2018, Vol. 34
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 徐璐璐, 吴佩佩, 贺雯. 2018.
- XU Lulu, WU Peipei, HE Wen. 2018.
- 贫困大学生元刻板印象威胁对群际关系的影响:群际焦虑的中介和自尊的调节作用
- Meta-Stereotype Threat Effects on Intergroup Relations among Impoverished Undergraduates: A Moderated Mediation Model of Intergroup Anxiety and Self-esteem
- 心理发展与教育, 34(4): 426-433
- Psychological Development and Education, 34(4): 426-433.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.04.06
群际关系是指不同社会群体之间的相互作用(Tajfel，1982)，可由群体成员与外群体成员的交往意愿所反映(Gomez & Huici，2008)。良好的群际关系对大学生的心理健康、学业进步等具有重要意义(李宪印，杨娜，刘钟毓，2016；朱君，赵雯，刘增训，蔡兴芹，2013)，为更好地帮助大学生尤其是贫困大学生建立良好的群际关系，有必要对群际关系的影响因素及作用机制进行深入探讨。根据群际焦虑模型的观点：认知因素、人格特质因素和情绪因素会对群际关系产生影响(Stephan & Stephan，1996)，本研究将综合考察认知因素(元刻板印象)、人格特质因素(自尊)和情绪因素(群际焦虑)对贫困大学生群际关系的影响及其作用机制，从而为优化贫困大学生的群际关系提供参考性建议。
元刻板印象是指个体关于外群体成员对其所属群体所持刻板印象的信念(Vorauer，Main，& O’Connell，1998)。其效价可以是消极的、中性的或积极的(Anseel，2011)，其中消极效价居多(Owuamalam & Zagefka，2011；Vorauer et al., 1998)。因为个体倾向于认为外群体会消极看待内群体(MacInnis & Hodson，2013)，尤其对于受威胁群体，元刻板印象的效价往往更加消极(Simigiu & Henter, 2013；Vorauer et al., 1998)。消极元刻板印象会导致群体成员产生社会心理困境和认知不平衡状态，诱发其压力和害怕体验，进而损害群体成员的行为表现，这一现象称为元刻板印象威胁(孙亚文，贺雯，罗俊龙，2015)。
研究表明，消极元刻板印象激活会导致消极的群际关系(Finchilescu，2010；Owuamalam & Zagefka，2013)。且大量研究发现，群际焦虑是消极元刻板印象和群际关系之间重要的中介变量(Wohl，Giguère，Branscombe，& McVicar，2011)。Finchilescu，Tredoux，Mynhardt，Pillay和Muianga (2007)等人将元刻板印象纳入群际焦虑模型中，该模型认为，消极元刻板印象激活后被拒绝或被消极评价的预期会导致个体产生群际焦虑，进而增强对外群体成员的敌意，降低个体与外群体成员的交往兴趣(Finchilescu，2010；Gordijn，2008)。类似地，Davis和Stephan(2011)的研究也发现，当个体体验到群际威胁时，其肌电的活跃度增强并产生焦虑情绪体验。分析随后的群际关系发现，消极元刻板印象激活引起的群际焦虑解释了群际关系的下降。可见，元刻板印象威胁是一种普遍的威胁，兼具情感和行为属性。当个体感知到自身处于不利地位或体验到不公待遇时，很容易产生相对剥夺感，导致焦虑等负性情绪的唤醒(熊猛，叶一舵，2016)，进而窄化个体对外群体的注意范围或提高对威胁信息的关注，产生启发式的信息加工(Frey & Tropp，2006)。这可能唤起弱势群体成员关于别人不喜欢他或她的感知，他们也倾向于回馈消极评价，造成群际接触减少，导致群际关系的紧张(Oldenhuis，2007；Wakefield，Hopkins，& Greenwood，2012)。
元刻板印象对群际关系的直接或间接关系有可能存在一定的条件性，或者受到一定因素的调节(Owuamalam & Zagefka，2011)。自尊作为个体对于自我的总体评价(Rosenberg，1965)，代表了自我概念中涉及情绪性和评价性的成分(Leary & Baumeister，2000)。以往研究发现，弱势青少年的消极元刻板印象激活与更多的违法行为相关，这一效应在高自尊个体中表现更加明显。因为当被外群体消极看待时，高自尊个体可能认为其积极自我评价被冒犯，且认为这一消极看待是不合理的，但低自尊个体却认为这一消极看待是合理的(Marburg，2013)。此外，研究发现自尊水平是影响威胁情境下个体情绪的重要因素，高自尊者更易产生负性情绪，如焦虑、愤怒等，低自尊者出于自我保护会较少产生负性情绪(Gaucher，Wood，Stinson，Forest，Holmes，& Logel，2012)，焦虑等负性情绪对群际关系具有抑制功能(Wakefield，Hopkins，& Greenwood，2012)。因此元刻板印象通过群际焦虑影响群际关系的中介效应过程是否受到自尊的调节呢？
