種族接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國大學(xué)生他族態(tài)度的影響

林秋燁 嚴(yán)璘璘 唐宇豪 胡冰潔 應(yīng)志偉 厲丹萍

摘要該研究旨在考察先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國大學(xué)生他族外顯和內(nèi)隱態(tài)度的影響。實(shí)驗(yàn)一采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)評(píng)估中國大學(xué)生對(duì)本族（中國）和他族（非洲和歐洲）的內(nèi)隱態(tài)度。實(shí)驗(yàn)二要求有他族接觸經(jīng)驗(yàn)的中國大學(xué)生進(jìn)行積極、中性或消極的想象接觸，采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)和外顯態(tài)度問卷評(píng)估他們對(duì)非洲人的內(nèi)隱和外顯態(tài)度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較于他族，中國大學(xué)生對(duì)本族的內(nèi)隱態(tài)度更積極，而且他們對(duì)歐洲人的態(tài)度比對(duì)非洲人更為積極。他族想象接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)芨纳苽€(gè)體對(duì)他族的內(nèi)隱態(tài)度。只有當(dāng)他族接觸經(jīng)驗(yàn)較少時(shí)，想象接觸能改善個(gè)體對(duì)他族的外顯態(tài)度。

關(guān)鍵詞先前接觸;想象接觸;經(jīng)驗(yàn);外顯態(tài)度;內(nèi)隱態(tài)度

分類號(hào)B848.4

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.06.005

1引言

中國作為新興的國際移民流入地，種族態(tài)度研究既有實(shí)踐需要，也有理論意義。在實(shí)踐方面，種族態(tài)度會(huì)影響國家政策的施行。近年外籍人員來華增幅加速，據(jù)聯(lián)合國估算，從2005年到2019年移居中國大陸的外國人從54.3萬增長到72.03萬（王輝耀， 苗綠， 2018），增幅超過30%。在理論方面，現(xiàn)有研究的文化背景較為單一。以往的種族態(tài)度理論都是以西方為主流文化背景，研究發(fā)現(xiàn)白人對(duì)非裔（Dovidio， Kawakami， & Gaertner， 2002）、亞裔（Parks & Yoo， 2016）存在消極的種族態(tài)度。而且即使相似的西方主流文化下個(gè)體對(duì)外族態(tài)度的變化也有差異，例如加拿大和美國的當(dāng)?shù)匕兹藢?duì)外族移民的態(tài)度分別出現(xiàn)了好轉(zhuǎn)和惡化的趨勢(shì) （Bilodeau， Turgeon， & Karakoc， 2012; Craig & Richeson， 2014）。這意味著， 在亞洲文化背景下， 評(píng)估當(dāng)前中國人對(duì)白人、黑人的種族態(tài)度，并在此基礎(chǔ)上嘗試改善種族態(tài)度，不僅能豐富種族態(tài)度理論，也有利于國際間的友好往來。

種族態(tài)度包括外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度。外顯態(tài)度是個(gè)體能夠意識(shí)并報(bào)告出來的態(tài)度，通常用自陳式量表或問卷測量。但個(gè)體的外顯態(tài)度與其實(shí)際行為并不一致，個(gè)體對(duì)他族的外顯態(tài)度會(huì)受到社會(huì)規(guī)范的約束而無法真實(shí)體現(xiàn)（Mahonen， Jasinskaja-Lahti， Liebkind， & Finell， 2010）。因此研究者采用Greenwald等人（1998）提出的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)（Implicit Association Test）測量內(nèi)隱態(tài)度。內(nèi)隱態(tài)度是個(gè)體不能意識(shí)到或不愿表達(dá)的態(tài)度。內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)中，種族概念與優(yōu)劣屬性之間的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度差異可客觀反映個(gè)體對(duì)他族的真實(shí)態(tài)度，與實(shí)際行為大多一致。以往研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)使用僅保留面孔內(nèi)部特征的黑白圖片為種族概念刺激時(shí)，內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)與其他內(nèi)隱態(tài)度測驗(yàn)有較高的一致性、穩(wěn)定性和聚合效度（Cunningham， Preacher， & Banaji， 2001）， 并且在不同種族人群中有較高的區(qū)分效度 （Blair， Judd， Havranek， & Steiner， 2010）。個(gè)體的外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度可能會(huì)出現(xiàn)差異與變化， 通常內(nèi)隱態(tài)度對(duì)個(gè)體行為的預(yù)測度更高 （Lansu， 2018）。

無論是外顯態(tài)度，還是內(nèi)隱態(tài)度，都會(huì)受到個(gè)體與他族人群的實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn)的影響。一項(xiàng)關(guān)于群際接觸的515個(gè)研究的元分析發(fā)現(xiàn)，不同群體間的接觸能夠有效減少個(gè)體對(duì)外群體的偏見（Pettigrew & Tropp， 2006）。這種接觸的影響是雙向的，不僅白人與黑人的接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蚋纳瓢兹藢?duì)黑人的外顯、 內(nèi)隱態(tài)度（Onyeador et al.， 2019），黑人與其他種族人群的接觸經(jīng)驗(yàn)也能改善黑人對(duì)非黑人的偏見（Irizarry， 2013）。少量關(guān)于亞裔的研究也發(fā)現(xiàn)，白人與美國亞裔的接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)芨纳茖?duì)亞洲人的態(tài)度（Dinh， Weinstein， Nemon， & Rondeau， 2008），美國亞裔與黑人間的接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蚋纳齐p方對(duì)彼此的態(tài)度 （Bowman & Stewart， 2014）。 國內(nèi)相關(guān)研究大多關(guān)注民族和外來務(wù)工者的態(tài)度改善研究，如實(shí)際接觸能改善漢族中小學(xué)生對(duì)少數(shù)民族的態(tài)度（曲映蓓， 辛自強(qiáng)， 2016），接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)芨纳粕虾１镜厝伺c外來人員對(duì)彼此的態(tài)度（陳欣月， 崔麗娟， 2017）。但國內(nèi)鮮有關(guān)于實(shí)際接觸對(duì)種族態(tài)度影響的相關(guān)研究。

