越多接觸就越愿意接觸？取決于效價(jià)與效能*

黃 飛 王昌成 石寬寬 阿巴拜克熱·哈力克 李林鵬

越多接觸就越愿意接觸？取決于效價(jià)與效能

黃 飛王昌成石寬寬阿巴拜克熱·哈力克李林鵬

(華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079) (喀什大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 新疆 喀什 844006) (新疆實(shí)驗(yàn)中學(xué), 烏魯木齊 830049) (固原市彭陽(yáng)縣第三中學(xué), 寧夏 彭陽(yáng) 756500)

在我國(guó)族際背景中, 檢驗(yàn)兩種效價(jià)族際接觸的效應(yīng)及其機(jī)制。研究1從內(nèi)地和新疆抽取有過(guò)族際互動(dòng)經(jīng)驗(yàn)的維吾爾族和漢族大學(xué)生(內(nèi)地、新疆的漢族、維吾爾族樣本量分別為448、791, 375、901), 研究2從寧夏抽取回族和漢族中學(xué)生(回族565, 漢族957)。兩個(gè)研究共在6個(gè)樣本上檢驗(yàn)積極和消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng), 并檢驗(yàn)族際自我效能的中介作用。結(jié)果表明, 積極族際接觸明顯多于消極族際接觸; 積極族際接觸越多族際接觸意愿越高, 消極族際接觸越多族際接觸意愿越低, 積極族際接觸的促進(jìn)效應(yīng)大于消極族際接觸的阻礙效應(yīng); 族際自我效能部分中介積極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng), 能更有效的中介消極族際接觸的效應(yīng); 兩種效價(jià)族際接觸的效應(yīng)在多數(shù)群體和少數(shù)群體間總體上沒(méi)有預(yù)期的差異。研究結(jié)果對(duì)于了解我國(guó)族際接觸的現(xiàn)狀和效應(yīng)、豐富群際接觸研究證據(jù)有理論意義, 對(duì)于加強(qiáng)各民族交往交流交融具有實(shí)踐意義。

積極族際接觸; 消極族際接觸; 族際接觸意愿; 族際自我效能

1 前言

族際關(guān)系是我國(guó)社會(huì)關(guān)系的重要組成部分, 其在社會(huì)穩(wěn)定與發(fā)展過(guò)程中具有重要作用。建國(guó)至今, 中央與地方在多個(gè)層面促進(jìn)各民族共同發(fā)展, 致力于構(gòu)建和諧融洽的民族關(guān)系。在中共十九大會(huì)議上, 習(xí)近平總書記在報(bào)告中提到“深化民族團(tuán)結(jié)進(jìn)步教育, 鑄牢中華民族共同體意識(shí), 加強(qiáng)各民族交往交流交融, 促進(jìn)各民族像石榴籽一樣緊緊抱在一起, 共同團(tuán)結(jié)奮斗、共同繁榮發(fā)展。”當(dāng)前, 我國(guó)民族關(guān)系總體態(tài)勢(shì)穩(wěn)定, 但消極族際態(tài)度與偏見(jiàn)依然存在(高承海, 黨寶寶, 萬(wàn)明鋼, 2013), 阻礙族際交往交流交融, 加深民族隔閡, 致使社會(huì)穩(wěn)定和發(fā)展成本增加?；谠摤F(xiàn)狀, 總書記在報(bào)告中明確提及“嚴(yán)密防范和堅(jiān)決打擊各種滲透顛覆破壞活動(dòng)、暴力恐怖活動(dòng)、民族分裂活動(dòng)、宗教極端活動(dòng)?！币蚨? 在發(fā)展變化的國(guó)際國(guó)內(nèi)形勢(shì)下促進(jìn)族際團(tuán)結(jié)與共同發(fā)展成為和諧社會(huì)建設(shè)的重要課題(李森森, 龍長(zhǎng)權(quán), 陳慶飛, 李紅, 2010), 這自然吸引了包括心理學(xué)在內(nèi)的諸多社會(huì)科學(xué)的關(guān)注(辛自強(qiáng), 2018)。

十九大報(bào)告中涉及的促交流、促交往、促交融與反暴恐、反分裂、反極端, 對(duì)應(yīng)族際關(guān)系和互動(dòng)中積極一面和消極一面。根據(jù)效價(jià)進(jìn)行區(qū)分在包括族際接觸在內(nèi)的群際接觸研究中同樣存在, 即分為積極接觸和消極接觸兩類(如Berge, Lancee, & Jaspers, 2017; Techakesari, Barlow, Hornsey, Sung, Thai, & Chak, 2015)。社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域中有關(guān)群際接觸的研究歷史悠久, 有眾多實(shí)證基礎(chǔ)的群際接觸理論成為群際關(guān)系研究和偏見(jiàn)消除實(shí)踐中最具影響力的理論之一(Pettigrew & Tropp, 2011; Vezzali, Hewstone,Capozza, Giovannini, & W?lfer, 2014)。然而, Pettigrew和Tropp (2006)基于713個(gè)獨(dú)立樣本的元分析發(fā)現(xiàn)僅有不足5%的樣本涉及消極接觸。換言之, 先前群際接觸研究存在“積極偏向”, 更多關(guān)注積極接觸效應(yīng)及其機(jī)制, 而消極接觸效應(yīng)及其機(jī)制未得到同等程度的重視。這種研究傳統(tǒng)并不是因?yàn)橄麡O接觸不存在、研究不重要或無(wú)助于群際關(guān)系改善, 而是因?yàn)槿弘H接觸研究具有政策關(guān)聯(lián)性, 即幫助制定或評(píng)估降低群際偏見(jiàn)、改善群際關(guān)系的政策, 研究積極群際接觸能夠更直接地達(dá)成這一目的(Graf & Paolini, 2017)。在現(xiàn)實(shí)生活中, 群體間消極接觸的確存在, 如不愉快的互動(dòng)、不公正對(duì)待、歧視, 且會(huì)對(duì)群際態(tài)度、群際接觸意愿與行為產(chǎn)生負(fù)面影響(Jasinskaja-Lahti, M?h?nen, & Liebkind, 2012; Kauff et al., 2017; Mazziotta, Rohmann, Wright, Tezanos-Pinto, & Lutterbach, 2015)。此外, 建立在積極接觸研究基礎(chǔ)上的群際接觸理論面臨解釋力不足的困境, 比如有研究表明在多民族或種族國(guó)家和地區(qū), 接觸越多偏見(jiàn)越深(Ayers, Hofstetter, Schnakenberg, & Kolody, 2009; Cernat, 2010)?；诖? Pettigrew (2008)呼吁對(duì)消極群際接觸進(jìn)行更多研究, 全面探究群際接觸對(duì)于群際關(guān)系的影響, 拓展群際接觸理論。近年來(lái), 同時(shí)考慮積極和消極接觸的研究逐漸增多, 研究結(jié)果表明在穩(wěn)定或不存在嚴(yán)重隔離的社會(huì)情境中, 人們?nèi)粘Ｉ钪械姆e極接觸經(jīng)驗(yàn)要多于消極接觸經(jīng)驗(yàn)(Graf, Paolini, & Rubin, 2014; M?h?nen & Jasinskaja-Lahti, 2016; Paolini, Harwood, & Rubin, 2010); 而在沖突的社會(huì)情境下, 消極接觸經(jīng)驗(yàn)則多于積極接觸經(jīng)驗(yàn)(Visintin, Green, Pereira, & Miteva, 2017)。我國(guó)多民族關(guān)系總體和諧穩(wěn)定, 據(jù)此并結(jié)合以上論述提出假設(shè)1：

假設(shè)1：在我國(guó)族際背景中, 積極族際接觸多于消極族際接觸。

大量研究已表明積極接觸對(duì)群際關(guān)系和互動(dòng)具有顯著的積極效應(yīng)(Pettigrew & Tropp, 2006), 近年來(lái)有關(guān)消極接觸的研究則發(fā)現(xiàn)消極接觸會(huì)對(duì)群際關(guān)系和互動(dòng)產(chǎn)生消極阻礙效應(yīng)(Graf & Paolini, 2017)。傳統(tǒng)的群際接觸假說(shuō)認(rèn)為積極接觸能帶來(lái)偏見(jiàn)降低等積極效應(yīng), 但該效應(yīng)能得以實(shí)現(xiàn)的前提是群際雙方愿意接觸, 因而選擇接觸意愿作為結(jié)果變量是有價(jià)值的(Ron, Solomon, Halperin, & Saguy, 2017)。已有研究表明群際接觸對(duì)群際態(tài)度中的情感和行為成分的效應(yīng)不同(Tropp & Pettigrew, 2005), 循此思路關(guān)注行為意愿是有必要的。關(guān)于接觸經(jīng)驗(yàn)與接觸意愿可能的關(guān)系, 一方面, 有更多的積極接觸意味著群際雙方所處環(huán)境中, 有更多的接觸機(jī)會(huì), 另一方面, 從行為主義的視角來(lái)分析, 更多的積極接觸形成相應(yīng)的習(xí)慣, 積極接觸的行為受到強(qiáng)化, 繼而有更高的接觸意愿; 相應(yīng)的, 消極接觸則會(huì)損害接觸意愿?；诖? 提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：族際接觸經(jīng)驗(yàn)與族際接觸意愿有顯著相關(guān)。