贫困大学生是社会高校中的重要的群体之一。据2017年国家统计局、教育部发布的最新数据显示，我国共有在校大学生2695.8万人，其中贫困生人数接近总人数的四分之一。周菲(2015)发现人们对“贫困生”有一定的偏见或歧视，如人们常说“人穷志短”等。同时，许多贫困大学生会感受到来自外群体的偏见和歧视，知觉受到不公正的对待，自卑感较强(陈琴，2005)，由此可见，贫困大学生会认为外群体对其所属群体存在消极的看法。此外，与非贫困大学生相比，贫困生的外显自尊相对低、内隐自尊相对高，这反映了其自我态度与认知的矛盾和心理冲突(丁凤琴，王勇慧，王淑莲，2010)，他们还会有意回避一些交往活动，导致人际关系冷淡、紧张(康育文，陈青萍，2006)。贫困大学生的群际关系是否受到消极元刻板印象的影响？自尊在其中又起到怎样的作用？
研究表明，弱势群体的元刻板印象更易激活(Zhang，Kou，Zhao，& Fu，2016)，贫困大学生作为弱势群体的一员，其元刻板印象威胁对群际关系影响及其作用机制有待进行深入研究。基于上述分析结果，结合已有的实证研究，本研究提出如下假设：(1)群际焦虑在贫困大学生元刻板印象威胁与群际关系之间起中介作用；(2)这一中介作用受贫困大学生自尊水平的调节。由以上的2个假设，本研究提出了一个整合的有调节的中介模型，详见图 1。
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| 图 1 有调节的中介作用模型 |
本研究选取江苏省徐州市某高校158名贫困大学生为研究对象(根据学校资助中心等管理部门提供的贫困生数据库名单，均为具有生源地乡镇民政机关出具的证明并在学校建立了贫困生档案的学生，主要筛选标准为家庭经济困难，每月可获得的平均生活费用低于340元)。所有被试被随机分为威胁组(即消极元刻板印象激活组)和无威胁组(即元刻板印象未激活组)。其中，威胁组男生40人，女生41人，年龄在19~22岁；无威胁组男生38人，女生39人，年龄在19~22岁。本研究得到当地伦理审查委员会的批准，且每个被试在实验前签署知情同意书。
2.2 研究工具 2.2.1 Rosenberg自尊量表采用Rosenberg(1965)编制的自尊量表。该量表包含10个项目，其中5个项目(3、5、8、9、10)为反向计分，所有项目均采用4点计分(1=非常不符合，4=非常符合)，分数越高，表明整体自尊水平越高。田录梅(2006)发现第8题的表达不符合本国文化，为提升量表的信效度，应将其删除或按正向计分。故本研究中第8题将采用正向计分。本研究中量表的Cronbach α系数为0.68。
2.2.2 群际焦虑量表采用Stephan和Stephan(1985)编制的群际焦虑量表。量表包括10个项目，其中3个项目(5、6、7)为反向计分，所有项目均采用7点计分(1=完全符合，7=完全不符合)，分数越低，代表群际焦虑水平越高。本研究中量表的Cronbach α系数为0.77。
2.2.3 群际关系量表群际关系由被试与外群体接触的意愿来衡量，采用Bogardus(1925)的社会距离量表。问卷由5个题项构成，采用5点计分(1=非常不愿意，5=非常愿意)，得分越低，表明社会距离越大，即与外群体接触意愿越弱。要求被试评估他们是否愿意：与外群体成员做邻居、请外群体成员到家里吃饭等。由于本研究中所有被试均为贫困大学生，问卷编制者也提出研究者可根据样本的具体情况对问卷项目进行适当修改，故将原问卷中“外群体成员”改为“非贫困大学生”，本研究中量表Cronbach α系数为0.80。
2.3 研究设计和程序采用单因素实验设计，其中元刻板印象威胁(有威胁vs无威胁)为被试间变量，因变量包括群际焦虑和群际关系。
首先让被试完成自尊量表，完成后通过不同的指导语对自变量进行操纵，指导语的设计参照Owuamalam等人(2011)研究，威胁组为：“作为一名贫困大学生，您认为非贫困大学生可能对您所在群体的消极印象有哪些(生活方式、学习、性格等方面)？请尽量用一些形容词描述出来。”无威胁组指导语为：“您对目前科技发展的看法有哪些？请尽量用一些形容词描述出来。”随后，要求被试完成群际焦虑问卷，以检验消极元刻板印象激活的效果，然后完成群际关系问卷。最后让被试填写年龄、户籍等背景信息。实验结束后，向被试解释实验设计，澄清实验真相以消除不良影响；建议进行适当的情绪调节，并给予礼物对其积极配合表示感谢。
3 研究结果 3.1 共同方法偏差控制与检验采用自我报告法收集数据可能会导致共同方法偏差，本研究在收集数据过程中通过匿名测查、部分条目反向计分等进行程序控制。数据收集完成后，采用Harman的单因素因子分析的方法来检验共同方法偏差(熊红星，张璟，叶宝娟，郑雪，孙配贞，2012)，结果发现，未旋转和旋转都得到7个因子特征值大于1，未旋转和旋转得到的第一个因子解释的变异量分别为25.28%和12.24%，均小于40%的临界值。因此，本研究数据共同方法偏差问题不明显。
3.2 不同组别被试的任务表现情况对威胁组和无威胁组被试的群际焦虑分析发现，威胁组和无威胁组被试群际焦虑水平的平均数分别为27.28(SD = 8.71)和21.52(SD = 8.70)。方差分析发现，群际焦虑的组别效应显著，F(1，157)= 17.31，p < 0.01，ηp2= 0.10，这一结果说明，消极元刻板印象的激活提高了被试的群际焦虑水平。威胁组和无威胁组被试自尊的平均数分别为29.94(SD = 2.97)和29.49(SD = 2.36)。方差分析结果发现，自尊的组别效应不显著，F(1，157) = 1.08，p > 0.05；两组被试群际关系的平均数分别为19.17(SD = 1.97)和20.61(SD = 2.29)。方差分析结果发现，群际关系的组别效应显著，F(1，157)= 17.98，p < 0.01，ηp2= 0.10，威胁组被试更不愿与非贫困大学生群体接触。