除實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn)外，想象接觸經(jīng)驗(yàn)也會(huì)影響種族態(tài)度。已有研究發(fā)現(xiàn)，積極的想象接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛴行Ц纳茖?duì)外群體的態(tài)度、改善群際關(guān)系（Miles & Crisp， 2014）。這種想象接觸是指通過想象群際積極互動(dòng)的情景，激發(fā)愉悅的心情（Crisp， Stathi， Turner， & Husnu， 2009）。美國、意大利、墨西哥等早期種族交流頻繁國家的研究已證明，積極的想象接觸經(jīng)驗(yàn)可以有效減少種族偏見（Harwood， Paolini， Joyce， Rubin， & Arroyo， 2011; Vezzali， Capozza， Giovannini， & Stathi， 2011; Stathi & Crisp， 2008）。國內(nèi)關(guān)于漢族和維吾爾族（堯麗， 于海濤， 段海軍， 喬親才， 2015）、異性戀和同性戀（周星霖， 朱歡， 李放， 2020）等研究也發(fā)現(xiàn)，積極的想象接觸對(duì)外群體態(tài)度有改善作用。但國內(nèi)關(guān)于想象接觸對(duì)種族態(tài)度影響的研究仍不足。

本研究通過兩個(gè)實(shí)驗(yàn)考察種族接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國大學(xué)生他族人群態(tài)度的影響。實(shí)驗(yàn)一采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)評(píng)估中國大學(xué)生的種族內(nèi)隱態(tài)度。將被試隨機(jī)分組，其中一組測量個(gè)體對(duì)中國人和歐洲人的內(nèi)隱態(tài)度，另一組測量個(gè)體對(duì)中國人和非洲人的內(nèi)隱態(tài)度。實(shí)驗(yàn)二考察先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)大學(xué)生他族人群外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度的影響。

2實(shí)驗(yàn)一：中國大學(xué)生對(duì)不同種族群體的內(nèi)隱態(tài)度

2.1方法

2.1.1被試

某中國大學(xué)92名（男33人）大學(xué)生參加本實(shí)驗(yàn)，年齡為19.59±1.39歲。他們視力或矯正視力正常，且從未參加過類似實(shí)驗(yàn)。被試隨機(jī)分成兩組，每組46人，其中一組完成“中國人-歐洲人”的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)，另一組完成“中國人-非洲人”的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，被試會(huì)獲得一定的報(bào)酬。本研究得到了該校心理學(xué)研究倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)。

2.1.2設(shè)計(jì)

采用單因素（他族：歐洲人VS.非洲人）被試間設(shè)計(jì)，因變量為內(nèi)隱態(tài)度得分（D分?jǐn)?shù)）。采用Greenwald等人（2003）的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)，分別獲得與消極詞匯、積極詞匯聯(lián)結(jié)任務(wù)的平均反應(yīng)時(shí)，用前者減去后者，再將差值除以所有正確反應(yīng)的反應(yīng)時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)差，即D分?jǐn)?shù)。若D分?jǐn)?shù)大于0且越大，則代表被試的內(nèi)隱態(tài)度越積極;反之，D分?jǐn)?shù)小于0且越小，表示被試的內(nèi)隱態(tài)度越消極。

2.1.3材料

實(shí)驗(yàn)材料包括概念刺激和屬性刺激。內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)通過分類任務(wù)來測量兩類刺激間自動(dòng)化聯(lián)系的程度，從而測量個(gè)體對(duì)目標(biāo)群體的內(nèi)隱態(tài)度。

概念刺激：從加拿大多倫多大學(xué)兒童發(fā)展實(shí)驗(yàn)室面孔庫中選取中國人、歐洲人、非洲人面孔，各24張（均男女各半）。使用Adobe Photoshop CS5對(duì)面孔圖片進(jìn)行圖像處理，去除面孔的頭發(fā)、胡子等外部特征，使用橢圓形框出面孔，避免因外部特征和面孔形狀大小等因素干擾被試判斷，如圖1所示。

屬性刺激：包括積極詞匯和消極詞匯，各24個(gè)。首先，通過網(wǎng)絡(luò)問卷讓20名大學(xué)生（不參與正式實(shí)驗(yàn)）對(duì)描述個(gè)人特點(diǎn)的96個(gè)常見屬性詞（積極和消極各占一半）進(jìn)行李克特5點(diǎn)評(píng)分，5表示最積極，1表示最消極。然后計(jì)算每個(gè)詞的平均分，選擇評(píng)分最高的24個(gè)作為積極詞匯（4.20±0.21），評(píng)分最低的24個(gè)作為消極詞匯（1.87±0.33），t（47）=20.57， p<0.001，見表1。

2.1.4程序

“中國人-歐洲人”程序：用E-prime 2.0 軟件編程。根據(jù)Greenwald等人（2003）的范式，程序包括7個(gè)階段。在每個(gè)階段呈現(xiàn)刺激前，會(huì)呈現(xiàn)相應(yīng)的指導(dǎo)語，指示歸類標(biāo)準(zhǔn)及相應(yīng)按鍵。每一試次，首先屏幕中央呈現(xiàn)一個(gè)400ms的“+”，緊接著在屏幕中央呈現(xiàn)面孔或詞匯，直至被試按鍵反應(yīng)。在練習(xí)階段，按鍵后將給予300ms的反饋，按鍵正確則顯示綠色的“正確”，按鍵錯(cuò)誤則顯示紅色的“錯(cuò)誤”。具體程序見表2。

