入城市、向市民看齐的强烈愿望与期待,从而表现出更强的融入意愿.
本研究也考察了不同社会比较导致的农民工各方面融入意愿的变化情况,结果显示,积极和消极比较条件导致的融入意愿的变化具有“不对称性”——消极比较主要对经济融入意愿产生消极作用,而积极比较则主要对文化和心理融入意愿产生积极作用.这表明,与市民的比较过程影响着农民工融入城市的主观愿望.积极情境下,市民能接纳农民工,体会农民工务工的艰辛并予以照顾,这些信息强化了农民工接受城市价值观念或与市民交往的意愿;消极情境下,农民工受到来自薪酬、就业等经济方面的“排斥”或歧视性对待,而其到城市务工的首要动因却仍是渴望改变经济困境,现实与理想的巨大落差带给其打击,直接表现为与“追求生活状况改善及消费水平与市民趋同”有关的经济融入意愿明显降低.与此同时,积极比较和消极比较产生效应的“不对称性”进一步揭示,相比其它积极因素的促进作用,与经济有关的差别待遇、就业歧视等消极因素对农民工城市融入的影响更明显,所以消除环境中不利因素的影响对农民工城市融入有着相当重要的意义.
在上述基础上,本研究重点探讨了社会比较在农民工身份认同与融入意愿间的调节效应.结果表明,经历积极比较后,认同“市民”者总体和文化融入意愿明显上升,而认同“农民工”者却无明显变化.“市民”这一身份认同,为农民工带来一种积极的心理准备状态,使其在接受积极比较信息后,更大程度地增加了接受城市文化价值和与市民交往的意愿.另一方面,经历消极比较后,认同“市民”者较认同“农民工”者经济融入意愿降低更明显.对于市民的身份认同,赋予农民工一种更高的、与市民在各方面缩小差距的心理期待.怀有这种期待的农民工,经历消极比较,尤其是与就业、收入有关的消极信息(如在薪酬、福利等方面的歧视)后,所体验到的打击或挫折感将更严重,故经济融入意愿下降得也更多.
本研究结果给予实践一定启示.融入意愿作为农民工融入城市的心理准备状态,其有效提升需要从个体和环境两方面加以着手.从农民工个体角度,只有努力增强自信,积极建立主人翁意识和“市民”身份认同,发自内心接纳并向市民靠拢,才能最大程度减少环境中消极因素的影响.从社会环境角度,由于文化融入对积极的环境因素更“敏感”,而经济融入对消极的环境因素更“敏感”,故社会支持中积极因素的发挥和消极因素的克服应着重从不同层面入手.例如,提倡在农民工聚集的社区多举办文化交流活动,提供其与市民交往的机会,从文化适应角度尽可能多地创设积极条件以提高其文化融入的主动性;同时,企业应规范用工管理制度,保障农民工基本权益,努力做到与市民同工同酬,尽可能消除经济上的消极因素给农民工融入城市造成的心理障碍,营造公平、友好的社会氛围来接纳农民工群体.
需要说明的是,本研究存在着一些局限性.首先,本研究样本量较有限.虽然其来源涉及8个省,行业分布也较广,但若条件允许,扩大样本量与扩充样本类型或许能进一步增加研究的信效度.第二,社会比较情境主要涉及就业、薪酬等农民工较看重的内容,若比较的内容不同,对融入意愿的影响也许会不同.此外,限于现场研究条件,社会比较的操纵采用文字材料阅读的方式,且融入意愿前后测的间隔时间较短、条目内容项目可能带来潜在的练习效应等,均可能在一定程度上对结果造成影响,今后考虑采用更为直接的操纵方式或是纵向设计模式,进一步提高生态效度.
[1] 赵立,郭蒙蒙.新生代农民工城市融入意愿分析[J].杭州师范大学学报(自然科学版),2015,14(2):138-144.
[2] 徐捷,楚国清.北京市新生代农民工城市融入意愿研究[J].北京青年政治学院学报,2013,22(3):44-52.
[3] 佀传振,崔琳琳.农民工城市融入意愿与能力的代际差异研究:基于杭州市农民工调查的实证分析[J].现代城市,2010,5(1):43-46.
[4] GORDON M M. Assimilation in American life:the role of race,religion,and national origins[M].New York: Oxford University Press,1964.