3.3 元刻板印象威胁、自尊、群际焦虑和群际关系的相关分析由表 1可知，元刻板印象威胁与群际焦虑显著正相关，与群际关系显著负相关，说明其可能是群际关系的风险因子。
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1元刻板印象威胁 | 1 | |||
| 2自尊 | 0.08 | 1 | ||
| 3群际焦虑 | 0.32*** | -0.15 | 1 | |
| 4群际关系 | -0.32*** | 0.03 | -0.38*** | 1 |
| 注：组别变量进行了哑变量处理，0 =无威胁组，1 =有威胁组。*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。下同。 | ||||
采用分层回归分析的方法(温忠麟，刘红云，侯杰泰，2012)，将群际焦虑与群际关系进行标准化处理，分别进行群际关系对元刻板印象威胁、群际焦虑的回归分析。在第一层中放入元刻板印象威胁，第二层放入群际焦虑。结果见表 2。
| 预测变量 | 群际关系 | |||
| R2 | ΔR2 | F | β | |
| 第一层元刻板印象威胁 | 0.10 | 0.10 | 17.98 | -0.32*** |
| 第二层元刻板印象威胁 | 0.19 | 0.09 | 16.47 | -0.22*** |
| 群际焦虑 | -0.31*** | |||
元刻板印象威胁对群际关系的贡献较大(ΔR2 = 0.10)，群际焦虑对模型的贡献也较大(ΔR2 = 0.09)，群际焦虑作为中介变量进入模型后对群际关系预测作用显著(β = -0.31，p < 0.001)，且元刻板印象对群际关系的预测作用依然显著(β = -0.22，p < 0.001)，说明群际焦虑在贫困大学生元刻板印象威胁对群际关系的影响中起到部分中介作用。元刻板印象到群际关系的总效应为-0.32，直接效应为-0.22，间接效应在总效应中所占的比例为-0.22×(-0.31)/(-0.32)= 0.213，因此元刻板印象威胁作用于群际关系的效应有21.3%是通过群际焦虑起的作用。假设1得到验证。
接着，利用SPSS 20.0软件中的Process插件对数据进行处理，分析自尊是否会调节元刻板印象威胁、群际焦虑与群际关系三者间的关系，若95%置信区间不包含0，那么间接效应是成立的(Preacher，Rucker，& Hayes，2007)。由表 3可以看出，元刻板印象威胁对群际焦虑的正向预测作用显著(β = 0.67，p < 0.001)，自尊与元刻板印象威胁的交互作用对群际焦虑的正向预测作用显著(β = 0.34，p < 0.05)。因此，元刻板印象威胁经过群际焦虑对群际关系的中介作用前半路径受自尊的调节。同时，元刻板印象威胁对群际关系的负向预测作用显著(β = -0.42，p < 0.01)，群际焦虑负向预测群际关系(β = -0.30，p < 0.001)，群际焦虑与自尊的交互作用对群际关系的负向预测作用显著(β = -0.15，p < 0.05)，因此，自尊在群际焦虑与群际关系之间起到调节作用。假设2得到验证。
| 结果变量 | 预测变量 | β | SE | 95%CI | R2 | F |
| 群际焦虑 | 元刻板印象威胁 | 0.67*** | 0.15 | [0.37 0.96] | ||
| 自尊 | -0.22** | 0.08 | [-0.38 -0.06] | |||
| 元刻板印象威胁×自尊 | 0.34* | 0.16 | [0.03 0.66] | 0.16 | 11.05*** | |
| 群际关系 | 元刻板印象威胁 | -0.42** | 0.14 | [-0.70 -0.14] | ||
| 群际焦虑 | -0.30*** | 0.07 | [-0.44 -0.16] | 0.22 | 9.00*** | |
| 自尊 | 0.04 | 0.07 | [-0.10 0.18] | |||
| 群际焦虑×自尊 | -0.15* | 0.06 | [-0.28 -0.03] | |||
| 注：同上。 | ||||||
本研究采用约翰逊—内曼(Johnson-Neyman)技术进一步考查不同自尊水平下元刻板印象威胁对群际关系的影响，绘制简单效应分析图(见图 2和3)(Preacher，Rucker，& Hayes，2007)，该方法可考查95%置信区间，调节变量在可观测值范围内间接效应的显著性，以及确定有条件的间接效应数据显著时调节变量的对应值，此时调节变量的值可构成显著区域。使用该方法可避免间接效应的样本分布不对称和非正态造成的权重问题(Preacher & Hayes，2004)。
J-N技术结果进一步证明了自尊的调节效应，在前半路径上，当贫困大学生自尊水平小于-0.81个标准差时，元刻板印象威胁无法预测群际焦虑，即随着自尊水平的降低，元刻板印象威胁对群际焦虑的间接效应不显著；当贫困大学生自尊水平大于-0.81个标准差时，元刻板印象威胁显著正向预测群际焦虑，即随着自尊水平的提高，元刻板印象威胁对群际焦虑的间接效应随之提高(见图 2)，且所占的个案比例占据样本量的83.54%。在后半路径上，当贫困大学生自尊水平小于-1.12个标准差时，群际焦虑无法预测群际关系，即随着自尊水平的降低，元刻板印象威胁对群际焦虑的间接效应不显著；当贫困大学生自尊水平大于-1.12个标准差时，群际焦虑显著负向预测群际关系，即随着自尊水平的提高，群际焦虑对群际关系的间接效应随之提高(见图 3)，且所占的个案比例占据样本量的91.14%。