假設(shè)2a：積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多族際接觸意愿越強(qiáng)。

假設(shè)2b：消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多族際接觸意愿越弱。

隨著消極接觸研究的逐步推進(jìn), 兩種效價(jià)接觸效應(yīng)的相對(duì)大小也成為研究者關(guān)注的焦點(diǎn), 但現(xiàn)有的研究結(jié)果尚未達(dá)成一致。群際關(guān)系領(lǐng)域中的效價(jià)不對(duì)稱模型(Graf & Paolini, 2017; Paolini & McIntyre, 2019)認(rèn)為, 相較于積極接觸, 消極接觸中的群體身份顯著性更高, 而群體身份顯著性會(huì)促進(jìn)積極和消極接觸效應(yīng)由個(gè)體層面泛化至群體層面, 因而消極接觸會(huì)對(duì)群際關(guān)系產(chǎn)生更大的影響(Graf & Paolini,2017; Paolini et al., 2010)。該觀點(diǎn)得到一些實(shí)證研究的支持(Barlow et al., 2012; Hayward, Tropp, Hornsey, & Barlow, 2017)。然而, 也有研究發(fā)現(xiàn)積極接觸對(duì)群際關(guān)系的影響大于消極接觸(如Pettigrew, Tropp, Wagner, & Christ, 2011), 積極優(yōu)勢(shì)觀認(rèn)為積極接觸因?yàn)橛袛?shù)量上的優(yōu)勢(shì)而能累積更大的效應(yīng)(Graf et al., 2014)。基于我國(guó)現(xiàn)實(shí)的族際背景, 盡管消極接觸在一定程度上客觀存在, 但我國(guó)當(dāng)前的民族關(guān)系總體態(tài)勢(shì)穩(wěn)定, 并已建立平等、團(tuán)結(jié)、互助、和諧的民族關(guān)系, 權(quán)威制度支持積極接觸而克制消極接觸, 基于此提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：積極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的促進(jìn)效應(yīng)大于消極族際接觸的阻礙效應(yīng)。

在國(guó)外某些群際背景中的研究表明, 積極和消極接觸不僅可以對(duì)群際關(guān)系產(chǎn)生積極和消極的直接影響(Aberson, 2015; Hayward, Tropp, Hornsey, Kate, & Barlow, 2018), 還可以通過(guò)一些中介變量產(chǎn)生間接影響, 如群際自我效能(Mazziotta et al., 2015)。自我效能是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己具有組織和執(zhí)行達(dá)到特定成就的能力的信念, 該信念會(huì)影響隨后的動(dòng)機(jī)和行為(Bandura, 1997)。有研究者將社會(huì)認(rèn)知理論和自我效能概念引入群際接觸研究中, 并開發(fā)相應(yīng)的測(cè)量工具開展實(shí)證研究。比如Gougeon (2015)在加拿大兩地大學(xué)生樣本上發(fā)現(xiàn)積極替代接觸能夠提升他們(原本關(guān)系疏遠(yuǎn)的)與土著居民接觸的自我效能; Mazziotta, Mummendey和Wright (2011)在德國(guó)開展的研究檢驗(yàn)了自我效能在積極接觸與群際態(tài)度、群際接觸意愿之間的中介作用, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)積極接觸能顯著提高自我效能, 進(jìn)而改善群際態(tài)度和增強(qiáng)群際接觸意愿; Mazziotta等人(2015)的新近研究發(fā)現(xiàn)群際自我效能在積極接觸與消極接觸的效應(yīng)中起到中介作用。族際自我效能是指在跨民族背景中的特殊化的自我效能, 是個(gè)體對(duì)自己是否具有成功開展族際互動(dòng)、建立族際關(guān)系、應(yīng)對(duì)族際問(wèn)題能力的判斷。依照社會(huì)學(xué)習(xí)理論和國(guó)外其他群際背景中的研究發(fā)現(xiàn), 直接或間接的積極族際接觸經(jīng)驗(yàn), 即成功接觸經(jīng)歷, 將提升族際自我效能, 使得往后族際互動(dòng)的意愿更強(qiáng), 而消極族際接觸經(jīng)驗(yàn), 即失敗接觸經(jīng)歷, 則會(huì)導(dǎo)致族際自我效能的降低, 繼而導(dǎo)致族際互動(dòng)意愿的削弱。據(jù)此, 提出本研究的假設(shè)4：

假設(shè)4：族際自我效能在族際接觸經(jīng)驗(yàn)與族際接觸意愿之間起中介作用。

假設(shè)4a：積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)會(huì)提升族際自我效能, 進(jìn)而增強(qiáng)族際接觸意愿。

假設(shè)4b：消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)會(huì)降低族際自我效能, 進(jìn)而減弱族際接觸意愿。

群際接觸對(duì)群際結(jié)果變量的效應(yīng)受到一些條件的調(diào)節(jié)。Pettigrew和Tropp (2006)通過(guò)元分析研究發(fā)現(xiàn)積極接觸效應(yīng)在多數(shù)群體上強(qiáng)于少數(shù)群體, 新近的研究為此結(jié)論提供了更多證據(jù)(Binder et al., 2009; Feddes, Noack, & Rutland, 2009; Gómez, Tropp, & Fernández, 2011)。他們認(rèn)為, 在群際互動(dòng)過(guò)程中, 相比于多數(shù)群體, 少數(shù)群體成員更有可能知覺(jué)或預(yù)期多數(shù)群體對(duì)自己以及自己所在群體的歧視, 這種傾向抑制了積極接觸對(duì)于少數(shù)群體的群際關(guān)系所產(chǎn)生的積極影響, 使得多數(shù)群體上的積極接觸效應(yīng)相較于少數(shù)群體更大(Pettigrew & Tropp, 2006)。Barlow等人(2012)認(rèn)為消極接觸的效應(yīng)也會(huì)受到群體身份等條件的影響。相比于多數(shù)群體, 少數(shù)群體在群際互動(dòng)過(guò)程中更擔(dān)心自己會(huì)受到歧視或偏見(jiàn), 因而對(duì)多數(shù)群體有更多消極的期待, 而消極接觸的發(fā)生正好驗(yàn)證了這種期待, 會(huì)被視為外群體歧視自己以及自己所在群體的證明, 使得消極接觸在少數(shù)群體上的效應(yīng)更大(Vedder, Wenink, & van Geel, 2017; Visintin et al., 2017)。換言之, 不論是積極接觸還是消極接觸, 其效應(yīng)對(duì)特定群際背景中的兩個(gè)群體并不是對(duì)稱的。近年來(lái), 有研究者在我國(guó)族際背景中檢驗(yàn)?zāi)撤N族際接觸的效應(yīng), 比如想象接觸(劉陽(yáng), 孫秀玲, 李紅, 龍長(zhǎng)權(quán), 2014; 堯麗, 于海濤, 段海軍, 喬親才, 2015)。本研究根據(jù)族際背景分為兩個(gè)研究, 研究1選取比較受關(guān)注的維吾爾族?漢族族際背景(簡(jiǎn)稱維漢族際), 以內(nèi)地和新疆的維漢兩族大學(xué)生為被試, 研究2選取回族?漢族族際背景(簡(jiǎn)稱回漢族際), 以寧夏回漢中學(xué)生為被試。第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示漢族占總?cè)丝?1.51%, 回族占0.7943%, 維吾爾族占0.7555%, 從全國(guó)人口比例來(lái)看, 漢族屬于多數(shù)群體, 而回族、維吾爾族屬于少數(shù)群體。據(jù)此提出研究假設(shè)5：

假設(shè)5：積極族際接觸和消極族際接觸的效應(yīng)因族群身份差異而不同。

假設(shè)5a：積極族際接觸效應(yīng)在漢族樣本上要強(qiáng)于維吾爾族或回族樣本。

假設(shè)5b：消極族際接觸效應(yīng)在維吾爾族、回族樣本上要強(qiáng)于漢族樣本。

2 研究1：維漢族際背景中的檢驗(yàn)

2.1 被試

內(nèi)地漢族樣本。在內(nèi)地高校選取漢族被試(遵循班級(jí)或?qū)嬍抑杏芯S吾爾族同學(xué)這一原則)發(fā)放問(wèn)卷, 回收問(wèn)卷480份, 將不認(rèn)真作答、項(xiàng)目漏答過(guò)多、未提供關(guān)鍵信息的問(wèn)卷篩除, 最終有效問(wèn)卷共448份, 有效率為93.3%。其中男生195人, 女生253人; 年齡在17至25歲(= 20.33,= 1.66); 大一85人, 大二108人, 大三121人, 大四134人。

新疆漢族樣本。在新疆高校選取漢族被試發(fā)放問(wèn)卷, 回收問(wèn)卷862份, 篩除不認(rèn)真作答、項(xiàng)目漏答過(guò)多、未提供關(guān)鍵信息、作答目標(biāo)族群不符合要求的問(wèn)卷, 最終有效問(wèn)卷791份, 有效率為91.7%。其中男生275人, 女生505人, 性別信息缺失11人; 年齡在16至25歲(= 20.13,= 1.23); 大一192人, 大二393人, 大三195人, 大四8人。

