張 航 馮曉慧 張積家

民族內(nèi)隱觀、身份認(rèn)同對族際通婚子女的外群接觸態(tài)度和中華民族共同體意識的影響*

張 航2馮曉慧2張積家1

(1廣西師范大學(xué)教育學(xué)部, 桂林 541004) (2中國人民大學(xué)心理學(xué)系, 北京 110872)

以中國14個(gè)少數(shù)民族的學(xué)生和漢族學(xué)生為被試, 考察族際通婚子女的民族內(nèi)隱觀、身份認(rèn)同及二者對外群接觸態(tài)度和中華民族共同體意識的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 與族內(nèi)通婚子女比, 族際通婚子女持有的民族本質(zhì)論觀念較低、對本民族的認(rèn)同感不強(qiáng)烈, 但對其他民族的外群體態(tài)度和交往意愿都更積極, 在自我身份范疇化過程中更具有靈活性, 更傾向于構(gòu)建歸屬水平更高的上位身份認(rèn)同。族際通婚作為高質(zhì)量的民族接觸與交融形式, 對推動建立民族互嵌格局和鑄牢中華民族共同體意識具有重要意義。

族際通婚子女, 內(nèi)隱觀, 民族認(rèn)同, 外群接觸態(tài)度, 上位身份認(rèn)同

1 引言

分類與認(rèn)同是社會知覺研究關(guān)注的焦點(diǎn), 也是形成偏見、歧視和引發(fā)群際沖突的重要原因。以往研究側(cè)重考察身份類別差異明顯的內(nèi)、外群體間的交往態(tài)度和互動心理過程, 尚不清楚身份范疇模糊的多重身份群體(如混血兒或族際通婚子女)的心理邊界意識和自我身份認(rèn)同。隨著在世界范圍內(nèi)種族間(inter-racial)和民族間(inter-ethnic)締結(jié)婚姻的現(xiàn)象愈發(fā)普遍, 出生在族際通婚家庭的新生兒的數(shù)量逐年攀升(Lichter & Qian, 2018; 巫錫煒, 刀瑋皓, 2022)。這一趨勢不僅向人們習(xí)以為常的種族或民族身份的離散型的類別觀念發(fā)起了挑戰(zhàn), 更引發(fā)了人們對如何界定這一新社會群體身份的激烈討論(Gaither, 2018; Humes et al., 2011; Pauker et al., 2018 )。在上世紀(jì), 美國以降格繼嗣(hypodescent)的種族隔離政策劃分混血兒的種族身份, 即一個(gè)人只要其祖先有黑人血統(tǒng)就被認(rèn)定為是黑人, 這被稱作為“一滴血原則” (one-drop rule), 目的是阻止黑人與白人之間發(fā)生通婚(Snipp, 2010)。盡管此類法案現(xiàn)已經(jīng)被廢除, 但是, “一滴血原則”仍然深刻地影響著美國民眾對混血兒族裔身份的范疇化表征。在一項(xiàng)快速面孔分類任務(wù)中, 當(dāng)被試得知目標(biāo)人物擁有一位黑人父母或者居住在種族雜居街區(qū)時(shí), 便更傾向于將種族模糊(50%黑人和50%白人)面孔判斷為黑人(Peery & Bodenhausen, 2008)。追蹤調(diào)查顯示, 美國的族際通婚家庭夫婦更傾向于采用“一滴血原則”把孩子的種族身份劃歸為少數(shù)族裔, 而非劃歸為白人或混血兒(Brunsma, 2005; Lichter & Qian, 2018)。正因?yàn)槿绱? 人們開始主張把混血兒當(dāng)作一個(gè)新的種族身份來對待, 并且放棄了使用原來僵化的容易使該群體在身份認(rèn)同上感到強(qiáng)烈困惑的分類原則(Cheng & Lee, 2009; Shih & Sanchez, 2009)?？梢? 族際通婚子女所面臨的身份歸屬與認(rèn)同問題已經(jīng)愈發(fā)不容忽視。

族際通婚(intermarriage), 顧名思義, 是指不同民族成員之間的相互聯(lián)姻, 是與族內(nèi)婚對應(yīng)的婚姻形式, 又稱為跨族通婚、族際婚(沈思等, 2019)。盡管相較于國外的混血兒(mixed-blood), 中國的族際通婚子女面臨的種族、膚色和血統(tǒng)等尖銳的社會矛盾較少, 但是, 與族內(nèi)婚姻子女相比, 族際通婚子女的民族身份同樣不具有與生俱來的先賦性和毋庸置疑的確定性, 而是存在著選擇的可能。族際通婚子女在出生時(shí), 由父母根據(jù)自身所屬的民族來選擇填報(bào), 在年滿18周歲時(shí), 還可以依據(jù)父母的民族身份再申請一次變更(魯剛, 2005)。所以, 國家的法律制度賦予族際通婚子女的民族身份不一定真實(shí)地反映了該群體的心理身份認(rèn)同。作為夾雜在雙重文化中的中間人, 族際通婚子女的民族邊界意識和自我身份歸屬可能與族內(nèi)通婚子女存在著較大差異。因此, 有必要對該群體進(jìn)行深入研究。

族際通婚是社會關(guān)系領(lǐng)域的重要課題。以往研究從歷史變遷(魯剛, 張禹青, 2014)、現(xiàn)狀調(diào)查(李曉霞, 2004)、影響因素(梁茂春, 2004; 馬戎, 2004)、民族政策(李曉霞, 2010)等視角提供了較清晰的理論脈絡(luò), 體現(xiàn)了學(xué)界對于推動民族團(tuán)結(jié)和鑄牢中華民族共同體意識等重大命題的關(guān)切。相較之下, 有關(guān)族際通婚及其影響的心理學(xué)實(shí)證研究卻極少, 而且研究對象主要是族際通婚者, 即族際通婚子女的父母, 尚不清楚族際通婚子女的民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度。盡管混血兒研究對理解復(fù)雜身份群體的社會認(rèn)知過程具有借鑒意義, 但是, 在中國敘事背景下的民族問題與國外的種族問題有著本質(zhì)的區(qū)別, 很難進(jìn)行直接的推論和應(yīng)用。隨著民族間關(guān)系的不斷加深, 族際通婚率和族際通婚子女的人口規(guī)模在逐年提高(黃凡等, 2022), 對與族際通婚子女相關(guān)的問題的深入探討就變得愈發(fā)重要。本研究對全國15個(gè)民族的族際通婚子女進(jìn)行了考察, 系統(tǒng)分析了民族內(nèi)隱觀、身份認(rèn)同對族際通婚子女的外群接觸態(tài)度和中華民族共同體意識的影響, 揭示在多元一體背景下影響個(gè)體身份認(rèn)同的社會心理機(jī)制, 闡明身份認(rèn)同在該群體的跨民族交往中的作用。

1.1 民族內(nèi)隱觀和身份認(rèn)同

普通民眾對社會類別的存在形式往往持本質(zhì)論(Essentialism)和建構(gòu)論(Constructionism)兩種不同的內(nèi)隱觀(implicit theory) (Dweck et al., 1995; Haslam & Whelan, 2008)。本質(zhì)論者認(rèn)為, 種族、民族和種姓等社會類別是與生俱來的身份象征, 類別之間具有不可逾越的內(nèi)在本質(zhì)區(qū)別(如血統(tǒng)和DNA), 這種本質(zhì)決定所屬成員的身份范疇, 產(chǎn)生相似的表觀特征(如相貌和膚色)。建構(gòu)論者認(rèn)為, 社會類別是人為創(chuàng)造的身份概念, 類別間的界限是動態(tài)可變的, 受文化和環(huán)境影響。中國古代先哲在“華夷之辨”的爭論中也產(chǎn)生了兩種不同的民族觀。一是“有教無類”, 認(rèn)為人只有禮教與野蠻之分, 無族類之別, 在環(huán)境和教育的影響下, “夷可變夏, 夏可變夷”, 這與民族建構(gòu)論的觀點(diǎn)不謀而合, 強(qiáng)調(diào)民族間的區(qū)別不緣于血統(tǒng), 而緣于文化。二是“非我族類, 其心必異”。如白居易在《御戎狄》中說：“戎狄者, 一氣所生, 不可剪而滅之; 五方異族, 不可臣而畜之?！边@與民族本質(zhì)論的觀點(diǎn)相同, 強(qiáng)調(diào)在民族間存在著不可更改的血統(tǒng)和天性的差異。所以, 古今中外, 民族內(nèi)隱觀均是人們理解民族身份和處理民族關(guān)系的重要知識結(jié)構(gòu)和思維方式。

盡管基因?qū)W(Nei & Roychoudhury, 1982)、演化生物學(xué)(Lewontin, 1972)和人類學(xué)(Hirschfeld, 1996)研究都相繼證明民族乃至種族只是人為建立的社會范疇, 但仍有大量民眾相信這些類別具有根深蒂固的生物學(xué)差異, 說明人類傾向于為族群身份賦予虛構(gòu)的本質(zhì), 以提供一種無可辯駁的身份維護(hù), 從而消除不確定感引發(fā)的認(rèn)同焦慮, 完成認(rèn)知閉合的需要(認(rèn)知閉合是為某一特定問題找到確定答案、結(jié)束模糊和混沌狀況的需要) (Hogg, 2000; Shah et al., 1998)。但是, 對于族際通婚子女而言, 自我民族身份是父母依據(jù)國家政策選擇的結(jié)果, 存在著不確定性, 這就為民族建構(gòu)論的產(chǎn)生提供了土壤。與單一民族家庭的子女比, 多民族家庭的子女對族際邊界的感知可能更模糊, 更傾向于認(rèn)為民族界限可以逾越, 在表征民族身份范疇時(shí)存在著更高的靈活性, 更不可能持有很強(qiáng)烈的民族本質(zhì)論觀點(diǎn)。由此提出假設(shè)1：族際通婚子女(vs.族內(nèi)通婚子女)更傾向于持有民族建構(gòu)論的觀念。