“中國人-非洲人”程序：與“中國人-歐洲人”程序類似，將按鍵反應(yīng)對(duì)象中的“歐洲人”及歐洲人面孔分別替換為 “非洲人”及非洲人面孔。

2.1.5數(shù)據(jù)處理

按照Greenwald等人（2003）的方法，僅分析正式測驗(yàn)階段數(shù)據(jù)。先刪除反應(yīng)錯(cuò)誤率超過20%的被試數(shù)據(jù)，再刪除反應(yīng)時(shí)小于300 ms 和超過3000 ms的試次，然后計(jì)算D分?jǐn)?shù)并剔除D分?jǐn)?shù)在三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差范圍之外的數(shù)據(jù)。最終保留98.96%的有效數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)分析。

2.2結(jié)果與分析

通過分析種族分類的練習(xí)試次，我們發(fā)現(xiàn)被試對(duì)中國人（96%±4%）、歐洲人（96%±4%）、非洲人（98%±2%）的分類準(zhǔn)確率均在95%以上，這意味著本實(shí)驗(yàn)中的面孔具有種族代表性，被試能準(zhǔn)確分類。

如表3，被試對(duì)中國人的內(nèi)隱態(tài)度得分均大于0，對(duì)中國人的印象較好;被試對(duì)歐洲人、非洲人的內(nèi)隱態(tài)度得分均小于0，對(duì)歐洲人、非洲人的印象較差。被試對(duì)中國人的內(nèi)隱態(tài)度比對(duì)歐洲人（t（45）=2.29， p<0.05， Cohens d=0.65）、非洲人（t（45）=6.26， p<0.005， Cohens d=1.72）都更為積極。

以被試對(duì)中國人的內(nèi)隱態(tài)度得分作為基準(zhǔn)線，分別計(jì)算對(duì)歐洲人或非洲人的內(nèi)隱態(tài)度得分與其差值。若差值小于0且越小，則代表個(gè)體對(duì)目標(biāo)人群的內(nèi)隱態(tài)度越消極。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較歐洲人（-0.20±0.59），被試對(duì)非洲人（-0.55±0.59）的內(nèi)隱態(tài)度更為消極，t（45）=2.82， p<0.01， Cohens d=0.59。

上述結(jié)果表明，中國大學(xué)生對(duì)不同種族人群的內(nèi)隱態(tài)度有明顯差異：相較于他族，中國大學(xué)生對(duì)本族的態(tài)度更為積極;對(duì)于他族來說，中國大學(xué)生對(duì)歐洲人的態(tài)度比對(duì)非洲人更為積極。

3實(shí)驗(yàn)二：先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)他族態(tài)度的影響

3.1方法

3.1.1被試

某中國大學(xué)60名（男31人）大學(xué)生參加本實(shí)驗(yàn)，年齡為20.80±1.18歲。除了與非洲人有接觸經(jīng)驗(yàn)，其他標(biāo)準(zhǔn)和實(shí)驗(yàn)一相同。被試隨機(jī)分成三組，每組20人，分別完成不同的想象接觸任務(wù)（積極VS.中性VS.消極）。

3.1.2設(shè)計(jì)

采用2（先前接觸經(jīng)驗(yàn)：高分組 VS.低分組）×3（想象接觸類型：積極 VS.中性 VS.消極）被試間設(shè)計(jì)，因變量為外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度得分。外顯態(tài)度得分越高，代表外顯態(tài)度越積極。根據(jù)先前接觸經(jīng)驗(yàn)量表總分的中位數(shù)，將被試分為高分組（先前接觸經(jīng)驗(yàn)多）和低分組（先前接觸經(jīng)驗(yàn)少）。

3.1.3材料

先前接觸經(jīng)驗(yàn)量表：采用Voci等（2003）使用的7點(diǎn)評(píng)分量表。詢問被試之前與非洲人的接觸情況。包括5個(gè)題目：對(duì)于非洲人你知道多少？在日常生活中，你多久會(huì)遇到非洲人一次？在日常生活中，你和非洲人的交往頻繁嗎？在日常生活中，你和非洲人的接觸多嗎？你與非洲人的接觸是愉快還是不愉快的？該量表的Cronbachs α系數(shù)為 0.81。

外顯態(tài)度量表：采用Husnu等（2010）使用的7點(diǎn)評(píng)分量表。讓被試根據(jù)對(duì)非洲人的一般感覺，對(duì)非洲人進(jìn)行兩級(jí)維度的評(píng)分。包括6個(gè)題目：冷酷vs熱情;消極vs積極;敵對(duì)vs友好;懷疑vs信任;輕蔑vs尊敬;厭惡vs欽佩。該量表的Cronbachs α系數(shù)為 0.88。

內(nèi)隱態(tài)度測量材料：使用Karpinski等人（2006）的單側(cè)內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)，可測量被試對(duì)單一目標(biāo)群體的內(nèi)隱態(tài)度。概念刺激包括14張非洲人面孔圖片（男女各半），屬性刺激包括積極詞匯和消極詞匯各10個(gè)，見表4。

3.1.4程序

（1） 先前接觸經(jīng)驗(yàn)測量。 被試填寫先前接觸經(jīng)驗(yàn)量表。 根據(jù)量表得分的中位數(shù)將被試分為高分組和低分組， 每組各30人。 高分組 （20.03±2.24） 得分顯著高于低分組 （14.07±2.29）， t（58）=10.22， p<0.001。

（2） 想象接觸經(jīng)驗(yàn)操縱。 根據(jù)以往研究， 被試想象接觸的時(shí)間為1分鐘 （Husnu & Crisp， 2010）。積極組的指導(dǎo)語為：“請(qǐng)你用1分鐘的時(shí)間進(jìn)行想象，在你回家的火車上，你的身邊坐著一位非洲人，你們交談得很愉快。想象一下你們都聊了什么？”中性組的指導(dǎo)語為：“請(qǐng)你用1分鐘的時(shí)間進(jìn)行想象，在你回家的火車上，你在看窗外的風(fēng)景，想象一下你都看到了什么？”消極組與積極組的指導(dǎo)語類似，但將關(guān)鍵的情緒指示詞“愉快”改成了“不愉快”。在被試?yán)斫庵笇?dǎo)語后，開始計(jì)時(shí)1分鐘的想象。想象結(jié)束后，給被試提供紙筆，讓被試記錄下剛才想象的內(nèi)容，證明被試有根據(jù)指導(dǎo)語進(jìn)行相應(yīng)的想象。