內(nèi)地維吾爾族樣本。在內(nèi)地高校選取維吾爾族被試進(jìn)行施測(cè), 回收問(wèn)卷414份, 將不認(rèn)真作答、項(xiàng)目漏答過(guò)多、未提供關(guān)鍵信息的問(wèn)卷篩除, 最終有效問(wèn)卷共375份, 有效率為90.6%。其中男生140人, 女生235人; 年齡在17至25歲(= 21.73,= 1.75); 預(yù)科及大一共93人, 大二71人, 大三90人, 大四及醫(yī)學(xué)專業(yè)大五共121人。

新疆維吾爾族樣本。在新疆高校選取維吾爾族被試進(jìn)行施測(cè), 回收問(wèn)卷1034份, 將不認(rèn)真作答、項(xiàng)目漏答過(guò)多、未提供關(guān)鍵信息的問(wèn)卷篩選出來(lái), 最終有效問(wèn)卷共901份, 有效率為87.1%。其中男生234人, 女生642人, 性別信息缺失25人; 年齡在17至24歲(= 20.77,= 1.19); 大一122人, 大二358人, 大三405人, 大四16人。

2.2 測(cè)量工具

多維族際接觸量表。根據(jù)接觸類型(直接接觸、網(wǎng)絡(luò)接觸、拓展接觸、替代接觸、想象接觸), 并依據(jù)接觸效價(jià)(積極與消極接觸), 建構(gòu)多維族際接觸概念并編制量表進(jìn)行測(cè)量(黃飛, 王昌成, 石寬寬, 哈力克, 2018)。積極接觸和消極接觸分別有五種接觸類型, 共10個(gè)分量表, 采用5點(diǎn)評(píng)分, 1表示這種情況從未發(fā)生過(guò), 5表示這種情況在日常生活中經(jīng)常發(fā)生, 2、3、4介于二者之間, 數(shù)字越大表示頻率越高。共40個(gè)項(xiàng)目, 每個(gè)分量表有4個(gè)項(xiàng)目, 積極接觸、消極接觸分別有20個(gè)項(xiàng)目, 在當(dāng)前4個(gè)樣本上兩種效價(jià)族際接觸的內(nèi)部一致性分別為0.92、0.93、0.92、0.92, 0.83、0.90、0.90、0.92, 量表的結(jié)構(gòu)效度良好。得分越高表明族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多。

族際接觸意愿量表。采用Crisp和Husnu (2011)的量表, 根據(jù)當(dāng)前的族際背景加以修改, 由10個(gè)項(xiàng)目組成(例如, 如果你遇到維吾爾/漢族人, 你認(rèn)為你與他/她們聊天的可能性有多大; 如果你遇到維吾爾/漢族人, 你是否有興趣與他/她們聊天; 如果你遇到維吾爾/漢族人, 你是否想與他/她們聊天), 采用9點(diǎn)評(píng)分量表(1 = 一點(diǎn)都不, 9 = 非常)。在4個(gè)樣本上內(nèi)部一致性分別為0.93、0.93、0.90、0.92。得分越高表明未來(lái)族際接觸意愿越強(qiáng)。

族際自我效能量表。參考Mazziotta等人(2011)的做法, 編制三個(gè)項(xiàng)目測(cè)量族際自我效能(我相信自己能夠與某族人形成積極融洽的關(guān)系; 即使在民族關(guān)系敏感時(shí)期我也能夠與某族人保持積極的往來(lái); 我相信自己有能力處理好在與某族人相處時(shí)遇到的意外情況), 采用7點(diǎn)評(píng)分, 1 = 完全不同意, 7 = 完全同意。在4個(gè)樣本上的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.71、0.85、0.77、0.86。得分越高表明族際自我效能越高。

2.3 數(shù)據(jù)收集程序

內(nèi)地維漢數(shù)據(jù)收集分為三個(gè)階段：第一階段, 在某地區(qū)9所高校與目標(biāo)學(xué)生取得聯(lián)系并征得同意后, 由心理學(xué)專業(yè)漢族研究生和維吾爾族大學(xué)生擔(dān)任施測(cè)者進(jìn)行施測(cè)。第二階段, 通過(guò)維吾爾族施測(cè)者與內(nèi)地其他11所高校學(xué)生取得聯(lián)系, 在說(shuō)明相關(guān)研究情況征得同意后由每所學(xué)校的施測(cè)者(給予書面的施測(cè)流程以及注意事項(xiàng))進(jìn)行施測(cè)。第三階段, 由漢族施測(cè)者對(duì)符合要求的漢族學(xué)生對(duì)象進(jìn)行施測(cè)。鑒于地點(diǎn)和時(shí)間的限制, 共有160位維吾爾族學(xué)生是通過(guò)發(fā)放電子版問(wèn)卷來(lái)施測(cè)的。給漢族學(xué)生發(fā)放502份問(wèn)卷, 回收率95.6%, 給維吾爾族學(xué)生發(fā)放442份問(wèn)卷, 回收率為93.7%。

新疆維漢樣本的收集：在南疆某高校, 第一階段, 主試與心理學(xué)公共課任課教師聯(lián)系, 征得學(xué)生同意, 根據(jù)學(xué)生的族群身份, 發(fā)放相應(yīng)版本的問(wèn)卷進(jìn)行團(tuán)體施測(cè), 當(dāng)場(chǎng)回收。第二階段, 主試在班會(huì)時(shí)間, 征得班主任和學(xué)生同意, 以院系班級(jí)為單位發(fā)放一般版問(wèn)卷, 當(dāng)場(chǎng)回收, 部分通過(guò)個(gè)別方式單獨(dú)施測(cè)。給漢族學(xué)生發(fā)放900份問(wèn)卷, 回收率為95.8%, 給維吾爾族學(xué)生發(fā)放1100份問(wèn)卷, 回收率為94.0%。

2.4 結(jié)果分析

2.4.1 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

本研究所有量表均采用匿名方式填寫, 采用5點(diǎn)、9點(diǎn)、7點(diǎn)三類評(píng)分等級(jí), 在實(shí)測(cè)程序上對(duì)可能導(dǎo)致共同方法偏差的部分因素進(jìn)行了控制。并采用Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(周浩, 龍立榮, 2004), 結(jié)果顯示, 在4個(gè)樣本上第一個(gè)因子變異解釋率分別為20.40%、27.95%、22.04%、24.67%, 均低于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%, 故表明各變量之間不存在嚴(yán)重的共同方法變異。

2.4.2 描述統(tǒng)計(jì)和兩種效價(jià)族際接觸間的均值比較

內(nèi)地和新疆維漢兩族共4個(gè)樣本的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表1。在4個(gè)樣本上分別進(jìn)行相關(guān)樣本的檢驗(yàn), 檢驗(yàn)積極和消極族際接觸的差異, 結(jié)果分別為：(447) = 34.04,< 0.001, Cohen’s= 1.61;(790) = 45.02,< 0.001, Cohen’s= 1.60;(374) = 50.38,< 0.001, Cohen’s= 2.60;(900) = 68.81,< 0.001, Cohen’s= 2.29。積極族際接觸顯著多于消極族際接觸, 假設(shè)1在維、漢4個(gè)樣本上均得到驗(yàn)證。

表1 維、漢四個(gè)樣本上的描述統(tǒng)計(jì)

2.4.3 相關(guān)分析和效價(jià)不對(duì)稱性檢驗(yàn)

基于內(nèi)地和新疆維漢兩族樣本的相關(guān)分析結(jié)果呈現(xiàn)在表2中。在4個(gè)樣本上, 積極族際接觸與族際接觸意愿均顯著正相關(guān), 均達(dá)到中等效應(yīng), 加權(quán)相關(guān)為0.56, 假設(shè)2a在4個(gè)樣本上均得到驗(yàn)證; 消極族際接觸與族際接觸意愿均顯著負(fù)相關(guān), 低度到中低度相關(guān), 加權(quán)相關(guān)為?0.25, 假設(shè)2b在4個(gè)樣本上均得到驗(yàn)證。兩種效價(jià)的族際接觸對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng)差異檢驗(yàn)結(jié)果：4.80,< 0.001;7.57,< 0.001;5.58,< 0.001;9.15,< 0.001, 均為積極族際接觸的促進(jìn)效應(yīng)顯著大于消極族際接觸的阻礙效應(yīng)。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表2 四個(gè)樣本上的相關(guān)矩陣

注：< 0.05,< 0.01,< 0.001

2.4.4 族際自我效能的中介作用檢驗(yàn)

以積極族際接觸、消極族際接觸為預(yù)測(cè)變量, 族際自我效能為中介變量, 族際接觸意愿為結(jié)果變量進(jìn)行路徑分析, 路徑圖見(jiàn)圖1, 效應(yīng)分解情況見(jiàn)表3。