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| 图 2 不同自尊水平下元刻板印象威胁和群际焦虑的间接效应 注：Bootstrap N = 5000。实斜线代表自尊与群际焦虑的回归系数，虚斜线代表置信区间——自尊对群际焦虑回归系数的95%置信区间。虚直线代表自尊水平的点，群际焦虑回归系数显著到不显著。这个图显示自尊水平>- 0.81SD时，元刻板印象威胁正向预测群际焦虑。 |
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| 图 3 不同自尊水平下群际焦虑和群际关系的间接效应 Bootstrap N = 5000。实斜线代表自尊与群际关系的回归系数，虚斜线代表置信区间——自尊与群际关系的回归系数的95%置信区间。虚直线代表自尊水平的点，群际关系回归系数显著到不显著。这个图显示自尊水平>- 1.12SD时，群际焦虑负向预测群际关系。 |
本研究考查元刻板印象威胁对群际关系的影响，结果发现，消极元刻板印象激活会影响群际关系。与无威胁组相比，元刻板印象威胁组的贫困大学生降低了与非贫困大学生的交往意愿。这与以往的研究结果一致，即个体对外群体评价的消极感知会影响群际接触意愿(Shelton & Richeson，2005)。该结果可能是由于元刻板印象会影响人们的人际判断，对群际接触的期待和体验，进而影响对外群体的行为(Shelton，Richeson，& Salvatore，2005；Vorauer & Kumhyr，2001)。此外Oldenhuis (2007)认为当人们觉察到外群体对其存有消极的刻板印象时，“回馈性”是一种重要的应对原则，即人们会以消极的行为方式去应对那些对他们持有消极刻板印象的群体，本研究中表现为贫困大学生消极元刻板印象激活后对外群体关系交往意愿的下降。
4.1 群际焦虑的中介作用研究发现元刻板印象威胁组被试的群际焦虑水平显著高于无威胁组。这与前人研究结果相一致(孙亚文，贺雯，罗俊龙，2015)。究其原因，可能是元刻板印象威胁是弱势群体成员经历的一种风险情境，在这种弥散的消极情境下受威胁的个体体验到压力感，并将压力与个体所受威胁相联结，最终产生焦虑等负面情绪(Aleksandra，Eleanor，Derek，Rumela，& Roy，2013；Owuamalam et al., 2013；Voyles，Finkelstein，& King，2014)。换句话说，群际焦虑水平的上升是弱势群体成员对不公正或伤害性对待(感知到消极元刻板印象)的一种心理应对方式(Leeuwen，Oostenbrink，& Twilt，2014；Luksyte，Waite，Avery，& Roy，2013)。
研究也发现，群际焦虑在贫困大学生元刻板印象威胁与群际关系之间起中介作用。可能原因是：首先受威胁或受轻蔑产生的焦虑情绪会使个体对群际交往情境中的消极信息更加敏感，产生对外群体的敌意和憎恨，进而使个体产生对外群体的排斥，与外群体进行抗争，导致群际关系下降(Oldenhuis，2007；Yao，2013)。其次，个体感受到自己被消极看待，可能唤起个体对消极评价的担忧，进而造成他们对外群体成员如何看待他们产生不确定感(Luksyte，Waite，Avery，& Roy，2013)，当个体自身缺乏足够资源去降低这种不确定感时，自我不确定感更像是一种危险体验，可引起更多的自我保护和对外群体的回避行为(Blascovich & Tomaka，1996)。最后，记忆驱动了群际焦虑的情感效应(刘峰，佐斌，2010)，即消极元刻板印象激活后将会激活个体与外群体交往的消极经历或关于外群体的消极刻板印象，导致内群体对外群体的群际反感增加，影响群际互动。本研究中，当激活贫困大学生消极元刻板印象时，随之而来产生焦虑情绪，这一焦虑情绪进一步影响了贫困大学生对于群际关系的感知。
4.2 自尊的调节作用本研究还发现，群际焦虑在元刻板印象威胁与群际关系之间的中介效应受到了自尊的调节。这表明群际焦虑在元刻板印象威胁与群际关系之间的中介作用是有条件的，受个体自尊水平的影响。具体而言，在前半路径“元刻板印象威胁——群际焦虑”上，贫困大学生自尊水平大于-0.81个标准差时，元刻板印象威胁显著正向预测群际焦虑，即随着自尊水平的提高，元刻板印象威胁对群际焦虑间接效应越大。但贫困大学生自尊小于-0.81个标准差时，预测作用不显著；而在后半路径“群际焦虑——群际关系”上，贫困大学生自尊水平大于-1.12个标准差时，群际焦虑显著负向预测群际关系，即随着自尊水平提高，群际焦虑越高，群际关系越差。自尊之所以在前半路径(元刻板印象威胁——群际焦虑)中发挥调节作用可能是因为自尊水平越高的个体，对威胁信息更加敏感，对负性刺激产生更大的反应，体验到更多的负性情绪。同时，高自尊个体自我评价较为积极，在感知威胁时，容易产生焦虑等负性情绪(Gaucher et al., 2012；李珊，2014)。因此，在高自尊的情况下，元刻板印象威胁对群际焦虑的作用会加强，而低自尊的情况下，影响作用相对较弱。自尊在后半路径(群际焦虑——群际关系)中发挥调节作用的原因可能是高自尊个体有维持积极自我图式的需求，更可能与其他个体进行比较(丛晓波，田录梅，张向葵，2005)，由于对人际的敏感性更高，他们对人际的焦虑反应也会更强，过高的焦虑水平会导致较差的群际关系，同样在高自尊的情况下，群际焦虑对群际关系的影响作用会加强，而低自尊的情况下，影响作用相对较弱。