（3） 內(nèi)隱態(tài)度測量。根據(jù)Karpinski等人（2006）的范式，程序包括4個(gè)階段。每階段及每試次的呈現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)同實(shí)驗(yàn)一。具體程序模式見表5。

（4） 外顯態(tài)度測量。被試填寫外顯態(tài)度量表。

3.1.5數(shù)據(jù)處理

按照Karpinski等人（2006）的方法，僅分析正式測驗(yàn)階段數(shù)據(jù)。刪除反應(yīng)時(shí)小于300ms 和超過1500ms的試次。最終保留93.54%的有效數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)分析。

3.2結(jié)果與分析

想象接觸后，不同先前接觸經(jīng)驗(yàn)的被試對(duì)非洲人的外顯、內(nèi)隱態(tài)度得分如表6所示。

3.2.1外顯態(tài)度得分

將中國大學(xué)生對(duì)非洲人的外顯態(tài)度得分進(jìn)行2（先前接觸經(jīng)驗(yàn)：高分組vs.低分組）×3（想象接觸類型：積極vs.中性vs.消極）方差分析，發(fā)現(xiàn)先前接觸經(jīng)驗(yàn)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，54）=10.39， p<0.05， η2p=0.16，高分組（28.40±5.53）的外顯態(tài)度顯著高于低分組（24.30±4.88）， t（58）=3.05， p<0.01。想象接觸類型的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（2，54）=1.57， p>0.05，積極組（27.90±3.52）、中性組（25.25±6.87）、消極組（25.90±5.71）的外顯態(tài)度無顯著差異。先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸類型的交互作用顯著，F(xiàn)（2，54）=3.94， p<0.05， ?η2p=0.13。簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于高分組來說，想象類型對(duì)外顯態(tài)度無顯著影響，F(xiàn)（2，27）=1.60， p>0.05。對(duì)于低分組來說，想象類型對(duì)外顯態(tài)度有顯著影響，F(xiàn)（2，27）=4.54， p<0.05。進(jìn)行事后比較（SNK）發(fā)現(xiàn)，積極組、消極組的外顯態(tài)度均顯著高于中性組（ps<0.05）。對(duì)于積極組、中性組來說，高分組的外顯態(tài)度顯著高于低分組（ps<0.05）;對(duì)于消極組來說，高分組和低分組的外顯態(tài)度無顯著差異（p>0.05）。

上述結(jié)果表明，先前接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)苡绊懼袊髮W(xué)生對(duì)非洲人的外顯態(tài)度。先前他族接觸經(jīng)驗(yàn)更多的中國大學(xué)生對(duì)非洲人有更積極的外顯態(tài)度。此外，想象接觸對(duì)外顯態(tài)度的影響視個(gè)體的先前接觸經(jīng)驗(yàn)而定，在先前接觸經(jīng)驗(yàn)多的情況下，想象接觸對(duì)外顯態(tài)度無影響，但在先前接觸經(jīng)驗(yàn)少的情況下，無論進(jìn)行何種想象接觸后，中國大學(xué)生對(duì)非洲人都有更積極的外顯態(tài)度。

3.2.2內(nèi)隱態(tài)度得分

對(duì)中國大學(xué)生對(duì)非洲人的內(nèi)隱態(tài)度得分進(jìn)行2（先前接觸經(jīng)驗(yàn)：高分組vs.低分組）×3（想象接觸類型：積極vs.中性vs.消極）方差分析，發(fā)現(xiàn)先前接觸經(jīng)驗(yàn)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，54）=6.64， p<0.05， ?η2p=0.11，高分組（0.01±0.44）的內(nèi)隱態(tài)度顯著高于低分組（-0.30±0.50）， t（58）=2.50， p<0.05。想象接觸類型的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，54）=3.43， p<0.05， ?η2p=0.11。進(jìn)行事后比較（SNK）發(fā)現(xiàn)，除積極組的內(nèi)隱態(tài)度顯著高于消極組（p<0.05），其他組之間沒有顯著差異（ps>0.05）。先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸類型的交互作用不顯著，F(xiàn)（2，54）=0.29， p>0.05。

上述結(jié)果表明，先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸經(jīng)驗(yàn)均能影響中國大學(xué)生對(duì)非洲人的內(nèi)隱態(tài)度。先前接觸經(jīng)驗(yàn)更多的中國大學(xué)生對(duì)非洲人有更積極的內(nèi)隱態(tài)度。相較消極想象接觸，進(jìn)行積極想象接觸后的中國大學(xué)生對(duì)非洲人有更積極的內(nèi)隱態(tài)度。

4討論

本研究獲得了三個(gè)發(fā)現(xiàn)。

第一，中國大學(xué)生對(duì)不同種族人群的內(nèi)隱態(tài)度有明顯差異：相較于他族，中國大學(xué)生對(duì)本族的態(tài)度更為積極;對(duì)于他族來說，中國大學(xué)生對(duì)歐洲人的態(tài)度比對(duì)非洲人更為積極。

第二，先前接觸經(jīng)驗(yàn)會(huì)影響中國大學(xué)生對(duì)他族人群的外顯和內(nèi)隱態(tài)度。先前接觸經(jīng)驗(yàn)多的被試，對(duì)非洲人的外顯、內(nèi)隱態(tài)度得分均顯著高于先前接觸經(jīng)驗(yàn)少的被試。

第三，在先前接觸經(jīng)驗(yàn)不足的情況下，進(jìn)行想象接觸后的中國大學(xué)生對(duì)他族人群有更積極的外顯態(tài)度。不論先前接觸經(jīng)驗(yàn)如何，只有在積極想象接觸后的個(gè)體對(duì)非洲人的內(nèi)隱態(tài)度較為積極。