身份認(rèn)同源于人類對于“我是誰”這一命題的不懈思索。這種精神層面的歸屬需要決定了民族不是客觀存在的實(shí)體, 而是以血緣關(guān)系、空間地域、歷史記憶和語言文字等共同鑄就的“想象共同體” (Anderson, 2006)。民族身份從“他稱”到“自稱”不是自動化的過程, 需要通過血緣敘事、文化和歷史教育進(jìn)行培育和熏陶, 達(dá)到心理層面的情感認(rèn)同。但是, 在建構(gòu)自我民族身份的過程中, 由于父母的所屬民族不同, 族際通婚子女很難相信民族是由純粹的生物學(xué)因素決定的, 不容易對本民族身份產(chǎn)生強(qiáng)烈的根基性的情感共鳴, 甚至?xí)霈F(xiàn)身份歸屬和認(rèn)同的困惑(Shih & Sanchez, 2009)。對比之下, 單一民族家庭的子女因?yàn)槿菀捉邮苊褡迨茄夑P(guān)系紐帶的生物學(xué)敘事, 就更容易產(chǎn)生原初的情感連接, 從而形成了較為穩(wěn)定的本民族認(rèn)同。在我國, 族際通婚家庭對子女民族身份的選擇一般都受民族優(yōu)惠政策影響, 因而存在著漢族與少數(shù)民族通婚所生的子女趨“少” (即為子女選擇少數(shù)民族身份), 少數(shù)民族與少數(shù)民族通婚所生的子女趨“小” (即為子女選擇少小民族身份)的特點(diǎn)(魯剛, 2005)。所以, 該群體甚至可能出現(xiàn)“認(rèn)而不同”的現(xiàn)象, 即因?yàn)槊褡鍍?yōu)惠政策承認(rèn)民族身份但在心理上不認(rèn)同的情況。由此提出假設(shè)2：族際通婚子女(vs.族內(nèi)通婚子女)對自身民族的認(rèn)同感可能相對不強(qiáng)烈。

1.2 外群接觸態(tài)度以及民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同的中介作用

族際通婚是反映民族間交融程度的重要標(biāo)志(杜娟, 2018)。族際通婚子女更是和諧族際關(guān)系的最佳證明, 其所在家庭往往被稱為“民族團(tuán)結(jié)戶”。族際通婚既是民族關(guān)系融洽的結(jié)果, 又成為繼續(xù)加深民族關(guān)系的基石(馬戎, 2004)。由于長期生活在多民族家庭中, 族際通婚子女對民族間的分界意識可能比較模糊, 對本民族和他民族的情感態(tài)度差異可能較小, 甚至對內(nèi)群體和外群體均持有相對積極的接觸意愿。由此提出假設(shè)3：族際通婚子女(vs.族內(nèi)通婚子女)持有更高的外群接觸態(tài)度和深層次交往意愿。

跨民族交往態(tài)度的積極變化也可能與父母婚姻類型影響子女的民族本質(zhì)論和民族認(rèn)同有關(guān)。民族本質(zhì)論者傾向于將民族身份差異歸結(jié)于根深蒂固的內(nèi)在本質(zhì)屬性, 認(rèn)為民族類別間存在著不可逾越的界限, 按照此觀念行事容易產(chǎn)生刻板印象(高承海, 萬明鋼, 2018; Mandalaywala et al., 2018)。但是, 民族本質(zhì)論可能并不會直接引起群際態(tài)度的變化。發(fā)展心理學(xué)研究的證據(jù)表明, 人類在認(rèn)識自然和社會的過程中, 傾向于把感知到事物的本質(zhì)屬性抽象出來并加以概括, 從而做出深層次的因果推斷(Cimpian & Salomon, 2014; Mandalaywala, 2020; Newman & Knobe, 2019)。這種具有高度概括性、過度假設(shè)性和因果推斷性的內(nèi)在啟發(fā)式(inherence heuristic)是人類心理本質(zhì)論的初始形式(Cimpian & Salomon, 2014)。所以, 作為一種領(lǐng)域普遍性的類屬性認(rèn)知傾向, 心理本質(zhì)論與消極情感態(tài)度可能并無直接關(guān)聯(lián)。例如, 當(dāng)個(gè)體對體重(Diedrichs & Barlow, 2011)和性取向(Haslam & Levy, 2006)等持有較高的本質(zhì)論觀念時(shí), 其偏見程度和負(fù)面評價(jià)反而降低。在判斷種族模糊面孔的身份時(shí), 種族本質(zhì)論對“一滴血原則”的有效預(yù)測也只出現(xiàn)在那些本來就對黑人持有較低情感認(rèn)同的人身上(Ho et al., 2015)。因此, 族際通婚子女的民族本質(zhì)論信念可能需要通過影響民族認(rèn)同的中介方式影響其外群接觸態(tài)度(假設(shè)4)。

民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度的關(guān)系一直是社會心理家關(guān)注的重點(diǎn)(Tajfel & Turner, 1979)。國外的研究發(fā)現(xiàn), 對內(nèi)群體身份認(rèn)同過高會削弱對外群的接觸態(tài)度, 甚至引發(fā)歧視行為(Hewstone et al., 2002), 說明人類在社會互動中傾向于對內(nèi)、外群體進(jìn)行區(qū)分, 進(jìn)而產(chǎn)生內(nèi)群體偏愛和外群體貶損的對立關(guān)系。按照“對立觀”, 族際通婚子女的族際態(tài)度提高可能是其民族認(rèn)同感降低所致。但是, 我國是一個(gè)統(tǒng)一的多民族國家, 各民族之間相互依存, 休戚與共, 像石榴籽一樣緊緊地抱在一起, 既存在著各民族內(nèi)部的本民族認(rèn)同, 也存在著更高層次的中華民族認(rèn)同(張積家, 馮曉慧, 2021)。所以, “對立觀”是否適用于中華民族敘事下的民族關(guān)系尚不清楚。而且, 民族認(rèn)同與外群態(tài)度之間的聯(lián)系還受群體地位、民族政策、宗教文化和歷史關(guān)系等因素影響(Brewer, 2001; Cuhadar & Dayton, 2011), 甚至當(dāng)個(gè)體建立了安全穩(wěn)定的民族認(rèn)同以后, 民族認(rèn)同反而在族際接觸態(tài)度中起積極作用(Phinney et al., 2007)。國內(nèi)的相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn), 民族認(rèn)同不一定導(dǎo)致消極的民族關(guān)系, 生活在西北地區(qū)的散居少數(shù)民族、聚居少數(shù)民族和漢族的民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度分別呈現(xiàn)出正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和零相關(guān)的特征, 表明居住格局和族際接觸程度對外群接觸態(tài)度的重要性(高承海, 萬明鋼, 2013)。因此, “對立觀”在解釋中國民族關(guān)系時(shí)可能存在著失恰性, 因?yàn)樗雎粤松鐣榫靶砸蛩氐淖饔谩Ｋ? 民族認(rèn)同如何影響族際通婚子女的外群接觸態(tài)度還無法做出具體的假設(shè), 需要進(jìn)行探索性的分析。

1.3 上位身份認(rèn)同

當(dāng)前的群際關(guān)系研究主要以內(nèi)、外群的視角來審視群體間的態(tài)度和行為, 忽略了族際通婚子女的復(fù)雜且模糊的身份范疇無法做出典型的二元類屬劃分。而且, 該群體在社會化的過程中, 需要面臨來自父母的民族差異和文化沖突的壓力, 為了平衡內(nèi)部身份的矛盾, 游離在民族夾縫中的族際通婚子女可能更傾向于削弱或轉(zhuǎn)移民族邊界, 構(gòu)建出歸屬水平更高的上位身份認(rèn)同。根據(jù)共同內(nèi)群體模型, 通過建立上位身份認(rèn)同, 個(gè)體可以將原來固化群際差異的邊界轉(zhuǎn)移, 擴(kuò)大彼此間的感知相似性, 將內(nèi)群的“我們(us)”和外群的“他們(them)”共同歸屬為“咱們(we)”這樣一個(gè)更有包容性的上位群體表征(Gaertner et al., 1993)。上位認(rèn)同的建立不僅可以減少群際偏見, 還能夠增加親社會行為(Hopkins et al., 2016)。由此提出假設(shè)5：族際通婚子女(vs.族內(nèi)通婚子女)更傾向于構(gòu)建包攝水平更高的中華民族身份認(rèn)同, 中華民族認(rèn)同也對族際通婚子女的外群接觸態(tài)度產(chǎn)生積極作用。

1.4 族際通婚率的影響

族際接觸理認(rèn)為, 不同民族成員間的積極接觸有利于提高族際關(guān)系(Pettigrew, 1998)。族際通婚作為民族接觸與交往的最高形式, 是民族間發(fā)生深層次互嵌融合的重要體現(xiàn), 只有當(dāng)兩個(gè)民族在語言文字、風(fēng)俗文化、宗教信仰和經(jīng)濟(jì)活動等方面相互滲透而且達(dá)到高度和諧時(shí), 才會出現(xiàn)較大規(guī)模的通婚(馬戎, 2004; 沈思等, 2019)。所以, 族際通婚不僅反映夫妻雙方突破民族界限組建跨民族家庭, 還隱含著他們背后的民族成員的交往擴(kuò)大趨勢。但是, 我國幅員遼闊, 民族眾多, 不同地區(qū)、不同民族在接觸程度和文化交融程度方面存在著較大差異, 所以不能忽視社會情境性因素的作用。族際通婚率作為衡量各民族通婚情況的最重要指標(biāo), 能夠有效地展現(xiàn)民族間的親近程度, 因此可利用族際通婚率來考察社會情景性因素對民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同、外群接觸態(tài)度和民族共同體認(rèn)同的影響, 揭示族際通婚對鑄牢中華民族共同體意識的積極作用。

2 方法

2.1 被試

通過文獻(xiàn)資料查閱和實(shí)地調(diào)研, 對全國14所有少數(shù)民族學(xué)生及族際通婚家庭學(xué)生較多的學(xué)校進(jìn)行了施測。對象包括蒙古族、鄂倫春族、拉祜族、傣族、佤族、布朗族、白族、苗族、瑤族、侗族、壯族、毛南族、藏族、達(dá)斡爾族和漢族。樣本遍及5個(gè)省(自治區(qū))、2個(gè)少數(shù)民族自治州和6個(gè)少數(shù)民族自治縣(區(qū)、旗)及部分少數(shù)民族常住人口較多的鄉(xiāng)鎮(zhèn)。各民族的施測時(shí)間、地點(diǎn)和樣本數(shù)量等見表1。

數(shù)據(jù)收集由調(diào)查者任主試, 現(xiàn)場回收。共發(fā)放問卷3717份, 剔除胡亂填答等無效問卷236份, 有效問卷3481份, 總回收率為93.65% (各民族的回收率見表1)。族際通婚子女1317人(37.83%), 族內(nèi)通婚子女2164人(62.17%), 男生1594人(45.79%), 女生1887人(54.21%), 平均年齡為15.97±1.76歲。為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)5, 通過網(wǎng)絡(luò)問卷平臺進(jìn)行了數(shù)據(jù)補(bǔ)充。補(bǔ)充樣本有294份, 無剔除, 男性93人(32.63%), 女性121人(68.37%), 平均年齡為14.38 ± 1.03歲。由于補(bǔ)充數(shù)據(jù)所測的內(nèi)容不同, 不與現(xiàn)場回收數(shù)據(jù)混合分析。