4.3 研究意义与局限性本研究对改善贫困大学生群际关系具有重要的参考价值。首先，元刻板印象影响群际关系，故可以考虑从元刻板印象视角去改善群际关系。比如尝试说服人们相信外群体并没有对内群体有消极看法，比试图改变人们对外群体的消极刻板印象更有效(贺雯，孙亚文，罗俊龙，2014)。其次，自尊属于心理资本，心理资本具有“类状态”的特征，故对其进行干预具有较强的可操作性(Luthans，Avey，& Patera，2008)，因此可通过调控个体的自尊水平使其保持在适度的水平。过高自尊水平的个体更容易感知威胁，产生焦虑等消极情绪，进而影响群际关系。在某种意义上，虚假自尊或过分追求高自尊是低自尊的另一种表现形式，同样不利于人们健康生活(Brown & Marshall，2002)。未来干预中应根据贫困大学生这一特殊群体，进行整合性、系统性的干预，而不是只关注某一方面，最大程度地促进贫困大学生群际关系的和谐。
本研究仍存在一些局限性，需要在以后的研究中加以改进。(1)本研究只考察了贫困大学生外显自尊水平，而并未测量其内隐自尊，未来研究可同时考虑内隐与外显自尊对这一路径的调节作用是否一致。(2)本研究数据均来自自我报告，未来研究可综合考察非贫困大学生对与贫困大学生群际关系的认知，不同信息源的变量可相互印证，取得更为客观的测量。
5 结论(1) 元刻板印象威胁组的贫困大学生与非贫困大学生交往的意愿更低。
(2) 元刻板印象威胁组的贫困大学生感受到的群际焦虑水平显著高于无威胁组。
(3) 群际焦虑在贫困大学生元刻板印象威胁和群际关系之间起部分中介作用，自尊在两半路径中均发挥调节作用，具体来说：相对于低自尊个体，高自尊对这一中介效应影响更强。
| Aleksandra L., Eleanor W., Derek , Rumela. A., & Roy. R. (2013). Held to a different standard:Racial differences in the impact of lateness on advancement opportunity. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 86(2), 142-165. DOI: 10.1111/joop.2013.86.issue-2. |
| Anseel F. (2011). A closer look at the mechanisms of perceived job discrimination:'How I think you think about us'. International Journal of Selection and Assessment, 19(3), 245-250. DOI: 10.1111/ijsa.2011.19.issue-3. |
| Blascovich, J., & Tomaka, J. (1996). The biopsychosocial model of arousal regulation. In M. Zanna (Eds. ). Advances in experimental social psychology (pp. 1-51). New York: Academic Press. |
| Bogardus E. S. (1925). Measuring social distance. Journal of Applied Psychology, 9, 299-308. |
| Brown, J. D., & Marshall, M. A. (2002). Self-esteem: It's not what you think. Unpublished manuscript, University of Washington, Seattle, WA. |
| Davis M. D. & Stephan W. G. (2011). Electromyographic analyses of responses to intergroup threat. Journal of Applied Social Psychology, 41(1), 196-218. DOI: 10.1111/jasp.2011.41.issue-1. |
| Finchilescu G, Tredoux C, Mynhardt J., Pillay J., & Muianga L. (2007). Accounting for lack of interracial mixing amongst South African university students. South African Journal of Psychology, 37(4), 720-737. DOI: 10.1177/008124630703700404. |
| Finchilescu G. (2010). Intergroup Anxiety in Interracial Interaction:The Role of Prejudice and Meta-stereotypes. Journal of Social Issues, 66(2), 334-351. DOI: 10.1111/josi.2010.66.issue-2. |