結(jié)果表明, 在4個(gè)樣本上, 積極族際接觸既可以直接影響族際接觸意愿, 也可以通過(guò)族際自我效能間接影響族際接觸意愿, 加權(quán)平均中介率為24%, 總效應(yīng)為中等程度。消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的直接影響在4個(gè)樣本中的3個(gè)上顯著, 且通過(guò)降低族際自我效能顯著間接削弱族際接觸意愿, 加權(quán)平均中介率為51%, 總效應(yīng)為低程度。采用有放回抽樣法, 抽取與每個(gè)分樣本等容量的樣本5000個(gè), 分別進(jìn)行估計(jì)然后計(jì)算95%置信區(qū)間(結(jié)果見(jiàn)表3), 以此來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性, 4個(gè)樣本上的積極和消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包括0, 假設(shè)4a和假設(shè)4b在4個(gè)樣本上均得到驗(yàn)證。

2.4.5 維漢族群樣本之間族際接觸效應(yīng)的比較

在表2中呈現(xiàn)的4組相關(guān)矩陣基礎(chǔ)上, 對(duì)積極族際接觸和族際接觸意愿的相關(guān)、消極族際接觸和族際接觸意愿的相關(guān)在漢維兩族群樣本上進(jìn)行比較, 結(jié)果表明：在新疆地區(qū), 漢族樣本上的積極族際接觸效應(yīng)大于維吾爾族樣本(0.64 > 0.57,= 2.27,< 0.05); 在內(nèi)地, 漢維兩族樣本上積極族際接觸與族際接觸意愿的相關(guān)差異不顯著(0.44和0.51相比,= ?1.29,= 0.20)。假設(shè)5a在新疆維漢兩族群比較中得到驗(yàn)證, 在內(nèi)地的維漢兩族群比較中未得到驗(yàn)證。在新疆地區(qū), 漢族樣本上的消極族際接觸效應(yīng)大于維吾爾族樣本(相關(guān)絕對(duì)值0.38 > 0.23,= 3.40,< 0.001), 與假設(shè)的差異方向相反; 在內(nèi)地, 消極族際接觸和族際接觸意愿的相關(guān)在維漢樣本上的差異不顯著(0.14和0.17相比,= ?0.44,= 0.66)。假設(shè)5b在兩地區(qū)的維漢兩族群的比較中均未得到驗(yàn)證, 即消極族際接觸在多數(shù)群體和少數(shù)群體的效應(yīng)差異模式未發(fā)現(xiàn)在少數(shù)群體上更大的證據(jù)。

圖1 中介效應(yīng)路徑圖(PC積極族際接觸, NC消極族際接觸, EFF族際自我效能, INT族際接觸意愿。虛線表示路徑不顯著。路徑分析基于相關(guān)矩陣, 飽和模型, 呈現(xiàn)的是標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果)

表3 基于維漢族際的效應(yīng)分解表

注：加權(quán)平均是以各樣本上的效應(yīng)為基礎(chǔ), 以各樣本量為權(quán)重計(jì)算得來(lái)。[ ]內(nèi)的是用Bootstrap法得到的95%置信區(qū)間, 如果區(qū)間不包括零, 即在0.05顯著性水平上顯著

基于表3中呈現(xiàn)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng), 不管是在內(nèi)地還是在新疆地區(qū), 積極族際接觸對(duì)漢族的效應(yīng)與對(duì)維吾爾族的效應(yīng)的置信區(qū)間有重合, 即在0.05顯著性水平上無(wú)差異, 消極族際接觸對(duì)兩族群的效應(yīng)的差異也不顯著。若將路徑分析中的效應(yīng)視為相關(guān)進(jìn)行差異檢驗(yàn), 積極接觸：(0.44 vs. 0.49)= ?0.91,= 0.36;(0.58 vs. 0.54)= 1.19,= 0.23; 消極接觸：(0.11 vs. 0.16)= ?0.73,= 0.47;(0.15 vs. 0.24)= ?1.92,= 0.055。即總體上, 假設(shè)5a和假設(shè)5b均未得到驗(yàn)證。

2.5 小結(jié)

研究1在維漢族際背景中, 選擇內(nèi)地(維吾爾族散居區(qū))和新疆(維吾爾族聚居區(qū))兩地區(qū), 同時(shí)選取多數(shù)群體和少數(shù)群體, 同時(shí)測(cè)量各種類型的積極接觸和消極接觸, 檢驗(yàn)兩種效價(jià)的族際接觸及其對(duì)族際接觸意愿的影響, 并檢驗(yàn)族際自我效能的中介作用, 得出如下結(jié)論：(1)在維漢族際背景中, 積極族際接觸遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于消極族際接觸; (2)族際接觸與族際接觸意愿顯著相關(guān), 積極族際接觸越多族際接觸意愿越強(qiáng), 消極族際接觸越多族際接觸意愿越弱; (3)積極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的促進(jìn)效應(yīng)大于消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的阻礙效應(yīng); (4)族際自我效能部分中介積極和消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng); (5)積極和消極族際接觸的效應(yīng)在多數(shù)群體和少數(shù)群體上的差異未得到一致證據(jù)支持。

3 研究2：回漢族際背景中的檢驗(yàn)

3.1 被試

漢族中學(xué)生樣本。在寧夏某兩縣高中或初中學(xué)校選取漢族中學(xué)生進(jìn)行施測(cè), 采用整群抽樣, 共回收969份, 有效問(wèn)卷957份, 有效率98.8%。其中男生474人, 女生452人, 性別缺失31人; 初中生486人, 高中生471人; 平均年齡為15.67歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.80。

回族中學(xué)生樣本。在寧夏某兩縣高中或初中學(xué)校選取回族中學(xué)生進(jìn)行施測(cè), 采用整群抽樣, 共回收571份, 有效問(wèn)卷565份, 有效率98.9%。其中男生240人, 女生296人, 性別缺失29人; 初中生301人, 高中生264人; 平均年齡為15.90歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.91。

3.2 測(cè)量工具

與研究1所用量表基本一致, 將族際背景轉(zhuǎn)換成回漢族際背景。在漢族、回族中學(xué)生樣本上, 積極族際接觸的內(nèi)部一致性分別為0.92、0.93, 消極族際接觸的內(nèi)部一致性分別為0.92、0.90, 族際接觸意愿的內(nèi)部一致性分別為0.94、0.94, 族際自我效能的內(nèi)部一致性分別為0.88、0.86。在中學(xué)生樣本上各量表的信效度良好。

3.3 數(shù)據(jù)收集程序

選擇寧夏某兩縣四所中學(xué), 在校方允許和任課教師幫助下, 共抽取30個(gè)高中班級(jí)和24個(gè)初中班級(jí)進(jìn)行集體施測(cè), 當(dāng)場(chǎng)回收。共發(fā)放問(wèn)卷1823份, 回收到標(biāo)識(shí)為回族和漢族的問(wèn)卷1540份, 回收率為84.5%。

3.4 結(jié)果分析

采用Harman單因子法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn), 在漢、回族中學(xué)生樣本上, 第一個(gè)因子的變異解釋率為24.69%、27.14%, 均低于40%, 表明共同方法偏差并不明顯。對(duì)共同方差偏差的控制與研究1相同。

寧夏地區(qū)回漢兩族樣本的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表4。使用相關(guān)樣本檢驗(yàn), 結(jié)果分別為：(956) = 33.14,< 0.001, Cohen’s= 1.31;(564) = 40.48,< 0.001, Cohen’s=1.39。積極族際接觸顯著多于消極族際接觸, 假設(shè)1在回漢2個(gè)樣本上均得到驗(yàn)證。

根據(jù)表4中的相關(guān), 回漢兩族中學(xué)生樣本上, 積極族際接觸與族際接觸意愿的相關(guān)為中度顯著正相關(guān), 加權(quán)相關(guān)為0.58, 假設(shè)2a得到驗(yàn)證; 消極族際接觸與族際接觸意愿均為較低程度顯著負(fù)相關(guān), 加權(quán)相關(guān)為?0.21, 假設(shè)2b得到驗(yàn)證。在兩個(gè)樣本上分別比較積極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的促進(jìn)效應(yīng)與消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的阻礙效應(yīng)的大小,9.44,< 0.001;9.20,< 0.001, 均為積極族際接觸的效應(yīng)顯著更高, 假設(shè)3得到驗(yàn)證。

基于回漢兩族中學(xué)生樣本的路徑分析結(jié)果見(jiàn)圖2, 效應(yīng)分解情況見(jiàn)表5。積極族際接觸對(duì)族際接觸意愿總效應(yīng)中有24%和28%是通過(guò)族際自我效能中介的, 用Bootstrap法檢驗(yàn)該中介效應(yīng)的顯著性, 假設(shè)4a得到驗(yàn)證; 消極族際接觸通過(guò)族際自我效能對(duì)族際接觸意愿有顯著的效應(yīng), 中介率為49%和65%, 用Bootstrap法檢驗(yàn)該中介效應(yīng)的顯著性, 假設(shè)4b得到驗(yàn)證。