表1 各民族被試的分布和樣本量信息

2.2 研究工具

2.2.1 民族內(nèi)隱觀

采用楊曉莉等(2014)修訂的民族本質(zhì)論問卷, 原量表由No等人(2008)編制, 近年來被國內(nèi)研究者多次翻譯和使用, 具有良好的信效度和跨文化適用性(高承海, 萬明鋼, 2013; 于海濤, 金盛華, 2015)。量表包含8道題目, 4道題目評估民族本質(zhì)論內(nèi)隱觀, 4道題目評估民族建構(gòu)論內(nèi)隱觀。被試從1 (完全不同意)到7 (完全同意)畫勾作答, 民族建構(gòu)論的題目反向計(jì)分, 然后與民族本質(zhì)論題目分?jǐn)?shù)相加計(jì)算總分, 得分越高, 代表民族本質(zhì)論觀念越強(qiáng)。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.81。

本研究還使用Haslam等(2000)編制的外群體心理本質(zhì)論問卷, 包含9道題目, 6點(diǎn)計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高, 代表民族本質(zhì)論觀念越強(qiáng)。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.68。

以上兩份問卷可直接比較和互為參考。首先評估二者測量民族本質(zhì)論信念的有效性。分析表明, 兩份問卷在總體預(yù)測和分民族預(yù)測上都具有中等程度的相關(guān)(總= 0.46,< 0.001, 見表2)1由于本研究樣本量較大, 小于0.1的相關(guān)系數(shù)通常p值也顯著, 參照Cohen (1988, p.83)標(biāo)準(zhǔn), 將相關(guān)系數(shù)小于0.1的結(jié)果判定為無相關(guān), 將相關(guān)系數(shù)大于0.3的結(jié)果判定為中等程度相關(guān), 將相關(guān)系數(shù)大于0.5的結(jié)果判定為較強(qiáng)相關(guān)。但分民族檢驗(yàn)的小樣本數(shù)據(jù)仍以傳統(tǒng)p值為顯著性指標(biāo)。, 與楊曉莉等(2014)的結(jié)果相似, 說明對各民族內(nèi)隱觀的測量結(jié)果具有較高解釋力?？紤]到數(shù)據(jù)冗余性, 后續(xù)結(jié)果的文字報(bào)告和中介效應(yīng)檢驗(yàn)只選用Cronbach's α系數(shù)較高的第一份問卷, Haslam (2000)問卷的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果僅在圖片中報(bào)告, 不做結(jié)果闡述和中介分析。

2.2.2 民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度

采用Phinney等人(2007)編制的多民族認(rèn)同問卷, 中文版由高承海和萬明鋼(2013)修訂。民族肯定分量表測量對本民族認(rèn)同程度, 6道題目, 6點(diǎn)計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高代表對本民族身份越肯定, 對民族內(nèi)群體態(tài)度越積極, 歸屬感越強(qiáng)烈。外群態(tài)度分量表測量對其他民族的接觸態(tài)度, 6道題目, 6點(diǎn)計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高代表與其他民族的接觸態(tài)度越積極, 跨民族交往意愿越強(qiáng)烈。民族肯定分量表的Cronbach's α系數(shù)為0.81, 外群態(tài)度分量表的Cronbach's α系數(shù)為0.79。

2.2.3 自陳身份認(rèn)同

采用Hong等(2004)編制的自陳身份認(rèn)同問卷, 要求被試選擇最符合自己社會身份的選項(xiàng), 包括：A (X族人), B (X族人, 其次才是中國人), C (中國人, 其次才是X族人), D (中華民族)。計(jì)分方式是將選擇A項(xiàng)的被試劃為“排斥性身份認(rèn)同”組; 將選擇B項(xiàng)和C項(xiàng)的被試合并為“雙重身份認(rèn)同”組; 將選擇D項(xiàng)的被試劃為“上位身份認(rèn)同”或“中華民族認(rèn)同”組。不同的選項(xiàng)代表中華民族認(rèn)同的強(qiáng)烈程度, 選擇D項(xiàng)的中華民族認(rèn)同程度最高, C項(xiàng)次之, B項(xiàng)較弱, A項(xiàng)無中華民族認(rèn)同。這種劃分方法涵蓋了從最認(rèn)同中華民族身份(最具有包容性的身份)到最認(rèn)同族屬身份(最具有排他性的身份)的所有情況。

2.2.4 補(bǔ)充分析的量表

采用陳立鵬和薛璐璐(2021)編制的中華民族共同意識問卷測量被試對中華民族身份的認(rèn)同和情感態(tài)度。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.90。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS計(jì)算各變量的分布及相關(guān), 通過宏程序PROCESS (Hayes, 2013)參照溫忠麟和葉寶娟(2014)的建議檢驗(yàn)研究假設(shè)的中介作用, 所有的中介變量和預(yù)測變量都做了標(biāo)準(zhǔn)化處理, 并將性別和年齡設(shè)置為控制變量。使用Harman單因素檢驗(yàn)法評估共同方法偏差程度驗(yàn)(周浩, 龍立榮, 2004)。結(jié)果顯示, 第一個(gè)因子解釋的變異量為13.45%, 未超過臨界標(biāo)準(zhǔn)(40%)。因此, 本研究所涉及變量不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

以是否為族際通婚子女為自變量, 以民族內(nèi)隱觀、民族內(nèi)群體認(rèn)同和外群接觸態(tài)度為因變量, 進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。結(jié)果見圖1。

統(tǒng)計(jì)分析表明, 族際通婚子女在所有指標(biāo)上的得分均與族內(nèi)通婚子女差異顯著。族際通婚子女持有更低的民族本質(zhì)論觀念(族際通婚子女= 4.41,族內(nèi)通婚子女= 4.68,< 0.001,= 0.32), 對本民族的認(rèn)同感更低(族際通婚子女= 4.83,族內(nèi)通婚子女= 5.10,< 0.001,= 0.34), 對外群接觸態(tài)度更積極(族際通婚子女= 4.48,族內(nèi)通婚子女= 4.25,< 0.001,= 0.29), 驗(yàn)證了假設(shè)1～3。相關(guān)分析表明, 父母是否族際通婚與民族本質(zhì)論觀念(= ?0.16,< 0.001)和民族認(rèn)同(?0.16,< 0.001 )之間存在顯著的負(fù)相關(guān), 與外群接觸態(tài)度之間存在顯著的正相關(guān)(= 0.14,< 0.001)。在連續(xù)變量方面(見表2), 民族本質(zhì)論觀念與民族認(rèn)同感之間存在顯著的正相關(guān)(= 0.31,< 0.001), 民族本質(zhì)論觀念越強(qiáng), 對本民族認(rèn)同感就越強(qiáng); 但與外群接觸態(tài)度(0.09)不具有相關(guān)效應(yīng)。此外, 本民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度之間存在顯著的正相關(guān)(= 0.28,< 0.001), 本民族認(rèn)同水平越高, 與其他民族的接觸態(tài)度就越積極。

圖1 總民族樣本的描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)圖

注：本質(zhì)論1代表采用No等(2008)版本的問卷; 本質(zhì)論2代表采用Haslam等(2000)版本的問卷; 顯著性：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001, 下同。

表2 總民族樣本的相關(guān)分析矩陣表(N = 3481)

注：文字含義與圖1相同; 顯著性水平判斷標(biāo)準(zhǔn)參考腳注1。

15個(gè)民族分樣本的檢驗(yàn)結(jié)果與總樣本結(jié)果在多數(shù)測量項(xiàng)目上一致(見圖2), 與族內(nèi)通婚子女相比, 所有民族的族際通婚子女都持有相對低的民族本質(zhì)論觀念, 13個(gè)民族的族際通婚子女對本民族認(rèn)同感相對不強(qiáng)烈(佤族和白族未達(dá)到顯著水平), 10個(gè)民族的通婚子女在外群接觸態(tài)度上更積極(漢族, 毛南族, 佤族, 白族和鄂倫春族未達(dá)到顯著水平), 再次驗(yàn)證了假設(shè)1～3。相關(guān)分析表明, 多數(shù)民族學(xué)生的民族內(nèi)隱觀對其外群接觸態(tài)度的預(yù)測性都不顯著[毛南族(= 0.16,= 0.03)和佤族(= 0.22,= 0.01)除外], 但民族本質(zhì)論觀念與民族認(rèn)同感之間的正相關(guān)效應(yīng)在所有民族檢驗(yàn)中均顯著, 對本民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度的正相關(guān)效應(yīng)也在所有民族分析中顯著。

以性別為自變量分析表明, 在所有測量項(xiàng)目上均未發(fā)現(xiàn)顯著的性別差異(s > 0.10)。年齡與民族內(nèi)隱觀(= 0.06)、本民族認(rèn)同(= 0.04)和外群接觸態(tài)度(= 0.05)的相關(guān)也較弱, 說明性別和年齡對以上測量項(xiàng)目影響不大, 后續(xù)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)將性別和年齡作為協(xié)變量進(jìn)行控制。

以上結(jié)果說明, 父母是否跨族通婚對子女的民族邊界意識和民族身份認(rèn)同具有重要影響。國家通過身份信息登記制度賦予通婚家庭子女的民族資格身份不一定真實(shí)地反映了該群體的心理層面認(rèn)同。相較于族內(nèi)通婚子女, 族際通婚子女對本民族的認(rèn)同感不強(qiáng)烈, 也不傾向于本質(zhì)化自己的民族身份, 但對外群體的接觸意愿卻更積極。這似乎是通過降低對本民族的內(nèi)群體偏好、增加對外群體的積極認(rèn)同所致。不過, 這又與相關(guān)分析中本民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度之間存在著顯著的正相關(guān)的結(jié)果相矛盾(族內(nèi)通婚子女= 0.29,< 0.001;族際通婚子女= 0.35,< 0.001), 說明不符合社會認(rèn)同理論所主張的內(nèi)、外群體態(tài)度之間此消彼長的預(yù)測, 需要進(jìn)一步檢驗(yàn)民族認(rèn)同對通婚家庭子女族際關(guān)系態(tài)度的作用機(jī)制。

3.2 民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用Process宏程序的Model 6對總樣本和15個(gè)分民族樣本進(jìn)行分析。根據(jù)假設(shè)4, 以父母是否屬于族際通婚(0：族內(nèi)通婚, 1：族際通婚)為自變量, 以外群接觸態(tài)度為因變量, 控制性別和年齡對民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), Bootstrap設(shè)置為5000次抽樣。結(jié)果見表3和圖3。