| Frey F. E., & Tropp L. R. (2006). Being seen as individuals versus as group members:Extending research on metaperception to intergroup contexts. Personality and Social Psychology Review, 10(3), 265-280. DOI: 10.1207/s15327957pspr1003_5. |
| Gaucher D., Wood J. V., Stinson D. A., Forest A. L., Holmes J. G., & Logel C. (2012). Perceived regard explains self-esteem differences in expressivity. Personality & Social Psychology Bulletin, 38(9), 1144. |
| Gomez A., & Huici C. (2008). Vicarious intergroup contact and the role of authorities in prejudice reduction. Spanish Journal of Psychology, 11(1), 103-114. DOI: 10.1017/S1138741600004169. |
| Gordijn E. (2008). The influence of prejudice and stereotype on anticipated affect:feelings about a potentially negative interaction with another group. South African Journal of Psychology, 38(4), 589-601. DOI: 10.1177/008124630803800401. |
| Leary M. R., & Baumeister R. F. (2000). The nature and function of self-esteem:Sociometer theory. Advances in Experimental Social Psychology, 32(0), 1-62. |
| Leeuwen E. V., Oostenbrink J. J., & Twilt A. (2014). The Combined Effects of Meta-Stereotypes and Audience on Outgroup and Ingroup Helping. Group Dynamics:Theory, Research, and Practice, 18(3), 189-202. DOI: 10.1037/gdn0000005. |
| Luksyte A., Waite. E., Avery D. R., & Roy R. (2013). Held to a different standard:Racial differences in the impact of lateness on advancement opportunity. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 86(2), 142-165. DOI: 10.1111/joop.2013.86.issue-2. |
| Luthans F., Avey J. B., & Patera J. L. (2008). Experimental analysis of a web-based training intervention to develop positive psychological capital. Academy of Management Learning and Education, 7(2), 209-221. DOI: 10.5465/amle.2008.32712618. |
| MacInnis C., & Hodson G. (2013). Expecting racial outgroups to view "us" as biased:A social projection explanation of Whites' bias meta-stereotypes. Group Processes & Intergroup Relations, 16(5), 545-559. |
| Marburg, P. U. (2013). Explaining aggressive and delinquent behaviors of disadvantaged adolescents: The impact of negative metastereotypes. (Unpublished doctoral dissertation). Philipps-Universität Marburg. |
| Oldenhuis, H. K. E. (2007). I know what they think about us: Meta-perceptions and intergroup relations (Unpublished doctoral dissertation). University of Groningen. |