本研究的實(shí)驗(yàn)一發(fā)現(xiàn)中國大學(xué)生對(duì)本族人群的態(tài)度較積極，對(duì)外族人群的態(tài)度較消極。與以往研究（Wang et al.， 2014; Zhou et al.， 2016）一致的是，中國人對(duì)中國人表現(xiàn)出了積極的內(nèi)隱態(tài)度，不僅對(duì)歐洲人表現(xiàn)出消極的內(nèi)隱態(tài)度，而且對(duì)非洲人也表現(xiàn)出消極的內(nèi)隱態(tài)度。梁穎超等人（2016）使用被試間設(shè)計(jì)，以膚色作為分類標(biāo)簽，也發(fā)現(xiàn)中國人對(duì)黃種人的內(nèi)隱態(tài)度好于白人和黑人?？紤]到膚色會(huì)干擾種族分類，從而影響內(nèi)隱態(tài)度（Stepanova & Strube， 2012）。本研究以地域作為分類標(biāo)簽，避免因膚色干擾而影響內(nèi)隱態(tài)度得分。

本研究的實(shí)驗(yàn)一還發(fā)現(xiàn)中國人對(duì)他族人群的內(nèi)隱態(tài)度也存在差異，而且對(duì)歐洲人的內(nèi)隱態(tài)度好于非洲人。這一結(jié)果與Blair等（2010）在美國文化背景下的研究結(jié)果類似，同樣是外族人群，白人對(duì)非裔的內(nèi)隱態(tài)度好于拉丁裔。這表明個(gè)體的種族內(nèi)隱態(tài)度不僅會(huì)受到內(nèi)、外族群分類的影響（Axt， Moran， & Bar-Anan， 2018），而且還會(huì)受到其他因素的影響。本研究的發(fā)現(xiàn)可從個(gè)體本身與刺激材料兩個(gè)角度進(jìn)行解釋。

首先，從個(gè)體本身的接觸經(jīng)驗(yàn)來說，適度的他族接觸經(jīng)驗(yàn)會(huì)減少種族的內(nèi)隱偏見（Pettigrew & Tropp， 2006）。與非洲人相比，中國大學(xué)生在日常交往或社交媒體上與歐洲人有較多的接觸經(jīng)驗(yàn)，這可能是他們對(duì)歐洲人的內(nèi)隱態(tài)度好于非洲人的原因之一。但本研究并未對(duì)被試與兩類種族的接觸經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行測量，若要明確得出此推論，仍需在未來的研究中測量并比較兩類種族的接觸經(jīng)驗(yàn)的多少。

其次，從個(gè)體本身的社會(huì)動(dòng)機(jī)來說，種族態(tài)度還會(huì)受到他族群體地位的影響（Stern & Axt， 2018）。個(gè)體傾向于對(duì)地位高的群體有更積極的內(nèi)隱態(tài)度，對(duì)地位低的群體有更消極的內(nèi)隱態(tài)度。Qian等人（2016）發(fā)現(xiàn)，中國成年人的他族內(nèi)隱態(tài)度易受到他族社會(huì)地位的影響。研究者認(rèn)為，中國成人覺得白人的社會(huì)地位高于黑人，正是這種差異導(dǎo)致中國成人對(duì)黑人有消極的內(nèi)隱態(tài)度，而對(duì)白人卻沒有。

第三，從刺激材料的物理屬性來說，以面孔圖片作為刺激材料的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)會(huì)受到種族膚色的影響。膚色深淺本身帶有優(yōu)劣屬性的聯(lián)系，即歐洲人的白皮膚帶有積極屬性，非洲人的黑膚色帶有消極屬性（Jablonski， 2021）。這種優(yōu)劣關(guān)聯(lián)通過改變種族分類速度，進(jìn)而影響內(nèi)隱態(tài)度（Stepanova & Strube， 2012）。本研究采用黑白面孔圖片作為刺激材料，在一定程度上控制了此影響因素。

最后，從刺激材料的社會(huì)屬性來說，面孔吸引力對(duì)內(nèi)隱態(tài)度可能有一定的影響。Lorenzo等（2010）認(rèn)為，個(gè)體會(huì)對(duì)具有更高吸引力的人做出更加正性的評(píng)價(jià)，認(rèn)為他們具有更多積極的人格特質(zhì)。但這種影響可能并不會(huì)干擾內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)的結(jié)果。Stepanova等（2017）認(rèn)為，個(gè)體對(duì)面孔的種族分類判斷和吸引力判斷是彼此獨(dú)立的，他們?cè)谂袛噙^程中可能注意面孔不同特征或給予不同權(quán)重。而內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)以種族分類判斷的反應(yīng)時(shí)為指標(biāo)，進(jìn)行內(nèi)隱態(tài)度的計(jì)算，這避免了吸引力判斷的干擾。但目前沒有直接證據(jù)顯示面孔吸引力和內(nèi)隱態(tài)度的關(guān)系。將來以面孔為刺激材料的內(nèi)隱態(tài)度研究可以對(duì)作為潛在影響因素的吸引力進(jìn)行控制，也可以深入探究吸引力對(duì)態(tài)度的具體影響模式。上述影響因素是中國大學(xué)生對(duì)他族人群有不同內(nèi)隱態(tài)度的可能原因，這意味著未來種族態(tài)度研究的多方向性，以及對(duì)更多特定群體（如不同的種族或民族）內(nèi)隱態(tài)度研究及其差異成因探究的必要性。