結(jié)果表明, 整個(gè)回歸方程顯著(= 0.29,< 0.001), 但是, 直接效應(yīng)(= 0.40,< 0.001)與總間接效應(yīng)(= ?0.11,< 0.001)的符號相反, 說明出現(xiàn)了遮掩效應(yīng)(溫忠麟, 葉寶娟, 2014)。從圖3a的各路徑系數(shù)和表2的中介模型方程看, 父母是否族際通婚對子女的外群接觸態(tài)度存在著顯著的負(fù)向間接影響, 當(dāng)以族內(nèi)通婚子女為參照水平時(shí), 族際通婚子女的民族本質(zhì)論觀念(= ?0.32,< 0.001)和民族認(rèn)同感(= ?0.24,< 0.001)相對低, 導(dǎo)致其外群接觸態(tài)度也相對低(= 0.30,< 0.001)。但是, 顯著的正向直接效應(yīng)卻表明(= 0.40,< 0.001), 在抵消了負(fù)向間接效應(yīng)后(= ?0.11), 導(dǎo)致模型的總效應(yīng)增加(Δ= 0.40 ? 0.10 = 0.30,< 0.001), 說明父母是否族際通婚的直接效應(yīng)遮掩了民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同感與外群接觸態(tài)度之間的關(guān)系。假設(shè)4不成立, 有必要對遮掩效應(yīng)做進(jìn)一步的分析。

圖2 民族分樣本的描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

注：?代表邊緣顯著。

在族際交往過程中, 人類傾向于通過共享相似性對社會群體做出“內(nèi)”與“外”的劃分, 并且據(jù)此產(chǎn)生了內(nèi)群體偏愛和外群體貶損(Tajfel & Turner, 1979)。但是, 與族內(nèi)通婚子女比, 族際通婚子女的本民族身份并不具有無可爭辯的先賦性, 容易受另一方父母的民族身份的牽引或擠壓, 從而產(chǎn)生了認(rèn)同的焦慮和困惑。而且, 根據(jù)共同內(nèi)群體模型提出的假設(shè)5可知, 將民族邊界轉(zhuǎn)移或者模糊化, 尋求構(gòu)建新的上位認(rèn)同, 可能有助于消解內(nèi)部異質(zhì)性身份所引發(fā)的沖突(Gaertner et al., 1993)。由此推測, 遮掩效應(yīng)產(chǎn)生的原因極可能是一部分族際通婚子女的民族身份已經(jīng)重新范疇化了, 建立了包攝水平更高的上位身份認(rèn)同, 引起了外群接觸態(tài)度的積極變化, 不再受原來亞水平的本民族認(rèn)同影響。

表3 民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同的中介模型檢驗(yàn)(N = 3841)

注：模型中的各變量均已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化。

圖3 中介作用的路徑系數(shù)圖

注：a)對全體數(shù)據(jù)進(jìn)行民族內(nèi)隱觀和民族認(rèn)同中介檢驗(yàn)的路徑系數(shù)圖; b)對未構(gòu)建中華民族認(rèn)同的通婚家庭子女進(jìn)行中介檢驗(yàn)的路徑系數(shù)圖; c)對補(bǔ)充數(shù)據(jù)進(jìn)行上位身份認(rèn)同中介檢驗(yàn)的路徑系數(shù)圖。

路徑圖中各變量均已標(biāo)準(zhǔn)化。

采用同樣方法對15個(gè)民族進(jìn)行了分樣本檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)多數(shù)民族的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统霈F(xiàn)了遮掩效應(yīng)(漢族、毛南族、佤族、白族和鄂倫春族除外, 因?yàn)橹薪榉匠滩伙@著)。大樣本和多數(shù)分樣本的檢驗(yàn)都出現(xiàn)了類似的結(jié)果, 應(yīng)該排除是檢驗(yàn)力不足所致。所以, 依據(jù)社會認(rèn)同理論所提出的假設(shè)4可能忽略了上位認(rèn)同的影響, 混淆了同時(shí)存在的兩個(gè)水平的身份范疇。因此, 本研究將進(jìn)一步檢驗(yàn)基于共同內(nèi)群體模型提出的假設(shè)5。

3.3 上位身份認(rèn)同的假設(shè)檢驗(yàn)

采用單樣本檢驗(yàn)分析族際通婚與族內(nèi)通婚子女在身份認(rèn)同問卷中對“排斥性身份認(rèn)同”、“雙重身份認(rèn)同”和“上位身份認(rèn)同(中華民族認(rèn)同)”的歸屬差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 與族內(nèi)通婚子女比, 族際通婚子女更傾向于將自己歸屬為中華民族的上位身份認(rèn)同(族際通婚子女= 35.84%,族內(nèi)通婚子女= 28.14%,= 4.76,< 0.001, Bonferroni校正標(biāo)準(zhǔn)為α = 0.05/3 = 0.017), 較少將自己歸屬為某個(gè)具體民族的排斥性身份認(rèn)同(族際通婚子女= 1.14%,族內(nèi)通婚子女= 7.21%,= ?8.04,< 0.001), 但在雙重身份認(rèn)同的選擇上, 兩個(gè)群體不存在顯著差異(族際通婚子女= 63.02%,族內(nèi)通婚子女= 64.65%,= ?0.97,> 0.017)。這說明, 父母族際通婚在很大程度上影響了子女的自我身份建構(gòu), 與族內(nèi)通婚子女比, 族際通婚子女更傾向于形成上位身份認(rèn)同, 驗(yàn)證了假設(shè)5。

為了排除上位身份認(rèn)同在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)中造成的混淆, 此次分析只對未構(gòu)建中華民族認(rèn)同的族際通婚子女進(jìn)行中介檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(圖3b), 整個(gè)回歸方程顯著(= ?0.10,= 0.02), 直接效應(yīng)不顯著(= 0.05,> 0.10), 遮掩效應(yīng)消失了, 說明在排除了上位認(rèn)同的影響后, 民族內(nèi)隱觀和本民族認(rèn)同在父母族際通婚影響子女外群接觸態(tài)度方面起到了鏈?zhǔn)街薪樽饔?。具體看, 當(dāng)以族內(nèi)通婚子女為參照水平時(shí), 間接路徑1(族際通婚→民族內(nèi)隱觀→外群接觸態(tài)度)的效應(yīng)為?0.01, 95% CI置信區(qū)間[?0.02, 0.01]包括0, 中介效應(yīng)不顯著, 說明民族內(nèi)隱觀不是導(dǎo)致這部分族際通婚子女外群接觸態(tài)度變化的直接因素; 間接路徑2(族際通婚→民族認(rèn)同→外群接觸態(tài)度)的效應(yīng)為?0.11, 95%置信區(qū)間[?0.13, ?0.08]不包括0, 中介效應(yīng)顯著, 相對中介效應(yīng)占比72%, 說明對仍然持有本民族認(rèn)同的族際通婚子女, 民族認(rèn)同仍然是有效地預(yù)測外群接觸態(tài)度的指標(biāo); 間接路徑3(族際通婚→民族本質(zhì)論→民族認(rèn)同→外群接觸態(tài)度)的效應(yīng)為?0.03, 95%置信區(qū)間[?0.04, ?0.02]不包括0, 中介效應(yīng)顯著, 中介占比為22%, 表明民族內(nèi)隱觀需要通過本民族認(rèn)同才能夠間接地影響外群接觸態(tài)度, 驗(yàn)證了假設(shè)4。

以上結(jié)果表明, 族際通婚子女更傾向于形成上位身份認(rèn)同, 當(dāng)排除掉上位身份認(rèn)同的影響之后, 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ惋@著, 說明此前的遮掩效應(yīng)出現(xiàn)主要是混淆了兩種身份范疇。作為身份范疇相對復(fù)雜的社會群體, 族際通婚子女的身份建構(gòu)可能存在著較大的被試內(nèi)差異, 一部分人選擇了將原來民族身份重新范疇化, 建立了更高水平的上位身份認(rèn)同, 另一部分人選擇了繼續(xù)保持了亞水平的本民族認(rèn)同。所以, 對已經(jīng)建立了上位身份認(rèn)同的族際通婚子女來說, 亞水平的本民族認(rèn)同不再起作用, 而是改變了看待民族關(guān)系的視角, 用更具有包容性的身份框架來表征族際關(guān)系。

為了進(jìn)一步探討中華民族認(rèn)同在父母民族婚姻類型影響子女外群接觸態(tài)度的作用, 通過網(wǎng)絡(luò)問卷平臺, 在中華民族共同體意識水平高的廣西龍勝各族自治縣收集了294名被試進(jìn)行補(bǔ)充分析。結(jié)果見表4。

分析表明, 與族內(nèi)通婚子女相比, 族際通婚子女的外群接觸態(tài)度更積極(族際通婚子女= 4.33,內(nèi)通婚子女= 4.05,< 0.001,= 0.52), 對中華民族身份認(rèn)同感更強(qiáng)烈(族際通婚子女= 4.83,族內(nèi)通婚子女= 4.71,< 0.001,= 0.39), 中華民族身份認(rèn)同與外群接觸態(tài)度之間存在顯著的正相關(guān)(= 0.38,< 0.001), 滿足中介分析條件。

采用Process 3.3宏程序的Model 4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn), 以父母是否族際通婚(0：族內(nèi)通婚, 1：族際通婚)為自變量, 外群接觸態(tài)度為因變量, 中華民族認(rèn)同為中介變量, Bootstrap設(shè)置為5000次抽樣。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 中華民族認(rèn)同在父母民族婚姻類型對子女外群接觸態(tài)度的影響上起到了顯著的中介作用, 間接效應(yīng)：a×b = 0.13,= 0.04, 95% CI置信區(qū)間為[0.06, 0.22]。中介效應(yīng)占總效應(yīng)比：a×b/(a×b + c) = 21%, 各路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)見圖3c。這說明, 對已經(jīng)建立了上位身份認(rèn)同的族際通婚子女而言, 中華民族認(rèn)同是顯著預(yù)測其外群接觸態(tài)度的中介因素, 再次驗(yàn)證了假設(shè)5。