表4 基于回漢中學(xué)生樣本的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

注：< 0.001

圖2 回漢中學(xué)生樣本上的中介路徑圖

表5 基于回漢族際的效應(yīng)分解表

注：同表3

在回漢兩個(gè)族群樣本之間的效應(yīng)比較：零級(jí)相關(guān)上, 漢族樣本上積極族際接觸與族際接觸意愿的相關(guān)顯著低于回族樣本(0.55 < 0.63,= ?2.31,= 0.02), 與假設(shè)的差異方向相反, 假設(shè)5a未得到驗(yàn)證; 消極族際接觸與族際接觸意愿的相關(guān)不顯著(0.20與0.22相比,= ?0.39,= 0.69), 假設(shè)5b未得到驗(yàn)證。基于路徑分析所得效應(yīng)的比較, 95%置信區(qū)間有重疊, 即差異不顯著。路徑分析中總效應(yīng)的差異檢驗(yàn)：積極接觸：(0.53 vs. 0.60)= ?1.94,= 0.053; 消極接觸：(0.12 vs. 0.13)= ?0.19,= 0.85。即總體上, 假設(shè)5a和假設(shè)5b均未得到驗(yàn)證。

3.5 小結(jié)

研究2在回漢族際背景中, 在寧夏地區(qū)(回族聚居區(qū))同時(shí)選取回族和漢族中學(xué)生樣本檢驗(yàn)研究假設(shè), 所得結(jié)論與維漢族際背景中的結(jié)論基本一致,兩個(gè)研究在兩個(gè)族際背景中, 樣本的群體也有所不同, 相互之間互為交叉驗(yàn)證, 增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。

4 討論

兩個(gè)研究在兩個(gè)族際背景中共6個(gè)樣本上的主要結(jié)果總結(jié)如表6：(1)對(duì)于族際接觸的量和效應(yīng), 效價(jià)很關(guān)鍵; (2)族際接觸對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng)中, 族際自我效能有作用; (3)多數(shù)或少數(shù)這一群體特征的調(diào)節(jié)作用未見(jiàn)一致證據(jù)。接下來(lái)就這三方面展開討論。

4.1 族際接觸的效價(jià)及效應(yīng)問(wèn)題

考慮接觸效價(jià)問(wèn)題旨在回歸完整的接觸, 此時(shí)需要解決效價(jià)確定和測(cè)量等關(guān)鍵問(wèn)題, 有5種備選做法：一是實(shí)驗(yàn)操縱, 比如操縱接觸對(duì)象的姿態(tài)、語(yǔ)調(diào)等; 二是根據(jù)提名外群體朋友或敵人的數(shù)量來(lái)確定; 三是由研究者設(shè)置單一或多個(gè)積極、消極接觸項(xiàng)目, 要求報(bào)告數(shù)量; 四是根據(jù)接觸者的主觀體驗(yàn)確定效價(jià); 五是結(jié)合主觀體驗(yàn)的強(qiáng)度和研究者設(shè)定的效價(jià)方向來(lái)測(cè)量。當(dāng)前選用的多維族際接觸量表依循第三種方法, 并考慮多種接觸類型, 每種類型有多個(gè)具體接觸項(xiàng)目, 且假設(shè)所有項(xiàng)目的強(qiáng)度一致。這比單一項(xiàng)目測(cè)量(如Barlow et al., 2012)具有更穩(wěn)定的心理測(cè)量學(xué)屬性, 類似的做法包括Hayward等人(2017)編制的群際接觸經(jīng)驗(yàn)量表。認(rèn)識(shí)到群際接觸有多種方式并進(jìn)行相應(yīng)測(cè)量是對(duì)Dixon、Durrheim和Tredoux (2005)的回應(yīng), 將接觸層次與方式同時(shí)納入群際接觸的概念建構(gòu)和測(cè)量將更接近真實(shí)世界中的群際接觸。

在我國(guó)維漢、回漢族際背景中, 積極接觸經(jīng)驗(yàn)明顯多于消極族際接觸經(jīng)驗(yàn), 這與在其他群際背景中所得研究結(jié)果一致(Graf et al., 2014; Hayward et al., 2017; Paolini et al., 2010), 差異的大效應(yīng)量與當(dāng)前維漢和回漢族際關(guān)系總體上和諧穩(wěn)定這一現(xiàn)狀相符。盡管積極族際接觸占主基調(diào), 但也不容忽視地存在一定量的不同形式的消極族際接觸。接觸數(shù)量的影響因素包括地區(qū)因素中的民族人口結(jié)構(gòu), 有研究者稱之為多樣性(Laurence & Bentley, 2018), 它是影響族際接觸機(jī)會(huì)的重要因素。在某個(gè)地區(qū), 人口比例很少的族群內(nèi)部交往不足以構(gòu)成支撐正常運(yùn)轉(zhuǎn)的全部人際交往, 且在多民族混合編班、嵌入式社區(qū)等物理空間因素作用下, 跨族互動(dòng)的機(jī)會(huì)更多、必要性更大。在當(dāng)前研究中, 積極和消極族際接觸的加權(quán)相關(guān)為?0.15, 為低度負(fù)相關(guān), 即在個(gè)體水平上兩種效價(jià)的族際接觸是相對(duì)獨(dú)立的, 負(fù)相關(guān)意味著積極族際接觸越多, 消極族際接觸傾向于越少, 未見(jiàn)令人擔(dān)憂的同步增加的趨勢(shì)。這與Hayward等人(2017, 2018)在美國(guó)族際背景中得到的發(fā)現(xiàn)相似。

表6 結(jié)果總結(jié)表

注：基于相關(guān)絕對(duì)值計(jì)算, 積極族際接觸效應(yīng)的族群差異為多數(shù)群體減少數(shù)群體, 消極族際接觸效應(yīng)的族群差異為少數(shù)群體減多數(shù)群體。上標(biāo)：+表示與假設(shè)方向一致,表示與假設(shè)方向相反, *表示< 0.05

與假設(shè)一致, 積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多族際接觸意愿越強(qiáng), 消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多族際接觸意愿越弱。族際接觸經(jīng)驗(yàn)對(duì)接觸意愿的效應(yīng)有幾種解釋：首先, 可根據(jù)行為主義的驅(qū)力動(dòng)機(jī)論和強(qiáng)化觀來(lái)解釋。越多的積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)使得個(gè)體形成相應(yīng)的習(xí)慣, 習(xí)慣本身就具有一定的驅(qū)力, 驅(qū)使個(gè)體持續(xù)做出積極族際互動(dòng)行為。積極族際互動(dòng)行為伴隨著令人滿意的結(jié)果或積極的反饋, 如此多次伴隨出現(xiàn), 積極族際互動(dòng)行為就得到強(qiáng)化, 在族際情境再次出現(xiàn)時(shí), 類似的行為就有更高可能性出現(xiàn)。第二, 人際需求滿足取向的解釋。積極族際接觸往往能滿足互動(dòng)雙方的人際需求, 比如族際友誼能滿足親和、歸屬的需要, 使得帶有不同族群身份的兩個(gè)個(gè)體形成積極穩(wěn)固的聯(lián)合體, 然后再泛化到其他外群體個(gè)體上。第三, 從環(huán)境層面來(lái)看, 發(fā)生在個(gè)體間的族際接觸累積起來(lái)就塑造了族際接觸氛圍或規(guī)范, 越多的積極族際接觸意味著：某地區(qū)族群間的接觸一是有接觸機(jī)會(huì), 二是有以往接觸先例, 三是族際互動(dòng)被允許, 因而往后的族際接觸意愿就更強(qiáng)。另外, Wright, Aron, Mclaughlin和Ropp (1997)的解釋遷移到這里也是合適的。一方面, 積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多, 人們?cè)絻A向于將自己或觀察的對(duì)象作為典型的內(nèi)族群代表, 認(rèn)為內(nèi)族群規(guī)范支持族際接觸, 從而有利于人際層面的互動(dòng)關(guān)系泛化到族際層面。另一方面, 更多的積極族際接觸經(jīng)驗(yàn), 使得人們有機(jī)會(huì)更好的了解外族群, 降低對(duì)外族群的認(rèn)知偏差, 減弱消極刻板印象, 同時(shí)也獲知積極的外族群典范。更多的積極族際接觸經(jīng)驗(yàn), 使得內(nèi)外族群邊界逐漸消融, 促進(jìn)人們看重共有的大的身份, 促進(jìn)將外族群納入自我概念, 形成友誼和心理聯(lián)結(jié)。相反, 消極族際接觸一類的行為未能受到強(qiáng)化, 甚至?xí)艿絹?lái)自制度的懲罰, 因而往后出現(xiàn)的可能性降低, 不僅是消極族際接觸行為本身, 一般化的族際接觸意愿也降低。消極接觸往往意味著人際需求滿足受挫, 導(dǎo)致人際滿意度、關(guān)聯(lián)度降低, 關(guān)系趨向疏遠(yuǎn), 并將泛化到外族群的其他成員上, 族際接觸意愿降低。消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)越多, 意味著整個(gè)族際接觸氛圍不良, 族際接觸是不受歡迎的, 甚至?xí)艿絹?lái)自內(nèi)族群的排斥, 內(nèi)外族群的分立更加凸顯, 因而族際接觸意愿降低。