本研究的實(shí)驗(yàn)二探討先前接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度的影響，發(fā)現(xiàn)先前接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度均有顯著影響。先前接觸經(jīng)驗(yàn)多的被試，對(duì)非洲人的外顯、內(nèi)隱態(tài)度得分均高于先前接觸經(jīng)驗(yàn)少的被試，這與Voci等（2003）的研究結(jié)果相符，較多的先前接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蚋纳品N族態(tài)度。Qian等（2017）發(fā)現(xiàn)在中國學(xué)習(xí)的非洲大學(xué)生與中國人進(jìn)行日常接觸后，對(duì)中國人的內(nèi)隱態(tài)度發(fā)生了穩(wěn)定而持久的改善，外顯態(tài)度卻并無改變。而Burke等（2017）發(fā)現(xiàn)醫(yī)學(xué)院中的白人、亞裔、西班牙裔等大學(xué)生在與非裔美國人接觸后，對(duì)非裔美國人有了更積極的外顯態(tài)度。本研究發(fā)現(xiàn)接觸經(jīng)驗(yàn)同時(shí)作用于外顯與內(nèi)隱態(tài)度。不同種族群體通過實(shí)際接觸減少焦慮，從而改善種族態(tài)度（Voci & Hewstone， 2003）。其中，外顯和內(nèi)隱態(tài)度改變的速度是不一致的，且二者能夠相互影響、變化（Whitfield & Jordan， 2009），這種影響和變化是穩(wěn)定、長期的（Charlesworth & Banaji， 2019）。未來的研究可在現(xiàn)有態(tài)度分類的基礎(chǔ)上，探究接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)態(tài)度改善的關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn)以及作用時(shí)間周期，對(duì)態(tài)度改變的具體過程進(jìn)行深入研究。

本研究的實(shí)驗(yàn)二還探討了想象接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度的影響。

第一，對(duì)于外顯態(tài)度而言，在先前接觸經(jīng)驗(yàn)豐富的情況下，想象接觸對(duì)外顯態(tài)度無效;在先前接觸經(jīng)驗(yàn)不足的情況下，想象接觸能夠提高被試的外顯態(tài)度。在Stathi等（2014）的研究中，相較對(duì)照組，白人兒童在想象與亞裔兒童進(jìn)行接觸后，對(duì)亞裔兒童表現(xiàn)出了更積極的外顯態(tài)度。本研究對(duì)中國大學(xué)生進(jìn)行研究，僅在先前接觸經(jīng)驗(yàn)不足的被試中，發(fā)現(xiàn)了想象接觸對(duì)外顯態(tài)度的積極作用。這一點(diǎn)與Brambilla等人（2012）的研究結(jié)果一致，若個(gè)體先前接觸經(jīng)驗(yàn)較為豐富，已經(jīng)具有積極的外顯態(tài)度，便很難再用想象接觸進(jìn)一步提高。

第二，對(duì)于內(nèi)隱態(tài)度而言，不論先前接觸經(jīng)驗(yàn)如何，相較中性想象，積極想象對(duì)內(nèi)隱態(tài)度均表現(xiàn)出了改善的趨勢(shì)。這一趨勢(shì)與Turner等（2010）的研究結(jié)果是一致的，相較控制組，進(jìn)行想象接觸后的被試對(duì)外群體表現(xiàn)出了更積極的內(nèi)隱態(tài)度。本研究中，?相較于中性想象接觸后的被試， ?積極想象接觸和消極想象接觸后的被試對(duì)非洲人的內(nèi)隱態(tài)度表現(xiàn)出了相反的趨勢(shì)，這與Husnu等 （2019） 的研究結(jié)論一致，積極和消極的想象接觸帶來的影響是不同的。

實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn)與想象接觸經(jīng)驗(yàn)在影響態(tài)度的作用方面既有共性又有差異。在影響態(tài)度的共性上，想象接觸經(jīng)驗(yàn)與先前接觸經(jīng)驗(yàn)有相似的作用機(jī)制，二者都通過減少焦慮（Crisp et al.， 2010）、采擇外群體觀點(diǎn)（Husnu & Crisp， 2015），從而改善個(gè)體對(duì)他族群體的態(tài)度。在影響態(tài)度的差異上，首先，想象接觸是一系列接觸干預(yù)措施的第一步（Crisp & Turner， 2009），以此緩解焦慮，為直接接觸做好準(zhǔn)備（Birtel & Crisp， 2012）。其次，實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)改善外顯態(tài)度的作用較大，而想象接觸經(jīng)驗(yàn)起到一定的補(bǔ)充作用（堯麗等， 2015）。第三，想象接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)內(nèi)隱態(tài)度的作用不受先前接觸經(jīng)驗(yàn)的影響（堯麗等， 2015; Vezzali et al.， 2011），這可能是由于兩者通過不同中介來影響態(tài)度。比如，自我表露是想象接觸經(jīng)驗(yàn)影響態(tài)度的重要中介（Vezzali et al.， 2011），而外群體信任和同理心是實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn)影響態(tài)度的重要中介（Pagotto & Voci， 2013）。因此，進(jìn)一步明確兩種接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)種族態(tài)度發(fā)生作用的共性和差異，有助于為研究者、從業(yè)者和政策制定者提供增進(jìn)群際關(guān)系的有效策略。

本研究在亞洲文化背景下同樣發(fā)現(xiàn)了先前接觸經(jīng)驗(yàn)和想象接觸經(jīng)驗(yàn)的作用，豐富了種族態(tài)度研究的文化背景。本研究還發(fā)現(xiàn)先前接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛴行Ц纳苽€(gè)體對(duì)他族的外顯態(tài)度與內(nèi)隱態(tài)度。其中想象接觸經(jīng)驗(yàn)在改善種族外顯態(tài)度中有補(bǔ)充作用，不同于對(duì)種族內(nèi)隱態(tài)度的影響。這些發(fā)現(xiàn)表明想象接觸研究的重要性，將來的研究可以考慮如何將想象接觸和實(shí)際接觸結(jié)合運(yùn)用于實(shí)踐。

5結(jié)論

中國大學(xué)生對(duì)不同種族人群的內(nèi)隱態(tài)度有明顯差異。先前接觸經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蚋纳苽€(gè)體對(duì)他族人群的外顯態(tài)度和內(nèi)隱態(tài)度。在先前接觸經(jīng)驗(yàn)較少的情況下，進(jìn)行想象接觸能改善個(gè)體對(duì)他族人群的外顯態(tài)度。不論先前接觸經(jīng)驗(yàn)如何，想象接觸經(jīng)驗(yàn)均能夠改善個(gè)體對(duì)他族人群的內(nèi)隱態(tài)度。

參考文獻(xiàn)

陳欣月， 崔麗娟 （2017）. 群際接觸對(duì)社會(huì)公平感的影響： 群體態(tài)度的中介作用. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 5（4）， 194-200.