3.4 族際通婚類型的影響

雖然我國是一個(gè)多民族國家, 但與其他少數(shù)民族比, 漢族在人口數(shù)量和民族文化方面具有優(yōu)勢。因此, 族際通婚類型可能對族際通婚子女的民族身份認(rèn)同和外群接觸態(tài)度等產(chǎn)生影響。所以, 進(jìn)一步比較了兩種通婚類型(少數(shù)民族與漢族通婚、少數(shù)民族與少數(shù)民族通婚)對子女的民族內(nèi)隱觀、身份認(rèn)同和外群接觸態(tài)度的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 兩種類型的族際通婚子女與族內(nèi)通婚子女在上述所有測量項(xiàng)目上均存在著顯著差異(圖4), 無論是少?漢通婚子女, 還是少?少通婚子女, 與族內(nèi)通婚子女相比, 均持有相對低的民族本質(zhì)論觀念(少-漢通婚子女= 4.44,族內(nèi)通婚子女= 4.68,< 0.001,= 0.29;少-少通婚子女= 4.35,< 0.001,= 0.39), 對本民族認(rèn)同相對不強(qiáng)烈(少-漢通婚子女= 4.81,族內(nèi)通婚子女= 5.10,< 0.001,= 0.37;少-少通婚子女= 4.85,< 0.001,= 0.31), 在外群接觸態(tài)度上更積極(少-漢通婚子女= 4.53,族內(nèi)通婚子女= 4.25,< 0.001,= 0.35;少-少通婚子女= 4.39,< 0.001,= 0.17)。但比較發(fā)現(xiàn), 只有在外群接觸態(tài)度和上位身份認(rèn)同選擇上, 少?漢通婚子女比少?少通婚子女更積極(少-漢通婚子女= 4.53,少-少通婚子女= 4.39,= 0.002,= 0.18), 更傾向于建立中華民族認(rèn)同(少-漢通婚子女= 39.51%,少-少通婚子女= 29.78%,= 3.57,< 0.001), 在其它測量項(xiàng)目上均不存在顯著的差異(s > 0.1)。這說明, 少?漢和少?少兩種通婚類型都有利于培育子女的良好群際觀, 但相比之下, 少?漢通婚似乎更能夠促進(jìn)民族間交融。這與費(fèi)孝通(2018)提出的中華民族多元一體格局的形成過程相符, 即, 雖然各民族間的人口流動和文化交流推動了彼此間融合, 但漢族的形成及與其他族群交匯才是中華民族形成中的重要階段, 因?yàn)樵撨^程使多元一體格局產(chǎn)生了一個(gè)凝聚的核心。所以, 族際通婚類型也是影響族際交融和建立中華民族認(rèn)同的重要因素。

表4 中華民族認(rèn)同的中介模型檢驗(yàn)(N = 294)

注：模型中的各變量均已標(biāo)準(zhǔn)化。

圖4 不同族際通婚類型的描述性統(tǒng)計(jì)圖

3.5 族際通婚率的影響

族際通婚率是描述一個(gè)民族與其他民族通婚現(xiàn)狀的整體背景特征, 屬于組層面變量。父母是否通婚描述的是個(gè)體的身份特征, 屬于個(gè)體層面變量。由于個(gè)體層面變量嵌套于組層面變量中, 所以采用多層分析模型(Multilevel Model, MLM)進(jìn)一步探究族際通婚率對父母是否通婚與民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同及外群接觸態(tài)度關(guān)系的影響。分析中所有連續(xù)變量都進(jìn)行了總均值的中心化處理, 以減小變量間的共線性。

首先對零模型(The Null Model)進(jìn)行了檢驗(yàn), 以判斷不同因變量是否存在民族水平的變異效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度的跨級相關(guān)系數(shù)(Intra-Class Correlation, ICC)分別為0.11、0.035和0.053。當(dāng)ICC大于0.059時(shí), 組間變異的效應(yīng)不可忽略(Cohen, 1988), 因此民族內(nèi)隱觀達(dá)到必須建立多層分析模型的條件。同時(shí), 根據(jù)Muthén和Satorra (1995)提出的設(shè)計(jì)效應(yīng)(design effect, deff)判斷法, 發(fā)現(xiàn)民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度的deff值分別為22.23、7.76和11.23, 均大于2.0的臨界標(biāo)準(zhǔn), 說明上述所有變量均需要建立多層分析模型。

其次, 建立隨機(jī)系數(shù)回歸模型, 在零模型的第一層方程中加入個(gè)體層面變量, 包括父母是否族際通婚、性別和年齡, 以考察個(gè)體因素對三種因變量的預(yù)測作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 父母是否通婚對民族內(nèi)隱觀(Wald= 2.16,0.001)、民族認(rèn)同(Wald= 2.16,< 0.001)和外群接觸態(tài)度(Wald= 2.16,0.001)均具有個(gè)體水平層面的顯著影響, 并且都存在民族水平的差異性(Wald= 2.54,= 0.011; Wald= 2.16,= 0.031; Wald= 2.37,= 0.018)。

最后, 建立完整回歸模型1。在隨機(jī)系數(shù)回歸模型基礎(chǔ)上加入民族水平的預(yù)測變量——族際通婚率(第六次全國人口普查數(shù)據(jù)原始值), 考察族際通婚率對三種因變量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 族際通婚率原始值與民族內(nèi)隱觀(= 0.02)存在顯著正相關(guān), 且隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)(即族際通婚率原始值)加入可解釋民族本質(zhì)論在民族水平變化的33.3% (0.12 ? 0.08 / 0.12), 但對民族認(rèn)同的預(yù)測作用僅邊緣顯著(= 0.083), 對外群接觸態(tài)度的預(yù)測作用未達(dá)顯著水平(> 0.1)。

需要說明的是, 族際通婚率的原始值可能無法排除民族人口規(guī)模的混淆作用(如漢族人口數(shù)約為12億2千萬, 鄂倫春族人口數(shù)僅為八千余人)。所以, 為降低民族人口規(guī)模差異的影響, 更好地闡明民族間族際接觸程度和整體關(guān)系特征等社會背景效應(yīng), 根據(jù)族際通婚率將被試所屬民族劃分成低、中、高三個(gè)等級水平(圖5), 建立新的隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)和完整回歸模型2。具體方法是, 將族際通婚率大于40%的鄂倫春族、達(dá)斡爾族和蒙古族合并為“高族際通婚水平民族”; 將處在20% ～ 40%水平的毛南族、布朗族、瑤族、白族、侗族、苗族和拉祜族合并為“中族際通婚水平民族”; 將族際通婚率小于20%的傣族、壯族、佤族和漢族合并為“低族際通婚水平民族”。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(如表5), 族際通婚水平對民族本質(zhì)論和外群接觸態(tài)度均有顯著的正向預(yù)測作用, 被試所屬民族的族際通婚水平越高, 民族本質(zhì)論就越強(qiáng)(高?中:= 0.028; 高?低:= 0.074), 外群接觸態(tài)度也更加積極(高?中:= 0.012; 高?低:= 0.046), 說明民族本質(zhì)論和外群接觸態(tài)度與所屬民族的族際通婚水平存在密切關(guān)聯(lián)。但族際通婚水平對民族認(rèn)同的預(yù)測作用未達(dá)顯著性水平(s > 0.1), 說明民族認(rèn)同的變異性較少受組水平層面的社會背景因素影響, 主要與個(gè)體水平層面的父母是否通婚因素有關(guān)(圖6)。

圖5 第六次全國人口普查數(shù)據(jù)中各民族族際通婚情況

以上結(jié)果表明, 族際通婚率是有效預(yù)測民族本質(zhì)論的重要解釋變量。根據(jù)擴(kuò)展接觸理論(Wright et al., 1997), 當(dāng)個(gè)體得知本族成員與外族成員之間有親密關(guān)系時(shí), 可以有效降低對民族身份的邊界感知, 提高外群接觸態(tài)度, 生活在族際擴(kuò)展接觸普遍發(fā)生的高族際通婚環(huán)境下, 無疑提高了個(gè)體通過內(nèi)、外群體榜樣來獲知族際積極互動的機(jī)會, 進(jìn)而內(nèi)化為自己的群際交往準(zhǔn)則和態(tài)度。此外, 民族認(rèn)同雖然不受族際通婚水平影響, 但與族際通婚率原始值的正相關(guān)效應(yīng)達(dá)到邊緣顯著, 表明各民族間的相互認(rèn)同與本民族認(rèn)同不是此消彼長的對立關(guān)系, 尤其是在高族際通婚水平環(huán)境中, 既存在著成熟而穩(wěn)定的本民族認(rèn)同, 也存在著積極良好的外群接觸態(tài)度, 這正是中華民族多元一體格局的直觀體現(xiàn)。

表5 族際通婚率和族際通婚水平對民族本質(zhì)論、民族認(rèn)同和外群體接觸態(tài)度的多層回歸模型

注：模型中各變量均以標(biāo)準(zhǔn)化。

圖6 不同族際通婚水平對民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度的影響

4 討論

本研究以中國15個(gè)民族的學(xué)生為被試, 首次考察了族際通婚子女的民族內(nèi)隱觀、身份認(rèn)同對外群接觸態(tài)度和中華民族共同體認(rèn)同的影響, 并且檢驗(yàn)了族際通婚類型和族際通婚水平的作用。下面, 將重點(diǎn)討論族際通婚的家庭背景如何影響子女的民族邊界意識發(fā)展、社會身份建構(gòu)和族際交往過程中的情感態(tài)度轉(zhuǎn)變。

4.1 族際通婚子女的民族內(nèi)隱觀、民族認(rèn)同和外群接觸態(tài)度的發(fā)展

民族是本質(zhì)論程度較高的社會類別概念。人類在兒童時(shí)期就已經(jīng)具有了初步的民族類別意識(萬明鋼等, 2015)。本研究發(fā)現(xiàn), 族際通婚子女的民族本質(zhì)論觀念相對低, 說明成長在族際通婚家庭中的個(gè)體, 其民族類別意識的發(fā)展相對模糊。從所處環(huán)境看, 族際通婚家庭中父母的異質(zhì)民族身份以及文化間的相互碰撞使得子女無法感知清晰確定的民族邊界, 也很難將父母或親子間的日常家庭瑣事歸因于民族類別差異, 這與種族通婚研究的結(jié)果類似。由于種族混合家庭不強(qiáng)調(diào)種族身份的重要性, 所以混血兒一般是種族建構(gòu)論者(Shih et al., 2007)。從身份結(jié)構(gòu)看, 族際通婚子女同時(shí)欣賞并且承認(rèn)父母雙方的民族身份, 認(rèn)為自己同時(shí)擁有二者的民族身份特質(zhì), 甚至形成了超越二元離散類別的民族身份融合觀, 因此更傾向于認(rèn)為民族是建構(gòu)的產(chǎn)物。從社會背景看, 由于我國對少數(shù)民族實(shí)行優(yōu)待政策, 導(dǎo)致許多族際通婚夫婦在子女民族身份選擇上存在著利益考量(郭志剛, 李睿, 2008), 當(dāng)事人在了解到這種情況后, 更可能將民族身份理解為一種工具性的標(biāo)簽, 甚至認(rèn)為在必要的情況下可以更改。由此可知, 多元文化的家庭環(huán)境、復(fù)雜的身份結(jié)構(gòu)和工具論的動機(jī)導(dǎo)向可能共同降低了族際通婚子女的民族本質(zhì)論信念。