關(guān)于效價(jià)不對(duì)稱性檢驗(yàn), 當(dāng)前結(jié)果顯示在族際接觸意愿這一結(jié)果變量上, 所有樣本上都有顯著的不對(duì)稱, 差異的方向支持Pettigrew (2008)的觀點(diǎn), 即積極族際接觸的效應(yīng)更大。這與其他研究者以偏見(jiàn)作為結(jié)果變量的不對(duì)稱檢驗(yàn)結(jié)果相反(如Barlow et al., 2012)。效價(jià)不對(duì)稱到底偏向的是消極還是積極, 已有研究沒(méi)有達(dá)成定論(Paolini & McIntyre, 2019), 并沒(méi)有像Baumeister、Bratslavsky、Finkenauer和Vohs (2001)所認(rèn)為的那樣普遍存在“壞的比好的更強(qiáng)有力”。究其原因, 可能受到結(jié)果變量的類型、研究的類型以及外群體類型的影響(Hayward et al., 2017)。首先, 關(guān)于結(jié)果變量類型, 有研究者認(rèn)為消極偏向性或許在一些消極結(jié)果變量上才會(huì)出現(xiàn), 而當(dāng)前研究關(guān)注的接觸意愿是積極的結(jié)果變量。其次, 關(guān)于研究類型, 比如橫斷相關(guān)法與實(shí)驗(yàn)法的區(qū)別, 在實(shí)驗(yàn)中往往操作的是單一的消極或積極的接觸, 并假定這一操作不會(huì)誘發(fā)被試回想大量的以往的實(shí)際接觸經(jīng)驗(yàn), 如此在相同數(shù)量情況下檢驗(yàn)兩種效價(jià)接觸的效應(yīng)大小, 常發(fā)現(xiàn)不對(duì)稱性偏向消極。當(dāng)前結(jié)果發(fā)現(xiàn)積極接觸經(jīng)驗(yàn)的數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于消極接觸, 因而積極接觸的效應(yīng)累積起來(lái)就可能逆轉(zhuǎn)效應(yīng)大小。第三, 關(guān)于外群體類型, 元分析結(jié)果顯示對(duì)污名化外群體, 消極的比積極的影響更強(qiáng)烈(Paolini & McIntyre, 2019)。但在我國(guó)并沒(méi)有明顯的被污名化的民族, 各民族之間相對(duì)平等且相互欣賞, 因而并沒(méi)有出現(xiàn)消極偏向性。

4.2 族際自我效能的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)積極或消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)部分通過(guò)族際自我效能的中介作用對(duì)族際接觸意愿產(chǎn)生積極促進(jìn)效應(yīng)或消極阻礙效應(yīng)。具體而言, 伴隨著維漢或回漢族際積極接觸經(jīng)驗(yàn)的增多, 族際自我效能得到提升, 進(jìn)而增強(qiáng)族際接觸意愿, 該中介率約為25%。與常被關(guān)注的群際焦慮、對(duì)外群體更多了解、觀點(diǎn)采擇等中介變量所扮演的部分中介作用相似(Pettigrew & Tropp, 2008)。消極族際接觸的增多則會(huì)降低族際自我效能, 進(jìn)而削弱族際接觸意愿, 中介率約為50%, 該發(fā)現(xiàn)與先前同時(shí)考慮積極和消極族際接觸效應(yīng)研究的結(jié)果類似(Bekhuis, Ruiter, & Coenders, 2013)。當(dāng)前發(fā)現(xiàn)為自我效能在群際接觸效應(yīng)中發(fā)揮中介作用提供了中國(guó)維漢和回漢族際背景中的證據(jù)。族際自我效能對(duì)兩種效價(jià)族際接觸所扮演的中介作用有所差異, 從中介率角度來(lái)看, 族際自我效能對(duì)消極族際接觸而言是更有效的中介變量, 但從間接效應(yīng)量來(lái)看, 族際自我效能對(duì)積極族際接觸的中介效應(yīng)傾向大于對(duì)消極接觸的中介效應(yīng)。

社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為個(gè)體的經(jīng)驗(yàn), 包括直接經(jīng)驗(yàn)和間接經(jīng)驗(yàn), 可以影響其自我效能的建立, 即經(jīng)驗(yàn)對(duì)認(rèn)知的塑造。族際自我效能和觀點(diǎn)采擇、對(duì)外群體更多認(rèn)知等變量一樣是認(rèn)知類變量(Pettigrew & Tropp, 2008), 而像群際焦慮、憤怒等則是情緒類的變量(Hayward et al., 2017, 2018)。在族際互動(dòng)和關(guān)系領(lǐng)域, 以往成功的族際接觸經(jīng)驗(yàn), 比如正向有反饋的打招呼、坦誠(chéng)交流民族風(fēng)俗習(xí)慣、建立跨族友誼、正向的族際信息暴露等, 使個(gè)體對(duì)自己建立良好族際關(guān)系、應(yīng)對(duì)族際問(wèn)題的能力充滿信心, 而且不斷積累的成功經(jīng)驗(yàn)有助于建立起穩(wěn)定的族際自我效能; 相反, 失敗的經(jīng)驗(yàn), 比如互動(dòng)受挫、起口角爭(zhēng)端、消極互動(dòng)信息的傳播等, 會(huì)削弱個(gè)體的族際自我效能, 降低個(gè)體對(duì)自己應(yīng)對(duì)族際事件能力的評(píng)估, 多次失敗的經(jīng)驗(yàn), 尤其是失敗的經(jīng)歷發(fā)生在相對(duì)穩(wěn)定的自我效能建立之前, 對(duì)個(gè)體自我效能的消極影響更大。族際自我效能受到積極和消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)的顯著影響, 這是族際自我效能發(fā)揮中介作用的前提之一。中介作用成立的另一個(gè)前提是族際自我效能對(duì)族際接觸意愿存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用, 符合自我效能感動(dòng)機(jī)理論的預(yù)測(cè), 即“我能故我愿”。內(nèi)地或新疆的維漢兩族, 以及寧夏的回漢兩族, 在他們?cè)谕鶃?lái)互動(dòng)中, 存在直接和各種形式的間接積極族際接觸和消極族際接觸, 在持續(xù)族際互動(dòng)過(guò)程, 兩種效價(jià)接觸經(jīng)驗(yàn)不斷增加, 塑造著族際雙方的效能感等結(jié)果, 繼而影響將來(lái)族際互動(dòng)軌跡和族際關(guān)系走向。族際自我效能的提升, 有利于增強(qiáng)族際互動(dòng)的動(dòng)機(jī)和行為, 反之則削弱族際互動(dòng)的動(dòng)機(jī), 阻礙族際互動(dòng)行為。

4.3 族群身份的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)積極族際接觸在新疆漢族樣本上對(duì)族際接觸意愿的效應(yīng)大于新疆維吾爾族樣本, 該結(jié)果與Pettigrew和Tropp (2006)的元分析結(jié)果一致。不過(guò)在內(nèi)地樣本和寧夏樣本上卻沒(méi)有得到相似的與假設(shè)一致的發(fā)現(xiàn)。而消極族際接觸在新疆漢族樣本上對(duì)族際接觸意愿的影響大于新疆維吾爾族樣本, 該結(jié)果與預(yù)期相反。在內(nèi)地維漢兩族樣本和寧夏回漢兩族樣本沒(méi)有發(fā)現(xiàn)消極族際接觸效應(yīng)的顯著差異。對(duì)此結(jié)果, 國(guó)外研究者的解釋行不通, 即他們認(rèn)為消極族際接觸效應(yīng)之所以在少數(shù)群體上大于多數(shù)群體通常是由于少數(shù)群體遭遇了更多的歧視或者在群際互動(dòng)中有著更多的消極接觸經(jīng)驗(yàn), 因而對(duì)于群際關(guān)系的影響更大(Thomsen & Rafiqi, 2016; Vedder et al., 2017)。

總體來(lái)看, 當(dāng)前結(jié)果和已有的在多數(shù)和少數(shù)群體上同時(shí)探討積極和消極接觸效應(yīng)的研究結(jié)果不同(Kanas, Scheepers, & Sterkens, 2015)。多數(shù)或少數(shù)這一群體身份在積極和消極接觸效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用沒(méi)有得到一致支持, 對(duì)此有三種可能的解釋：一是國(guó)外研究涉及的多數(shù)群體和少數(shù)群體的情況與當(dāng)前研究中維漢和回漢族際背景明顯不同。國(guó)外研究常將多數(shù)群體與優(yōu)勢(shì)群體掛鉤, 將少數(shù)群體與劣勢(shì)群體掛鉤, 而在我國(guó)的民族政策背景中, 在全國(guó)范圍內(nèi), 維漢兩族或回漢兩族雖然在人口構(gòu)成上有明顯的多數(shù)和少數(shù)之別, 但是在其他各方面卻有著相當(dāng)?shù)钠降取６俏纯紤]地域因素。在更小的地域尺度上, 多數(shù)和少數(shù)情形可能發(fā)生轉(zhuǎn)變, 在內(nèi)地漢族人口占絕對(duì)多數(shù), 而在新疆, 尤其是南疆地區(qū), 漢族人口比例則處于少數(shù), 寧夏是全國(guó)回族人口最集中的省級(jí)地方。按照這種解釋, 那么在新疆應(yīng)該是維吾爾族的積極族際接觸的效應(yīng)更大, 漢族的消極族際接觸的效應(yīng)更大。該預(yù)測(cè)與實(shí)際結(jié)果不完全一致, 說(shuō)明該解釋不完全成立。三是由于兩種效價(jià)族際接觸經(jīng)驗(yàn)的相對(duì)多少以及相互作用所致。比如, 在內(nèi)地, 維吾爾族的積極族際接觸顯著多于漢族的積極族際接觸, 這種數(shù)量上的優(yōu)勢(shì)使得其對(duì)于族際接觸意愿的影響也較大。但在新疆, 同樣是維吾爾族接觸多于漢族, 但并沒(méi)有得到積極族際接觸對(duì)維吾爾族有更大效應(yīng)的結(jié)果, 說(shuō)明該解釋也不成立。維漢兩族的消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)的差異更細(xì)微, 而且從均數(shù)水平上看, 維吾爾族的積極族際接觸更加遠(yuǎn)多于消極族際接觸, 使得其可以抵消消極族際接觸對(duì)族際接觸意愿的影響(Graf et al., 2014)。