| Owuamalam C. K., & Zagefka H. (2011). Downplaying a compromised social image:the effect of metastereotype valence on social identification. European Journal of Social Psychology, 41(4), 528-537. DOI: 10.1002/ejsp.v41.4. |
| Owuamalam C., & Zagefka H. (2013). We'll never get past the glass ceiling! Meta-stereotyping, world-views and perceived relative group-worth. British Journal of Psychology, 104(4), 543-562. |
| Preacher K. J., & Hayes A. F. (2004). SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediation models. Behavior Research Methods, Instruments, Computers, 36(4), 717-731. DOI: 10.3758/BF03206553. |
| Preacher K. J., Rucker D. D., & Hayes A. F. (2007). Addressing Moderated Mediation Hypotheses:? Theory, Methods, and Prescriptions. Multivariate Behavioral Research, 42(1), 185-227. DOI: 10.1080/00273170701341316. |
| Rosenberg, M. (1965). The measurement of self-esteem. In M. Rosenberg (Ed. ), Society and the adolescent self-image (pp. 297-307). New York: Princeton University Press. |
| Shelton J. N., & Richeson J. A. (2005). Intergroup contact and pluralistic ignorance. Journal Personality Social Psychology, 88(1), 91-107. DOI: 10.1037/0022-3514.88.1.91. |
| Shelton J. N., Richeson J. A., & Salvatore J. (2005). Expecting to be the target of prejudice:implications for interethnic interactions. Personality and Social Psychology Bulletin, 31(9), 1189-1202. DOI: 10.1177/0146167205274894. |
| Simigiu A., & Henter R. (2013). Meta-stereotypes concerning teen pregnancy. Scientific Research & Education in the Air Force-AFASES, 1, 299-304. |
| Stephan W. G., & Stephan C. W. (1985). Intergroup anxiety. Journal of Social Issues, 41(3), 157-175. DOI: 10.1111/josi.1985.41.issue-3. |
| Stephan W. G., & Stephan C. W. (1996). Predicting prejudice. International Journal of Intercultural Relations, 20(3-4), 409-426. DOI: 10.1016/0147-1767(96)00026-0. |
| Tajfel H. (1982). Social psychology of intergroup relations. Annual Review of Psychology, 33, 1-39. DOI: 10.1146/annurev.ps.33.020182.000245. |
| Wakefield J. R., Hopkins N., & Greenwood R. M. (2012). Thanks, but no thanks women's avoidance of help-seeking in the context of a dependency-related stereotype. Psychology of Women Quarterly, 36(4), 423-431. DOI: 10.1177/0361684312457659. |
| Wohl M. J. A., Giguère B., Branscombe N. R., & McVicar D. N. (2011). One day we might be no more:Collective angst and protective action from potential distinctiveness loss. European Journal of Social Psychology, 41(3), 289-300. DOI: 10.1002/ejsp.773. |