民族本質(zhì)論信念也是影響民族身份認(rèn)同發(fā)展的關(guān)鍵因素。對單一民族家庭的子女來說, 民族本質(zhì)論的形成能夠有效地維護(hù)本民族身份和情感認(rèn)同, 因?yàn)橐匝壔蚧虻臄⑹路绞讲粌H能夠?yàn)楸久褡迳矸萏峁┝艘环N無可辯駁的確定性, 還能夠引發(fā)相同身份成員的情感共鳴, 成為維系民族內(nèi)部關(guān)系的情感紐帶, 以獲得來自內(nèi)群體成員的支持和肯定(Verkuyten, 2021)。相比之下, 持有民族建構(gòu)論的族際通婚子女不容易將民族看作是與生俱來的先賦性的符號, 無法對本民族身份進(jìn)行篤定性的推斷, 甚至對自我民族身份歸屬產(chǎn)生了困惑感, 當(dāng)面臨他人尤其是內(nèi)群體成員的質(zhì)疑時(shí), 也不能夠提供毋庸置疑的澄清和維護(hù), 這些情況都可能是導(dǎo)致族際通婚子女對本民族認(rèn)同相對不強(qiáng)烈的原因。

本研究還發(fā)現(xiàn), 族際通婚子女的外群接觸態(tài)度相對積極, 這可能與族際通婚家庭環(huán)境提高了文化相似性知覺有關(guān)。與單一民族的家庭比, 族際通婚家庭可以創(chuàng)造更多的接觸不同民族文化的機(jī)會, 增加了更多的共同性和相似性的感知, 從而弱化了民族分類, 提高了外群接觸態(tài)度(高承海, 萬明鋼, 2018)。

4.2 關(guān)于族際通婚子女的上位身份認(rèn)同

族際通婚子女更容易建立中華民族認(rèn)同, 這可能與三方面原因有關(guān)。首先, 族際通婚子女的民族邊界意識較低, 使其能夠更靈活地進(jìn)行身份轉(zhuǎn)換并且經(jīng)過重新范疇化建立新的上位身份認(rèn)同(Shih et al., 2019)。族際通婚子女在接受訪談時(shí)更傾向于表示：“自己的民族既可以隨父親, 也可以隨母親”(何俊芳, 2010), 這充分表明了該群體在自我身份范疇化過程中的高度靈活性。其次, 建立上位認(rèn)同也是該群體的保護(hù)性策略, 目的是模糊或轉(zhuǎn)移民族邊界信息, 從而避免陷入“內(nèi)”和“外”的認(rèn)同困惑, 以及遭受“純”或“雜”的身份質(zhì)疑。邊緣人理論認(rèn)為, 混血兒、族際通婚子女和移民后代等多重身份群體的成員更容易在社會分類的環(huán)境下經(jīng)歷不確定性, 成為游離在不同類別間的邊緣人, 進(jìn)而產(chǎn)生了消極的群際接觸態(tài)度(Stonequist, 1937)。因?yàn)閷ζ渌褡宄蓡T來說, 他們是外群體, 對本民族成員來說, 他們又是邊緣群體, 所以, 跳出以亞水平族屬身份來區(qū)分“內(nèi)”與“外”的小圈子, 形成了一個(gè)和諧共融的大圈子, 可能是降低該群體成員在族際互動過程中邊際體驗(yàn)的較好策略, 也是部分族際通婚子女尋求構(gòu)建上位身份認(rèn)同的主要動機(jī)之一。最后, 作為多民族交融的直接參與人和受益者, 族際通婚子女在日常生活中更容易觸及并且感知到不同民族文化間的共同性和相似性, 共同內(nèi)群體認(rèn)同的建立也以文化共同性和相似性感知為基礎(chǔ)(Gaertner et al., 1993)。所以, 和諧共融的多民族文化環(huán)境是推動該群體成員積極構(gòu)建上位認(rèn)同的重要原因。而且, 對建立了中華民族認(rèn)同的族際通婚子女來說, 中華民族認(rèn)同顯著中介了父母民族婚姻類型對外群接觸態(tài)度的影響, 表明新身份的建立轉(zhuǎn)變了該群體的族際交往的思維模式, 他們首先想到的不是“我們(us)”和“他們(them)”分屬于不同的民族, 而是“咱們(we)”都屬于中華民族。以往研究發(fā)現(xiàn), 上位認(rèn)同對于改善群際關(guān)系具有積極作用(Hopkins et al., 2016; Toprakkiran & Gordils, 2021)。因此, 中華民族身份認(rèn)同的建立是提升族際通婚子女外群接觸態(tài)度的主要因素。

4.3 關(guān)于族際通婚類型和族際通婚水平的作用

我國的族際通婚存在著少數(shù)民族與漢族通婚和少數(shù)民族與少數(shù)民族通婚兩種形式。本研究表明, 不同族際通婚類型雖然對促進(jìn)各民族的交往交流交融都具有重要意義, 但相比之下, 少數(shù)民族與漢族的族際通婚更有助于塑造族際通婚子女的積極的族際觀念。這也與中華民族多元一體格局的形成過程相一致。雖然在中國歷史上各民族都對中華民族的形成具有重要貢獻(xiàn), 但由于各民族的人數(shù)、文化和地理位置不同, 貢獻(xiàn)方式和大小也不同。漢族作為人數(shù)眾多和地理位置相對靠中間的民族, 發(fā)揮了把“多元”凝聚為“一體”的核心作用(費(fèi)孝通, 2018)。因此, 在鑄牢中華民族共同體意識的實(shí)踐中, 要考慮到族際通婚類型對民族交融程度的影響, 充分發(fā)揮少數(shù)民族與漢族通婚的優(yōu)勢作用, 為構(gòu)建民族互嵌式社會格局的實(shí)踐部署提供理論支撐。

族際通婚率是衡量族際接觸程度的關(guān)鍵指標(biāo)(馬戎, 2004)。本研究發(fā)現(xiàn), 民族本質(zhì)論信念和外群接觸態(tài)度與所屬民族的族際通婚水平存在著密切關(guān)聯(lián), 說明族際接觸環(huán)境對群際觀念的塑造和中華民族共同體意識培育具有重要影響。值得注意的是, 高族際通婚水平的民族也可能具有相對高的民族本質(zhì)論信念, 說明民族本質(zhì)論信念可能不是引發(fā)族際偏見的直接原因。一方面, 民族本質(zhì)論屬于類屬思維, 本身并不包含情感態(tài)度和認(rèn)知偏見。另一方面, 民族本質(zhì)論的主要功用是維持族群邊界, 因?yàn)樽咫H通婚一般發(fā)生在族際接觸機(jī)會較大的民族雜居地, 如民族走廊地區(qū)。根據(jù)族群中心?邊緣理論(王明珂, 2006), 越是處于族群邊緣的人, 越需要強(qiáng)調(diào)和彰顯自己的民族身份, 越持有更強(qiáng)烈的本民族認(rèn)同和民族本質(zhì)論觀念。所以, 族際通婚水平高的民族不僅在長期交往中增進(jìn)了彼此間的跨民族友誼, 又充分地保留了各自鮮明的民族文化特色, 為中華民族“多元一體”的鑄牢機(jī)制提供了一種范本, 也為各民族間交往交流交融起到了良好的榜樣作用。

4.4 關(guān)于本民族認(rèn)同與外群接觸態(tài)度之間的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn), 本民族認(rèn)同與外群體接觸態(tài)度存在著顯著的正相關(guān), 本民族認(rèn)同越高, 與其他民族的接觸態(tài)度就越積極。這表明, 基于社會認(rèn)同理論的族際關(guān)系“對立觀”不符合中國實(shí)際, 各民族相互認(rèn)同與本民族認(rèn)同不是此消彼長的對立關(guān)系, 不符合“雙刃劍理論”的預(yù)言(Brewer & Schneider, 1990)。事實(shí)上, 我國是一個(gè)統(tǒng)一的多民族國家, 各民族在政治、法律和人格上一律平等, 不存在西方社會中的“優(yōu)勢亞群體”的情況。因此, 各民族的自我認(rèn)同是必然現(xiàn)象, 同時(shí)也存在彼此間的相互認(rèn)同及更高層次的中華民族認(rèn)同, 其內(nèi)涵是56個(gè)民族守望相助, 休戚與共, 如石榴籽般緊緊擁抱在一起的命運(yùn)共同體(張積家, 馮曉慧, 2021)。這種多層次認(rèn)同超越了二元對立的“異己觀”, 形成了尊重差異、包容多樣的“兄弟觀”。

4.5 族際通婚家庭為子女創(chuàng)造更多族際接觸的機(jī)會

族際通婚是族際接觸的最高形式。與族內(nèi)通婚子女比, 從小就生活在多民族家庭中的族際通婚子女更容易體驗(yàn)到族際接觸的良性反饋, 更有利于塑造積極的群際接觸觀念。族際通婚子女屬于多重身份群體, 他們更擅長從不同民族成員的立場考慮問題, 群際移情能力相對強(qiáng), 族際差異的知覺敏感性相對小, 更容易將其積極的族際態(tài)度泛化至整個(gè)外群體, 產(chǎn)生族際接觸的次級轉(zhuǎn)移效應(yīng)(Hodson & Hewstone, 2012)。族際通婚子女也擁有更多機(jī)會得知或了解內(nèi)群體成員與外群體成員之間的友誼關(guān)系, 使得在不具備直接接觸條件下也能通過“我朋友的朋友也是我的朋友”的認(rèn)知邏輯降低對外群體的負(fù)性刻板印象, 產(chǎn)生族際擴(kuò)展接觸效應(yīng)(Wright et al., 1997), 尤其是在父母榜樣的示范下, 族際通婚子女的跨民族交往意愿乃至族際通婚態(tài)度都較積極。因此, 本研究的結(jié)果豐富了族際接觸理論的相關(guān)內(nèi)容, 為“鑄牢中華民族共同體意識的根本途徑是促進(jìn)各民族交往交流交融”的民族工作思路提供了心理學(xué)理據(jù)。