4.4 研究意義與展望

在我國(guó)豐富多樣的族際背景中, 同時(shí)關(guān)注兩種效價(jià)接觸的效應(yīng)及其機(jī)制具有理論和實(shí)踐意義。理論方面, 加強(qiáng)消極接觸研究, 響應(yīng)Pettigrew (2008)的呼吁, 豐富群際接觸理論和研究證據(jù); 實(shí)踐方面, 研究結(jié)果提示和諧融洽的族際關(guān)系有積極和消極族際接觸兩個(gè)著力點(diǎn)。一方面要采取行之有效的措施增加積極族際互動(dòng), 提高族際自我效能, 從而達(dá)到增強(qiáng)族際接觸意愿的目的; 另一方面, 在社會(huì)和個(gè)人層面要減少和避免消極互動(dòng), 處理消極族際接觸的后續(xù)效應(yīng), 比如預(yù)防族際自我效能的降低。族際自我效能的中介作用提示, 除了從接觸著手增加族際自我效能進(jìn)而增強(qiáng)族際接觸意愿之外, 還可從族際自我效能本身出發(fā)。

未來(lái)研究可從以下幾個(gè)方面加以完善和拓展：首先, 本研究是橫斷研究, 未來(lái)可采用縱向研究或?qū)嶒?yàn)法來(lái)更有力的確定因果關(guān)系。其次, 樣本和族際背景問(wèn)題。當(dāng)前研究基于維漢和回漢族際背景, 結(jié)論是否能推廣到其他族際背景, 還有待進(jìn)一步積累研究證據(jù)來(lái)解答。第三, 當(dāng)前分析的是總的積極或消極族際接觸, 不同類型接觸的效應(yīng)差異和相互之間的關(guān)系也值得在不同群際背景中進(jìn)行細(xì)致探索。第四, 積極接觸和消極接觸如何共同發(fā)揮作用, 積極接觸能否緩沖消極接觸的消極效應(yīng), 或者消極接觸是否會(huì)消解積極接觸的積極效應(yīng), 是值得關(guān)注的一個(gè)問(wèn)題。

5 結(jié)論

(1)我國(guó)族際背景中, 積極族際接觸遠(yuǎn)多于消極族際接觸, 積極族際氛圍是主基調(diào)。

(2)積極族際接觸經(jīng)驗(yàn)促進(jìn)族際接觸意愿, 消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)阻礙族際接觸意愿。

(3)效價(jià)不對(duì)稱性表現(xiàn)為積極接觸效應(yīng)優(yōu)勢(shì)。

(4)族際自我效能對(duì)積極、消極族際接觸經(jīng)驗(yàn)的效應(yīng)均能起到中介作用。

(5)積極、消極族際接觸的效應(yīng)在多數(shù)或少數(shù)群體之間總體上無(wú)差異。

致謝：感謝所有協(xié)助數(shù)據(jù)收集的同學(xué)和老師, 感謝默默支持該研究工作的單位; 感謝所有提供數(shù)據(jù)的大學(xué)生和中學(xué)生, 因?yàn)槭苜Y助力度有限, 未能給予你們中所有人以相應(yīng)的酬勞, 當(dāng)前唯有在此書面致謝; 感謝匿名評(píng)審專家的評(píng)價(jià)、意見(jiàn)和建議; 感謝程九清博士和其學(xué)生Carolyn Pham。希望在該主題上貫徹“研究即實(shí)踐”的理念, 歡迎更多的研究者參與合作, 使得研究實(shí)施者和研究參與者能因此契機(jī)而匯集心與力, 為團(tuán)結(jié)和諧的民族關(guān)系、為中華民族共同體的凝聚而貢獻(xiàn)綿薄之力。

Aberson, C. L. (2015). Positive intergroup contact, negative intergroup contact, and threat as predictors of cognitive and affective dimensions of prejudice.(6), 743–760.

Ayers, J. W., Hofstetter, C. R., Schnakenberg, K., & Kolody, B. (2009). Is immigration a racial issue? Anglo attitudes on immigration policies in a border county.(3), 593?610.

Bandura, A. (1997).New York, NY: Freeman.

Barlow, F. K., Paolini, S., Pedersen, A., Hornsey, M. J., Radke, H. R., Harwood, J., ... Sibley, C. G. (2012). The contact caveat: Negative contact predicts increased prejudice more than positive contact predicts reduced prejudice.(12), 1629–1643.

Baumeister, R. F., Bratslavsky, E., Finkenauer, C., & Vohs, K. D. (2001). Bad is stronger than good.(4), 323–370.

Bekhuis, H., Ruiter, S., & Coenders, M. (2013). Xenophobia among youngsters: The effect of inter-ethnic contact.(2), 229–242.

Binder, J., Zagefka, H., Brown, R., Funke, F., Kessler, T., Mummendey, A., ... Leyens, J. P. (2009). Does contact reduce prejudice or does prejudice reduce contact? A longitudinal test of the contact hypothesis among majority and minority groups in three European countries.(4), 843–856.

Cernat, V. (2010). Intergroup contact in Romania: When minority size is positively related to intergroup conflict.(1), 15?29.

Crisp, R. J., & Husnu, S. (2011). Attributional processes underlying imagined contact effects.(2), 275?287.

Dixon, J., Durrheim, K., & Tredoux, C. (2005). Beyond the optimal contact strategy: A reality check for the contact hypothesis.(7), 697–711.

Feddes, A. R., Noack, P., & Rutland, A. (2009). Direct and extended friendship effects on minority and majority children’s interethnic attitudes: A longitudinal study.(2), 377–390.

Gao, C. H., Dang, B. B., & Wan, M. G. (2013). A comparative study of stereotypes between Han and minority college students.(4), 106–110.

[高承海, 黨寶寶, 萬(wàn)明鋼. (2013). 漢族與少數(shù)民族的民族刻板印象之比較.(4), 106–110.]

Gómez, A., Tropp, L. R., & Fernández, S. (2011). When extended contact opens the door to future contact: Testing the effects of extended contact on attitudes and intergroup expectancies in majority and minority groups.(2), 161–173.

Gougeon, B. C. (2015).(Unpublished Master dissertation). Laurentian University, Ontario.

Graf, S., & Paolini, S. (2017). Investigating positive and negative intergroup contact: Rectifying a long-standing literature bias. In S. Vezzali & S. Stathi (Eds.),(pp. 92–113). New York, NY: Routledge.

Graf, S., Paolini, S., & Rubin, M. (2014). Negative intergroup contact is more influential, but positive intergroup contact is more common: Assessing contact prominence and contact prevalence in five Central European countries.(6), 536–547.

Hayward, L. E., Tropp, L. R., Hornsey, M. J., & Barlow, F. K. (2017). Toward a comprehensive understanding of intergroup contact: Descriptions and mediators of positive and negative contact among majority and minority groups.(3), 347–364.

Hayward, L. E., Tropp, L. R., Hornsey, M. J., & Barlow, F. K. (2018). How negative contact and positive contact with Whites predict collective action among racial and ethnic minorities.(1), 1–20.

Huang, F., Wang, C. C, Shi, K. K, & Halike, A. (2018). The construction and validation of multi-dimensional interethnic contact scale in Uyghur-Han interethnic context.,(5), 291–309.

[黃飛, 王昌成, 石寬寬, 阿巴拜克熱·哈力克. (2018). 多維族際接觸量表的建構(gòu)與檢驗(yàn)——以維漢族際為例.,(5), 291–309.]

Jasinskaja-Lahti, I., M?h?nen, T. A., & Liebkind, K. (2012). Identity and attitudinal reactions to perceptions of inter- group interactions among ethnic migrants: A longitudinal study.(2), 312– 329.

Kanas, A., Scheepers, P., & Sterkens, C. (2015). Interreligious contact, perceived group threat, and perceived discrimination.(2), 102–126.

Kauff, M., Asbrock, F., Wagner, U., Pettigrew, T. F., Hewstone, M., ... Christ, O. (2017). (Bad) feelings about meeting them? Episodic and chronic intergroup emotions associated with positive and negative intergroup contact as predictors of intergroup behavior., 1449.