梁穎欣， 董晨杰， 范方 （2016）. 中國人的內(nèi)隱種族態(tài)度及行為表現(xiàn)中的內(nèi)群體偏好研究. 見 中國心理學(xué)會(huì)（編）， 第十九屆全國心理學(xué)學(xué)術(shù)會(huì)議摘要集（pp. 633-634）. 中國陜西西安： 中國心理學(xué)會(huì).

曲映蓓， 辛自強(qiáng) （2016）. 中小學(xué)生民族偏見與歧視的成因及干預(yù)策略：群際接觸的視角. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 4（2）， 116-124.

王輝耀， 苗綠 （2018）. 國際人才藍(lán)皮書： 中國國際移民報(bào)告 （2018）. 北京： 社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社.

堯麗， 于海濤， 段海軍， 喬親才 （2015）. 想象接觸對(duì)大學(xué)生內(nèi)隱態(tài)度和外顯態(tài)度的影響. 心理科學(xué)， 38（5）， 1074-1080.

周星霖， 朱歡， 李放 （2020）. 想象接觸與先前接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)大學(xué)生同性戀態(tài)度的影響. 中國性科學(xué)， 29（6）：139-142.

Axt， J. R.， Moran， T.， & Bar-Anan， Y. （2018）. Simultaneous ingroup and outgroup favoritism in implicit social cognition. Journal of Experimental Social Psychology， 79， 275-289.

Bilodeau， A.， Turgeon， L.， & Karakoc， E. （2012）. Small worlds of diversity： Views toward immigration and racial minorities in Canadian provinces. Canadian Journal of Political Science， 45（3）， 579-605.

Birtel， M. D.， & Crisp， R. J. （2012）. Imagining intergroup contact is more cognitively difficult for people higher in intergroup anxiety but this does not detract from its effectiveness. Group Processes and Intergroup Relations， 15（6）， 744-761.

Blair， I. V.， Judd， C. M.， Havranek， E. P.， & Steiner， J. F. （2010）. Using community data to test the discriminate validity of ethnic/racial group IATs. Zeitschrift fur Psychologie， 218（1）， 36-43.

Bowman， N. A.， & Stewart， D. L. （2014）. Procollege exposure to racial/ethnic difference and first-year college students racial attitudes. Teachers College Record， 116（10）， 100308.

Brambilla， M.， Ravenna， M.， & Hewstone， M. （2012）. Changing stereotype content through mental imagery： Imaging intergroup contact promotes stereotype change. Group Processes and Intergroup Relations， 15（3）， 305-315.

Burke， S. E.， Dovidio， J. F.， Perry， S. P.， Burgess， D. J.， Hardeman， R. R.， Phelan， S. M.， et al. （2017）. Informal training experiences and explicit bias against African Americans among medical students. Social Psychology Quarterly， 80（1）， 65-84.

Charlesworth， T. E. S.， & Banaji， M. R. （2019）. Patterns of implicit and explicit attitudes： I. long-term change and stability from 2007 to 2016. Psychological Science， 30（2）， 174-192.

Craig， M. A.， & Richeson， J. A. （2014）. More diverse yet tolerant？ How the increasingly diverse racial landscape affects white Americans racial attitudes. Personality and Social Psychology Bulletin， 40（6）， 750-761.

Crisp， R. J.， Husnu， S.， Meleady， R.， Stathi， S.， & Turner， R. N. （2010）. From imagery to intention： A dual route model of imagined contact effects. European Review of Social Psychology， 21（1）， 188-236.

Crisp， R. J.， Stathi， S.， Turner， R. N.， & Husnu， S. （2009）. Imagined intergroup contact： Theory， paradigm and practice. Social and Personality Psychology Compass， 3（1）， 1-18.

Crisp， R. J.， & Turner， R. N. （2009）. Can imagined interactions produce positive perceptions？ Reducing prejudice through simulated social contact.American Psychologist， 64（4）， 231-240.

Cunningham， W. A.， Preacher， K. J.， Banaji， & M. R. （2001）. Implicit attitude measures： Consistency， stability， and convergent validity. Psychological Science， 12（2）， 163-170.

Dinh， K. T.， Weinstein， T. L.， Nemon， M.， & Rondeau， S. （2008）. The effects of contact with Asians and Asian Americans on white American college students： Attitudes， awareness of racial discrimination， and psychological adjustment. American Journal of Community Psychology， 42（3-4）， 298-308.

Dovidio， J. F.， Kawakami， K.， & Gaertner， S. L. （2002）. Implicit and explicit prejudice and interracial interaction. Journal of Personality and Social Psychology， 82（1）， 62-68.

Greenwald， A. G.， McGhee， D. E.， & Schwartz， J. L. K. （1998）. Measuring individual differences in implicit cognition： The implicit association test. Journal of Personality and Social Psychology， 74（6）， 1464-1480.

Greenwald， A. G.，Nosek， B. A.， & Banaji， M. R. （2003）. Understanding and using the implicit association test： I. an improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology， 85（2）， 197-216.

Harwood， J.， Paolini， S.， Joyce， N.， Rubin， M.， & Arroyo， A. （2011）. Secondary transfer effects from imagined contact： Group similarity affects the generalization gradient. British Journal of Social Psychology， 50（1）， 180-189.