4.6 對共同內(nèi)群體模型的修正和補(bǔ)充

與群際關(guān)系理論的“對立觀”假設(shè)不同, 共同內(nèi)群體模型主張構(gòu)建包容性更強(qiáng)的共同上位身份, 把原來分屬于不同群體的成員變?yōu)楣餐衔簧矸莸膬?nèi)群體成員, 從而弱化引起分歧和偏見的差異性感知。然而, 共同內(nèi)群體模型同樣承認(rèn), 上位身份認(rèn)同可能削弱原來群體的身份認(rèn)同, 尤其是當(dāng)群體規(guī)模較小時(shí), 上位身份可能被視為剝奪本民族身份的威脅信號, 如美國人認(rèn)同之于猶太裔人(Sidanius et al., 1997), 荷蘭人認(rèn)同之于土耳其裔人(Verkuyten & Martinovic, 2012)和科索沃認(rèn)同之于塞爾維亞人(Maloku et al., 2019)。但本研究發(fā)現(xiàn), 構(gòu)建上位身份認(rèn)同不需要拋棄和否認(rèn)原來的族屬身份認(rèn)同, 而是以多層次的和諧形式共存, 既存在著各民族彼此間的相互認(rèn)同, 又存在著更高層次的中華民族認(rèn)同, 這不僅為上位身份的建構(gòu)過程提供了新的理論邏輯, 也為解決世界范圍內(nèi)的種族爭端問題提供了新的理論方案。

以往關(guān)于共同內(nèi)群體模型的研究主要基于身份類別差異較大的單一身份群體, 是否適用于族群表征界限不清晰、類屬不典型的多重身份群體還不清楚。本研究發(fā)現(xiàn), 族際通婚子女更傾向于形成上位身份認(rèn)同, 而且上位身份認(rèn)同在跨民族交往方面發(fā)揮了關(guān)鍵作用, 證明共同內(nèi)群體模型在復(fù)雜身份群體平衡自身內(nèi)部身份沖突和避免被邊緣化的指導(dǎo)效用, 延伸了該理論的適用性。族際通婚子女在面臨來自父母雙方的民族身份和文化背景的沖突時(shí), 若能夠較好地協(xié)調(diào)彼此間的差異, 構(gòu)建起相對和諧統(tǒng)一的上位身份認(rèn)同, 將成為推動民族間交往交流交融的聯(lián)絡(luò)者; 若不能夠有效地平衡不同身份間的矛盾, 產(chǎn)生了自我同一性困惑, 則可能成為在兩種民族文化夾縫中生存的邊緣人。從某種程度上講, 族際通婚家庭內(nèi)部的異質(zhì)文化沖突實(shí)際上是各民族在交往交流交融中發(fā)生文化碰撞的縮影。因此, 本研究關(guān)于族際通婚子女建構(gòu)民族身份的心理模式和族際交往認(rèn)知過程的結(jié)果可以作為理解中華民族多元一體敘事背景下群際互動的新視角(見圖7)。

鑄牢中華民族共同體意識是新時(shí)代民族工作的主線。本研究表明, 族際通婚有利于子女建立中華民族身份認(rèn)同, 有利于鑄牢子女的中華民族共同體意識。但本研究也存在一定的局限性。由于疫情影響和某些客觀原因, 本研究的考察對象以我國西南地區(qū)民族為多, 以處于民族走廊地區(qū)的民族為多, 對西北地區(qū)、民族聚居區(qū)的民族缺乏深入考察, 對族際通婚率極低的民族(如維吾爾族、回族等)也未作考察。未來研究應(yīng)該擴(kuò)大考察范圍, 方能夠得出更為確切的結(jié)論。

5 結(jié)論

(1)個(gè)體的民族意識和社會身份認(rèn)同受父母民族婚姻類型影響, 與族內(nèi)通婚子女相比, 族際通婚子女持有較低的民族本質(zhì)論觀念, 對本民族的認(rèn)同感不強(qiáng)烈, 但對外群體的接觸態(tài)度更積極, 更傾向于建構(gòu)包攝水平更高的中華民族認(rèn)同。

(2)中華民族認(rèn)同和本民族認(rèn)同在通婚家庭子女的外群接觸態(tài)度上都起到了顯著的中介作用, 反映出其身份認(rèn)同的多重性和復(fù)雜性。

(3)族際通婚是民族接觸與交往的最高形式。不同族際通婚類型對促進(jìn)各民族交往交流交融都具有重要意義, 但相較之下, 少數(shù)民族與漢族的族際通婚更有助于塑造通婚家庭子女積極的群際接觸觀念。

圖7 理論框架圖

(4)社會情景性因素對民族內(nèi)隱觀和外群接觸態(tài)度具有重要影響。高族際通婚水平的民族既能夠保持相對穩(wěn)定和成熟的本民族認(rèn)同, 也具有積極良好的外群接觸態(tài)度, 生動地體現(xiàn)了中華民族多元一體的格局特征。

Anderson, B. (2006).Verso Books.

Brewer, M. B. (2001). Ingroup identification and intergroup conflict: When does ingroup love become outgroup hate? In R. D. Ashmore, L. J. Jussim, & D. Wilder (Eds.),(pp. 17–41). Cary, NCOxford University Press.

Brewer, M. B., & Schneider, S. (1990). Social identity and social dilemmas: A double-edge sword. In D. Abrams & M. Hogg (Eds.),. London: Harvester Wheatheaf.

Brunsma, D. L. (2005). Interracial families and the racial identification of mixed-race children: Evidence from the early childhood longitudinal study.,(2), 1131–1157.

Chen, L. P., & Xue, L. L. (2021). Development of psychometrics-based scale for sense of community for Chinese nation.(2), 30–38.

[陳立鵬, 薛璐璐. (2021).基于心理測量學(xué)的中華民族共同體意識量表的編制.(2), 30–38.]

Cheng, C. Y., & Lee, F. (2009). Multiracial identity integration: Perceptions of conflict and distance among multiracial individuals.(1), 51–68.

Cimpian, A., & Salomon, E. (2014). The inherence heuristic: An intuitive means of making sense of the world, and a potential precursor to psychological essentialism.(5), 461–527.

Cohen, J. (1988).(2nd ed.). New York: Routledge.

Cuhadar, E., & Dayton, B. (2011). The social psychology of identity and inter-group conflict: From theory to practice.(3), 273–293.

Diedrichs, P. C., & Barlow, F. K. (2011). How to lose weight bias fast! Evaluating a brief anti-weight bias intervention.(4), 846–861.

Du, J. (2018). Ethnic blending and development from interracial intermarriage.(6), 17–20.

[杜娟. (2018). 從族際通婚看民族交融與發(fā)展.(6), 17–20.]

Dweck, C. S., Chiu, C. Y., & Hong, Y. Y. (1995). Implicit theories and their role in judgments and reactions: A word from two perspectives.,(4), 267–285.

Fei, X. T. (2018).. Beijing: Minzu University of China Press.

[費(fèi)孝通. (2018).. 北京: 中央民族大學(xué)出版社.]

Gaertner, S. L., Dovidio, J. F., Anastasio, P. A., Bachman, B. A., & Rust, M. C. (1993). The common ingroup identity model: Recategorization and the reduction of intergroup bias.(1), 1–26.

Gaither, S. E. (2018). The multiplicity of belonging: Pushing identity research beyond binary thinking.(4)443–454.

Gao, C., & Wan, M. (2013). The effect of essentialist theory of ethnicity on ethnic identity and stereotyping.(2), 231–242.

[高承海, 萬明鋼. (2013). 民族本質(zhì)論對民族認(rèn)同和刻板印象的影響.(2), 231–242.]

Gao, C. H., & Wan, M. G. (2018). Changing ethnic implicit view to promote ethnic interaction and ethnic relations.(4), 21–26.

[高承海, 萬明鋼. (2018). 改變民族內(nèi)隱觀可促進(jìn)民族交往與民族關(guān)系.(4), 21–26.]

Guo, Z. G., & Li, R. (2008). Marriage age, number of children ever born, and the ethnic identification of children of inter-ethnic marriage: Evidence from China population census in 2000.98–116.

[郭志剛, 李睿. (2008). 從人口普查數(shù)據(jù)看族際通婚夫婦的婚齡, 生育數(shù)及其子女的民族選擇.(5), 98–116.]

Haslam, N., & Levy, S. R. (2006). Essentialist beliefs about homosexuality: Structure and implications for prejudice.(4), 471–485.

Haslam, N., Rothschild, L., & Ernst, D. (2000). Essentialist beliefs about social categories.(1), 113–127.

Haslam, N., & Whelan, J. (2008). Human natures: Psychological essentialism in thinking about differences between people.(3), 1297–1312.

He, J. F. (2010). Characteristics and functions of interracial families in China and their children's ethnic identity: A case study of students from Minzu University of China. In Z. H. Yang (Ed.),. Beijing: Minzu University of China Press.

[何俊芳. (2010). 中國族際通婚家庭的特點(diǎn)、功能及其子女的民族認(rèn)同——以中央民族大學(xué)學(xué)生為例的調(diào)查與思考. 見楊筑慧 (編),. 北京：中央民族大學(xué)出版社. ]

Hewstone, M., Rubin, M., & Willis, H. (2002). Intergroup bias.(1), 575–604.

Hirschfeld, L. A. (1996).MIT Press.

Ho, A. K., Roberts, S. O., & Gelman, S. A. (2015). Essentialism and racial bias jointly contribute to the categorization of multiracial individuals.(10), 1639–1645.

Hodson, G., & Hewstone, M. (2012).Philadelphia,PA: Psychology Press.

Hogg, M. A. (2000). Subjective uncertainty reduction through self-categorization: A motivational theory of social identity processes.(1)223–255.

Hong, Y. Y., Coleman, J., Chan, G., Wong, R. Y., Chiu, C. Y., Hansen, I. G., ... Fu, H. Y. (2004). Predicting intergroup bias: The interactive effects of implicit theory and social identity.(8), 1035–1047.

Hopkins, N., Reicher, S. D., Khan, S. S., Tewari, S., Srinivasan, N., & Stevenson, C. (2016). Explaining effervescence: Investigating the relationship between shared social identity and positive experience in crowds.(1), 20–32.

Huang, F., Duan, C. R., & Bi, Z. B. (2022). Ten trends in interethnic marriage in China since the reform and opening up.,(2), 20–35.

[黃凡, 段成榮, 畢忠鵬. (2022).改革開放以來中國族際通婚變動的十大趨勢.(2), 20–35.]

Humes, K. R., Jones, N. A., and Ramirez, R. R. (2011).. Suitland, MA: U. S. Census Bureau.

Lewontin, R. C. (1972). The apportionment of Human diversity., 381–398.

Li, X. X. (2004). Marriages between Ethnic Groups in China.(3), 68–5.