[5] KURMAN J, ESHEL Y, SBEIT K. Acculturation attitudes,perceived attitudes of the majority,and adjustment of Israeli-Arab and Jewish-Ethiopian students to an Israeli university[J]. The Journal of Social Psychology,2005,145(5):593-612.
[6] BROWN R. Social identity theory: past achievements,current problems and future challenges[J]. European Journal of Social Psychology,2000,30(6):745-778.
[7] WAHL I, POLLAI M, KIRCHLER E. Status, identification and in-group favoritism of the unemployed compared to other social categories[J]. The Journal of Socio-Economics,2013,43:37-43.
[8] 王兴梅.新生代农民工的社会认同研究[D].济南:山东大学,2010.
[9] 万佳.边缘人:农民工的自我认同研究——以T店员工为例[D].武汉:华中师范大学,2012.
[10] 张祝平.新生代农民工的生存状态、社会认同与社会融入:浙江两市调查[J].重庆社会科学,2011,195(2):59-65.
[11] FESTINGER L. A theory of social comparison processes[J]. Human Relations,1954,7(2):117-140.
[12] MUSSWEILER T, GABRIEL S, BODENHAUSEN G V. Shifting social identities as a strategy for deflecting threatening social comparisons[J]. Journal of Personality and Social Psychology,2000,79(3):398-409.
[13] KUPPENS T, YZERBYT V Y, DANDACHE S, et al. Social identity salience shapes group-based emotions through group-based appraisals[J]. Cognition and Emotion,2013,27(8):1359-1377.
[14] 赵立,郑全全.职业认知、社会支持对农民择业倾向的影响[J].心理学报,2009,41(4):368-376.
[15] BLANTON H, CHRISITIE C, DYE M. Social identity versus reference frame comparison:the moderating role of stereotype endorsement[J]. Journal of Experimental Social Psychology,2002,38(3):253-267.
[16] 张林,张向葵.态度研究的新进展:双重态度模型[J].心理科学进展,2003,11(2):171-176.
[17] PENKE L, EICHSTAEDT J, ASENDORPF J B. Single-attribute implicit association tests (SA-IAT) for the assessment of unipolar constructs[J]. Experimental Psychology,2006,53(4):283-291.
[18] GREENWALD A G, NOSEK B A, BANAJI M R. Understanding and using the implicit association test: I. An improved scoring algorithm[J]. Journal of Personality and Social Psychology,2003,85(2):197-216.
[19] OLDMEADOW J A, FISKE S T. Social status and the pursuit of positive social identity: systematic domains of intergroup differentiation and discrimination for high- and low-status groups[J]. Group Processes and Intergroup Relations,2010,13(4):425-444.
[20] CRAWFORD M T. The renegotiation of social identities in response to a threat to self-evaluation maintenance[J]. Journal of Experimental Social Psychology,2007,43(1):39-47.
The Influence of Identity and Social Comparison on the City Integration Willingness of Chinese New Generation of Migrant Workers
ZHAO Li1, GUO Mengmeng2
(1. Faculty of Education, Hangzhou Normal University, Hangzhou 311121, China;2. Hangzhou Xuezheng Middle School, Hangzhou 310018, China)
The present study examined the influence of identity and social comparison on the willingness of city integration of Chinese new generation of migrant workers. By combining the methods of Implicit Association Test (IAT) and questionnaire survey, and with a formal sample of 103 migrant workers from different areas and various industries, the results showed that there was out-group identity among migrant workers, with the participants identifying themselves as “citizens” having a higher level of city integration willingness than those identifying themselves as “migrant workers”. The integration willingness was altered by manipulating the contexts where the nature of social comparison was positive or negative, with showing asymmetry effects between positive comparison and negative comparison. In the positive comparison condition, both total and cultural integration willingness increased to a larger degree among participants with out-group identity (“citizens”) than those with in-group identity (“migrant workers”), whereas in the negative condition, the economic integration willingness decreased to a larger degree among participants with out-group identity as compared with those with in-group identity.
new generation of migrant workers; city integration willingness; identity; social comparison; implicit
2016-03-09
国家社会科学基金项目(13CRK019);浙江省哲学社会科学规划“之江青年人才课题(13ZJQN001YB);浙江省科技厅省级软科学项目(2013C35058).
赵 立(1983—),女,副教授,博士,主要从事社会与管理心理学研究.E-mail:zhaoli@hznu.edu.cn
10.3969/j.issn.1674-232X.2016.06.003
B849
A
1674-232X(2016)06-0570-07