Laurence, J., Bentley, L. (2018). Countervailing contact: Community ethnic diversity, anti-immigrant attitudes and mediating pathways of positive and negative inter-ethnic contact in European societies., 83–110.

Li, S. S., Long, C. Q., Chen, Q. F., & Li, H. (2010). Intergroup contact theory: Theory for refining intergroup relationship.(5), 831–839.

[李森森, 龍長(zhǎng)權(quán), 陳慶飛, 李紅. (2010). 群際接觸理論——一種改善群際關(guān)系的理論.(5), 831–839.]

Liu, Y., Sun, X. L., Li, H., & Long, C. Q. (2014). Own-race effect of Uygur college students in face recognition: The influence of inter–group contact experience.(3), 683–688.

[劉陽(yáng), 孫秀玲, 李紅, 龍長(zhǎng)權(quán). (2014). 維族大學(xué)生面孔識(shí)別的本族效應(yīng)：群際接觸的影響.(3), 683–688.]

M?h?nen, T. A., & Jasinskaja-Lahti, I. (2016). Ramifications of positive and negative contact experiences among remigrants from Russia to Finland.(2), 247–255.

Mazziotta, A., Mummendey, A., & Wright, S. C. (2011). Vicarious intergroup contact effects: Applying social- cognitive theory to intergroup contact research.(2), 255–274.

Mazziotta, A., Rohmann, A., Wright, S. C., Tezanos-Pinto, D., & Lutterbach, S. (2015). (How) does positive and negative extended cross-group contact predict direct cross-group contact and intergroup attitudes?(5), 653–667.

Paolini, S., Harwood, J., & Rubin, M. (2010). Negative intergroup contact makes group memberships salient: Explaining why intergroup conflict endures.(12), 1723–1738.

Paolini, S., & McIntyre, K. (2019). Bad is stronger than good for stigmatized, but not admired outgroups: Meta-analytical tests of intergroup valence asymmetry in individual-to- group generalization experiments.(1), 3–47.

Pettigrew, T. F. (2008). Future directions for intergroup contact theory and research.(3), 187–199.

Pettigrew, T. F., & Tropp, L. R. (2006). A meta-analytic test of intergroup contact theory.(5), 751–783.

Pettigrew, T. F., & Tropp, L. R. (2008). How does intergroup contact reduce prejudice? Meta-analytic tests of three mediators.(6), 922–934.

Pettigrew, T. F., & Tropp, L. R. (2011).New York: Psychology Press.

Pettigrew, T. F., Tropp, L. R., Wagner, U., & Christ, O. (2011). Recent advances in intergroup contact theory.(3), 271–280.

Ron, Y., Solomon, J., Halperin, E., & Saguy, T. (2017). Willingness to engage in intergroup contact: A multilevel approach.(3), 210–218.

Techakesari, P., Barlow, F. K., Hornsey, M. J., Sung, B., Thai, M., & Chak, J. L. Y. (2015). An investigation of positive and negative contact as predictors of intergroup attitudes in the United States, Hongkong, and Thailand.(3), 454–468.

Ten Berge, J. B., Lancee, B., & Jaspers, E. (2017). Can interethnic friends buffer for the prejudice increasing effect of negative interethnic contact? A longitudinal study of adolescents in the Netherlands.(3), 423–435.

Thomsen, J. P. F., & Rafiqi, A. (2016). The contact-prejudice relationship among ethnic minorities: Examining personal discrimination as a boundary condition.(10), 1886–1904.

Tropp, L. R., & Pettigrew, T. F. (2005). Differential relationships between intergroup contact and affective and cognitive dimensions of prejudice.(8), 1145–1158.

Vedder, P., Wenink, E., & van Geel, M. (2017). Intergroup contact and prejudice between Dutch majority and Muslim minority youth in the Netherlands.(4), 477–485.

Vezzali, L., Hewstone, M., Capozza, D., Giovannini, D., & W?lfer, R. (2014). Improving intergroup relations with extended and vicarious forms of indirect contact.(1), 314–389.

Visintin, E. P., Green, E. G. T., Pereira, A., & Miteva, P. (2017). How positive and negative contact relate to attitudes towards Roma: Comparing majority and high‐status minority perspectives.(3), 240–252.

Wright, S. C., Aron, A., Mclaughlin, T., & Ropp, S. A. (1997). The extended contact effect: Knowledge of cross-group friendships and prejudice.(1), 73–90.

Xin, Z. Q. (2018). Psychological issues inside social governance.(1), 1–13.

[辛自強(qiáng). (2018). 社會(huì)治理中的心理學(xué)問(wèn)題.(1), 1–13.]

Yao, L., Yu, H. T., Duan, H. J., & Qiao, Q. C. (2015). The effect of imagined intergroup contact on implicit attitudes and explicit attitudes.(5), 1074–1080.

[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.(5), 1074–1080.

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method biases.(6), 942?950.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法.(6), 942?950.]

Do more contacts bring stronger contact intention? It depends on valence and efficacy

HUANG Fei; WANG Changcheng; SHI Kuankuan; HALIKE Ababaikere; LI Linpeng

(School of Psychology, Central China Normal University, Wuhan 430079, China) (School of Education, Kashi University, Kashi 844006, China) (Xinjiang Experimental Middle School, Urumqi 830049, China) (PengYang No.3 Middle School, PengYang 756500, China)

Since they are critical components of today’s societies, interethnic relations can exert a great effect on the stability and harmony of a given social system. For multi-ethnic countries like China, achieving harmonious relations among different ethnic groups is an important but difficult task. Intergroup contact has been confirmed as one of the most effective prejudice reduction strategies across different target groups, situations, and cultural contexts, especially when the four optimal conditions, equal status, cooperation, common goals, and institutional support, are present. However, past contact research is biased because its predominant focus is on positive contact; insufficient attention has been paid to the examination of negative contact, especially in China. Moreover, much of the prior research has focused on intergroup contact from the perspective of majority groups. To address these limitations, this article tested the effects of positive and negative contact from the points of view of both majority and minority groups, and intergroup efficacy was examined as a mediator in positive and negative contact effects.

Two studies were conducted within two interethnic backgrounds on six samples in total. They were 448 Han (M= 20.3,= 1.66) and 375 Uyghur (M= 21.7,= 1.75) from several inland cities, and 791 Han (M= 20.1,= 1.23) and 901 Uyghur (M= 20.8,= 1.19) from Xinjiang Province of Study 1, 957 Han (M= 15.7,= 1.80) and 565 Hui (M= 15.9,= 1.91) from Ningxia Province of Study 2. All participants completed a battery of self-report questionnaires measuring their positive and negative interethnic contact experiences, interethnic self-efficacy, and intention of interethnic contact. All the measures in the present study showed good reliability and validity for each sample. Data were then analyzed using descriptive statistics, dependent-test, correlation coefficients comparison, and path analysis to test the hypotheses related to the valence of contact and the role of efficacy.

The results indicated that: (1) the quantity of positive interethnic contact was significantly much more than negative interethnic contact in all six samples. The weighted average effect size measured by Cohen’swas 1.75. (2) The correlations between positive interethnic contact and intention of interethnic contact in all six samples were positively significant with medium sizes; the correlations between negative interethnic contact and intention of interethnic contact in all six samples were negatively significant with small sizes, with weighted averages 0.57 and ?0.24 respectively. (3) Valence asymmetry effect showed positive interethnic contact’s effects on enhancing intention of interethnic contact were greater than negative interethnic contact’s effects on weakening intention of interethnic contact. The weighted averagedifference was 0.38. (4) Positive and negative interethnic contact exerted significant indirect effects on intention of interethnic contact via interethnic self-efficacy with weighted average indirect effects of 0.13 and ?0.08 respectively; positive and negative interethnic contact could also affect intention of interethnic contact directly. (5) Positive and negative interethnic contacts’ effects on intention of interethnic contact were stronger among Han compared with Uyghur in Xinjiang, and positive contact’s effect was significantly lower among Han than Hui in Ningxia. No significant differences were found between majority and minority samples in inland samples on both effects, and no significant difference was found in Ningxia samples on negative contact’s effect. In general, the moderation effect of the majority-minority status was not supported.

Research into the effects of positive and negative interethnic contact and the mediating role of interethnic self-efficacy demonstrates both theoretical and practical implications. Theoretically, conducting research taking into positive and negative interethnic contact simultaneously could not only serve as a response to the call for strengthening negative contact research, but more importantly, it enriches intergroup contact theory through acquiring evidence from Chinese ethnic background and contributes to a comprehensive understanding of intergroup contact. Practically, the findings presented above suggest that to achieve harmonious interethnic relations, effective measures can be taken to promote positive interethnic contacts and prevent negative interethnic contacts through increased interethnic self-efficacy or directly enhancing the contact intention.

positive interethnic contact; negative interethnic contact; intention of interethnic contact; interethnic self-efficacy

2018-03-12

* 2018年度國(guó)家民委民族研究后期資助項(xiàng)目：族際接觸對(duì)族際關(guān)系的影響及機(jī)制研究(2018-GMH-002)。

黃飛, E-mail: huangfei@mail.ccnu.edu.cn

B849:C91

10.3724/SP.J.1041.2019.01256