[李曉霞. (2004). 中國各民族間族際婚姻的現(xiàn)狀分析.(3), 68–75.]

Li, X. X. (2010). Influence of national policy on interethnic marriage.105–112.

[李曉霞. (2010).國家政策對族際婚姻狀況的影響.105–112.]

Liang, M. C. (2004). An review of the factors affecting intermarriage from sociological perspective., 173–187.

[梁茂春. (2004).什么因素影響族際通婚?——社會學(xué)研究視角述評., 173–187.]

Lichter, D. T., & Qian, Z. (2018). Boundary blurring? Racial identification among the children of interracial couples.(1), 81–94.

Lu, G. (2005). Retrospect and prospect on current population development of ethnic groups in China.(4), 98–101.

[魯剛. (2005).現(xiàn)階段我國少數(shù)民族人口發(fā)展的回顧與展望., (4), 98–101.]

Lu, G., & Zhang, Y. Q. (2014). A historical study of interracial marriages in China.(2), 15–22.

[魯剛, 張禹青. (2014). 我國族際通婚的歷史軌跡.(2), 15–22.]

Ma, R. (2004).Beijing: Peking University Press.

[馬戎. (2004).北京: 北京大學(xué)出版社.]

Maloku, E., Derks, B., van Laar, C., & Ellemers, N. (2019). Stimulating interethnic contact in Kosovo: The role of social identity complexity and distinctiveness threat.,(7), 1039–1058.

Mandalaywala, T. M. (2020). Does essentialism lead to racial prejudice? It is not so black and white.195–245.

Mandalaywala, T. M., Amodio, D. M., & Rhodes, M. (2018). Essentialism promotes racial prejudice by increasing endorsement of social hierarchies.(4), 461–469.

Muthén, B. O., & Satorra, A. (1995). Complex sample data in structural equation modeling.267–316.

Nei, M., & Roychoudhury, A. K. (1982). Genetic relationship and evolution of human races.,, 1–59.

Newman, G. E., & Knobe, J. (2019). The essence of essentialism.(5), 585–605.

Pauker, K., Meyers, C., Sanchez, D. T., Gaither, S. E., & Young, D. M. (2018). A review of multiracial malleability: identity, categorization, and shifting racial attitudes.(6), 1–15.

Peery, D., & Bodenhausen, G. V. (2008). Black+white = black: Hypodescent in reflexive categorization of racially ambiguous faces.(10)973–977.

Pettigrew, T. F. (1998). Intergroup contact theory.(1), 65–85.

Phinney, J. S., Jacoby, B., & Silva, C. (2007). Positive intergroup attitudes: The role of ethnic identity.(5), 478–490.

Shah, J., Kruglanski, A., & Thompson, E. (1998). Membership has its (epistemic) rewards: Need for closure effects on in-group bias.(2), 383–393.

Shen, S., Jian, X. Q., & Xu, S. Y. (2019). Migrant Exogamy of the Ethnic Minorities in China.(6), 64–74.

[沈思, 簡小琴, 徐世英. (2019). 我國少數(shù)民族流動人口的族際通婚現(xiàn)狀.(6), 64–74.]

Shih, M., Bonam, C., Sanchez, D., & Peck, C. (2007). The social construction of race: Biracial identity and vulnerability to stereotypes.(2)125–133.

Shih, M., & Sanchez, D. T. (2009). When race becomes even more complex: Towards understanding multiracial identity and experiences.(1), 1–11.

Shih, M., Wilton, L. S., Does, S., Goodale, B. M., & Sanchez, D. T. (2019). Multiple racial identities as sources of psychological resilience.,(6), e12469.

Sidanius, J., Feshbach, S., Levin, S., & Pratto, F. (1997). The interface between ethnic and national attachment: Ethnic pluralism or ethnic dominance?,(1), 102–133.

Snipp, C. M. (2010). Defining race and ethnicity: The constitution, the supreme court, and the census. In H. R. Markus, & P. Moya (Eds.),(pp. 105–122). New York: W. W. Norton & Company, Inc.

Stonequist, E. V. (1937). The marginal man: A study in personality and culture conflict.,(2), 54–54.

Tajfel, H., & Turner, J. (1979). An integrative theory of intergroup conflict. In W. G. Austin & S. Worchel (Eds.),(pp. 33–47). Monterey, CA: Brooks/Cole.

Toprakkiran, S., & Gordils, J. (2021). The onset of COVID-19, common identity, and intergroup prejudice.,(4), 435–451.

Verkuyten, M. (2021). Group identity and ingroup bias: The social identity approach.,(5–6), 311–324.

Verkuyten, M., & Martinovic, B. (2012). Immigrants’ national identification: Meanings, determinants, and consequences.,(1), 82–112.

Wang, M. G., Gao, C. H., Dang B. B., & Sa, L. (2015). The formation and development of Hui children’s in-group favoritism attitude.(6), 1411–1418.

[萬明鋼, 高承海, 黨寶寶, 撒麗. (2015). 回族兒童族群偏愛態(tài)度的形成與發(fā)展.,(6), 1411–1418.]

Wang, M. K. (2006).. Beijing: China Social Sciences Press.

[王明珂. (2006).. 北京: 社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社.]

Wu, X. W., & Dao, W. H. (2022). The structural characteristics of interethnic marriage in China: An investigation based on social networks analysis.(2), 3–19.

[巫錫煒, 刀瑋皓. (2022). 中國各民族族際通婚的結(jié)構(gòu)特征: 基于社會網(wǎng)絡(luò)分析的考察.(2), 3–19.]

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

Yang, X. l., Liu, L., Zhao, X., & Shi, J. X. (2014). The effect of psychological essentialism of ethnicity on cross-ethnic interaction.(2), 394–399.

[楊曉莉, 劉力, 趙顯, 史佳鑫. (2014). 民族本質(zhì)論對跨民族交往的影響——以中國內(nèi)地的藏族大學(xué)生為例.(2), 394–399.]

Yu, H. T., & Jin, S. H. (2015). Ethnic concept of minority college students in Xinjiang and its influential factors.(5)82–88.

[于海濤, 金盛華. (2015). 新疆少數(shù)民族大學(xué)生的民族觀及其影響因素.(5)82–88.]

Zhang, J. J., & Feng, X. H. (2021). Psychological construction and influencing factors of the identity of the Chinese national community.(2), 5–14

[張積家, 馮曉慧. (2021). 中華民族共同體認(rèn)同的心理建構(gòu)與影響因素.(2), 5–14.]

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

[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), 942–942.]

The influence of implicit theories and ethnic identities on the intergroup attitudes and the sense of community for the Chinese nation in the offspring of Chinese interethnic unions

ZHANG Hang2, FENG Xiaohui2, ZHANG Jijia1

(1Faculty of Education, Guangxi Normal University, Guilin 514004, China)(2Department of Psychology, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

Social perception research focused on categorization and identity, but most previous studies merely examined the intergroup relations among the perceptually evident and categorically typical groups. The intergroup attitude of the multiethnic individuals is still unclear, including their identity choices and implicit theories. Hence, this study aims to explore these issues with the offspring of interethnic unions in China. Research on mixed race showed that biracial people can flexibly switch between their racial identities, demonstrating that multiracial individuals who grew up in multicultural backgrounds were less likely to hold essentialist views of race. We therefore hypothesize that offspring of Chinese interethnic marriages would have similar implicit theories of ethnicity. Moreover, such offspring would have a less strong identification with their ethnicity and more positive attitudes toward outgroup members compared with their peers of endogamous marriages.

A total of 3481 students (ages: 14.38 ± 1.03y) were selected as research participants, among these, the numbers of offspring of exogamous marriage were 1317, and the offspring of endogamous marriage were 2164. The distribution areas of the participants spreading all over the 5 province, and the ethnic types of participants including Han and 14 Chinese minorities (Mongol, Oroqen, Lahu, Dai, Wa, Blang, Maio, Bai, Yao, Dong, Zhuang, Maonan, Tibetan, Daur). The implicit theories, ethnic identity, outgroup attitude, and superordinate identity were measured by using questionnaire method. Descriptive statistics and correlation were analyzed with SPSS 25.0 and the conditional process analysis was using PROCESS 3.3 macro (in SPSS). Based on the hypotheses of Social Identity Theory, the serial mediating role of essentialism and ethnic identity between interethnic marriage types of parents (1: intermarriage, 0: intramarriage) and outgroup attitude of offsprings was investigated. Then, the mediating effect of superordinate identity between parental marriage types and offsprings’ intergroup attitudes was examined based on Common Ingroup Identity Model. Finally, we examine whether the intermarriage is a good indicator of intergroup relation.

Results show that offspring of intermarriages (vs. offsprings of intramarriage) are less likely to hold ethnic essentialist beliefs and have a lower sense of their ethnic identity. However, they are reported to have more positive attitudes toward outgroups and higher interest in intergroup contact and are more likely to develop a superordinate level of identity (Chinese nation identity). For the offspring of intermarriages who have successfully built the Chinese Nation identity, the sense of community for the Chinese national identity mediates the impact of parents’ intermarriage on their intergroup attitudes. On the contrary, for those who still hold a subordinate group identity, the ethnic implicit theories (essentialism or social constructionism) and subgroup identity play the chain mediation effect of interethnic marriages on improvement in outgroup perceptions. Additionally, the offspring of intermarriages and intramarriages have more positive interethnic attitudes in ethnicity with higher interethnic marriage rates than with lower interethnic marriage rates.

These results demonstrate that the interethnic marriage of parents plays a key role in shaping their children’s ethnic essentialist beliefs and subgroup identity. Moreover, the present finding supports the Common Ingroup Identity Model. The reason is that the offspring of intermarriages are likely to develop a superordinate level of identity, indicating that those multiethnic groups are more flexible in self-identity categorization. In addition, we found that the model of social cognitive theory is unsuitable to the actual ethnic relations in China. That is, the ethnic identity was positive with intergroup attitudes, suggesting that different ethnic groups have unity and harmonious intergroup relations. Finally, we found that social situational factors have an important influence on ethnic essentialist beliefs and intergroup attitudes. Ethnic groups with high levels of inter-ethnic intermarriage can hold relatively high ethnic identities and positive intergroup attitudes, vividly reflecting the pattern of diversity in the unity of the Chinese nation.

offspring of interethnic union, implicit theory, ethnic identity, intergroup attitude, superordinate identity

B849: C91

2022-05-15

* 國家社會科學(xué)基金后期資助重點(diǎn)項(xiàng)目“親屬詞認(rèn)知研究” (19FYYA002)。

張積家, E-mail: Zhangjj1955@163.com