| Vorauer J. D., Main K. J., & O'Connell G. B. (1998). How do individuals expect to be viewed by members of lower status groups? Content and implications of meta-stereotypes. Journal of Personality and Social Psychology, 75(4), 917-937. DOI: 10.1037/0022-3514.75.4.917. |
| Vorauer J., & Kumhyr S. M. (2001). Is this about you or me? Self versus other-directed judgments and feelings in response to intergroup interaction. Personality and Social Psychology Bulletin, 27(6), 706-719. DOI: 10.1177/0146167201276006. |
| Voyles , E , Finkelstein , L , & King E. (2014). A Tale of Two Theories:Stereotype Threat and Meta-stereotypes. Individual and Organizational Psychology-perspectives on Science and Practice, 3(7), 419-422. |
| Yao, B. (2013). Understanding human actions in still images (Unpublished doctoral dissertation). Stanford University. |
| Zhang L., Yu K., Zhao Y., & Fu X. (2016). Group boundary permeability moderates the effect of a dependency meta-stereotype on help-seeking behaviour. International Journal of Psychology, 51(4), 243-251. DOI: 10.1002/ijop.2016.51.issue-4. |
| 陈琴. (2005). 贫困大学生社会支持和应对方式与心理健康的相关研究. 中国学校卫生, 26(8), 637-639. DOI: 10.3969/j.issn.1000-9817.2005.08.023. |
| 丛晓波, 田录梅, 张向葵. (2005). 自尊:心理健康的核心——兼谈自尊的教育意境. 东北师大学报(哲学), (1)(1), 144-148. |
| 丁凤琴, 王勇慧, 王淑莲. (2010). 贫困与非贫困大学生外显自尊与内隐自尊的比较研究. 中国特殊教育, (9)(9), 86-91. |
| 贺雯, 孙亚文, 罗俊龙. (2014). 元刻板印象及其对群际关系的作用. 心理科学进展, 22(8), 1294-1302. |
| 康育文, 陈青萍. (2006). 贫困大学生心身健康与自尊、人际关系、成就动机的相关. 中国临床心理学杂志, 14(5), 509-512. |
| 李姗. (2014). 大学生嫉妒与应对方式的关系——自尊的调节作用(硕士学位论文). 湖南师范大学, 长沙. |
| 李宪印, 杨娜, 刘钟毓. (2016). 大学生学业成就的构成因素及其实证研究——以地方普通高等学校为例. 教育研究, 37(10), 78-86. |
| 刘峰, 佐斌. (2010). 群际情绪理论及其研究. 心理科学进展, 18(6), 940-947. |
| 孙亚文, 贺雯, 罗俊龙. (2015). 随迁儿童元刻板印象威胁对工作记忆的影响:群际焦虑的中介作用. 心理学报, 47(11), 1349-1359. |
| 田录梅. (2006). Rosenberg(1965)自尊量表中文版的美中不足. 心理学探新, 26(2), 88-91. DOI: 10.3969/j.issn.1003-5184.2006.02.020. |
| 温忠麟, 刘红云, 侯杰泰. (2012). 调节效应和中介效应分析. 教育科学出版社. |
| 熊红星, 张璟, 叶宝娟, 郑雪, 孙配贞. (2012). 共同方法变异的影响及其统计控制途径的模型分析. 心理科学进展, 20(5), 757-769. |
| 熊猛, 叶一舵. (2016). 相对剥夺感:概念、测量、影响因素及作用. 心理科学进展, 24(3), 438-453. |
| 周菲. (2015). 高校贫困生身份建构、群体认同与应对策略. 教育学术月刊, 5, 75-81. |
| 朱君, 赵雯, 刘增训, 蔡兴芹. (2013). 大学生人际关系与心理健康的相关研究. 精神医学杂志, 26(4), 265-267. DOI: 10.3969/j.issn.1009-7201.2013.04.007. |