Husnu， S.， & Crisp， R. J. （2010）. Elaboration enhances the imagined contact effect. Journal of Experimental Social Psychology， 46（6）， 943-950.

Husnu， S.， & Crisp， R. J. （2015）. Perspective-taking mediates the imagined contact effect. International Journal of Intercultural Relations， 44， 29-34.

Husnu， S.， & Paolini， S. （2019）. Positive imagined contact is actively chosen： Exploring determinants and consequences of volitional intergroup imagery in a conflict-ridden setting. Group Processes and Intergroup Relations， 22（4）， 511-529.

Irizarry， Y. （2013）. Is measuring interracial contact enough？ Racial concentration， racial balance， and perceptions of prejudice among black Americans. Social Science Quarterly， 94（3）， 591-615.

Jablonski， N. G. （2021）. Skin color and race.American Journal of Physical Anthropology， in press.

Karpinski， A.， & Steinman， R. B. （2006）. The single category implicit association test as a measure of implicit social cognition. Journal of Personality and Social Psychology， 91（1）， 16-32.

Lansu， T. A. M. （2018）. Burn！ How implicit and explicit attitudes predict early adolescents “hot sauce” aggression toward classroom peers. Journal of Experimental Child Psychology， 167， 423-432.

Lorenzo， G. L.， Biesanz， J. C.， & Human， L. J. （2010）. What is beautiful is good and more accurately understood： Physical attractiveness and accuracy in first impressions of personality. Psychological Science， 21（12）， 1777-1782.

Mahonen， T. A.， Jasinskaja-Lahti， I.， Liebkind， K.， & Finell， E. （2010）. Perceived normative pressure and majority adolescents implicit and explicit attitudes towards immigrants. International Journal of Psychology， 45（3）， 182-189.

Miles， E.， & Crisp， R. J. （2014）. A meta-analytic test of the imagined contact hypothesis. Group Processes and Intergroup Relations， 17（1）， 3-26.

Onyeador， I. N.， Wittlin， N. M.， Burke， S. E.， Dovidio， J. F.， Perry， S. P.， Hardeman， R. R.， et al. （2019）. The value of interracial contact for reducing anti-Black among non-Black physicians： A cognitive habits and growth evaluation （CHANGE） study report. Psychological Science， 31（1）， 18-30.

Parks， S. J.， & Yoo， H. C. （2016）. Does endorsement of the model minority myth relate to anti-Asian sentiments among White college students？ The role of a color-blind racial attitude. Asian American Journal of Psychology， 7（4）， 287-294.

Pettigrew， T. F.， & Tropp， L. R. （2006）. A meta-analytic test of intergroup contact theory. Journal of Personality and Social Psychology， 90（5）， 751-783.

Pagotto， L.， & Voci， A. （2013）. Direct and mass-mediated contact： The role of different intergroup emotions. Testing， Psychometrics， Methodology in Applied Psychology， 20（4）， 365-381.

Qian， M. K.，Heyman， G. D.， Quinn， P. C.， Fu， G. Y.， & Lee， K. （2017）. When the majority becomes the minority： A longitudinal study of the effects of immersive experience with racial out-group members on implicit and explicit racial biases. Journal of Cross-Cultural Psychology， 48（6）， 914-930.

Qian， M. K.，Heyman， G. D.， Quinn， P. C.， Messi， F. A.， Fu， G. Y.， & Lee， K. （2016）. Implicit racial biases in preschool children and adults from Asia and Africa. Child Development， 87（1）， 285-296.

Stathi， S.， Cameron， L.， Hartley， B.， & Bradford， S. （2014）. Imagined contact as a prejudice-reduction intervention in school： The underlying role of similarity and attitudes. Journal of Applied Social Psychology， 44（8）， 536-546.

Stathi， S.， & Crisp， R. J. （2008）. Imagining intergroup contact promotes projection to outgroups. Journal of Experimental Social Psychology， 44（4）， 943-957.

Stepanova， E. V.， & Strube， M. J. （2017）. Attractiveness as a function of skin tone and facial features： Evidence from categorization studies. The Journal of General Psychology， 0（0）， 1-20.

Stepanova， E. V.， & Strube， M. J. （2012）. The role of skin color and facial physiognomy in racial categorization： Moderation by implicit racial attitudes. Journal of Experimental Social Psychology， 48（4）， 867-878.

Stern， C.， & Axt， J. R. （2018）. Group status modulates the associative strength between status quo supporting beliefs and anti-Black attitudes. Social Psychological and Personality Science， 10（7）， 946-956.

Turner， R. N.， & Crisp， R.J. （2010）. Imagining intergroup contact reduces implicit prejudice. British Journal of Social Psychology， 49（1）， 129-142.

Vezzali， L.， Capozza， D.， Giovannini， D.， & Stathi， S. （2011）. Improving implicit and explicit intergroup attitudes using imagined contact： An experimental intervention with elementary school children. Group Processes and Intergroup Relations， 15（2）， 203-212.

Voci， A.， & Hewstone， M. （2003）. Intergroup contact and prejudice toward immigrants in Italy： The meditational role of anxiety and the moderational role of group salience. Group Processes and Intergroup Relations， 6（1）， 37-54.

Wang， Q. D.， Chen， G. W.， Wang， Z. Q.， Hu， C. S.， Hu X. Q.， & Fu， G. Y. （2014）. Implicit racial attitudes influence perceived emotional intensity on other-race faces. Plos One， 9（8）， e105946.

Whitfield， M.， & Jordan， C. H. （2009）. Mutual influence of implicit and explicit attitudes.Journal of Experimental Social Psychology， 45（4）， 748-759.

Zhou， M.，Shenasi， S.， & Xu， T. （2016）. Chinese attitudes toward African migrants in Guangzhou， China. International Journal of Sociology， 46（2）， 141-161.