交往策略理论指出，促进不同群体成员间的社会交往能有效减少族群偏见和族群冲突(Pettigrew & Tropp，2000)。许多西方学者都致力于寻找积极的交往条件(Allport, 1954, 1958；Amir，1969；Cook，1985；Pettigrew，1998；Pettigrew & Tropp，2000；Watson，1947；Williams，1947)，并将应用研究从最初的种族问题扩展到了所有形式的社会关系(Adsett & Morin，2004；Herek & Capitanio，1996；Manetti，Schneider & Siperstein，2001；Maras & Brown，1996；Werth & Lord，1992)，从而使交往策略成为“改善群体间关系的最有效策略之一”(Dovidio, et al., 2003：5)。随着现代高新技术的发展及社会流动性的增加，国家之间、区域之间、城市之间，以及城乡之间的区隔不断被打破，族群成员之间的交往越来越多，但世界各地的族群冲突却有增无减。许多致力于改善族群关系的政策大多以失败告终(Dixon, et al., 2005)。直到2001年，英国大骚乱才引起族群关系研究者对交往策略理论的应用效果进行反思：交往策略的有效性不能仅来自实验数据的分析，而更需要真实社会研究结果的检验(Ward，2003；Dixon, et al., 2005)。交往理论家还必须继续回答：何种具体交往情境能成功达成此目标，怎样的交往关系更重要？

中国的市场经济体制改革和户籍制度变化使得乡城之间、城市之间的社会流动有了飞跃性的提高。外来移民与本地人之间的群体关系也逐渐成为研究热点。其中，从社会距离角度来探讨外来农民工(底层移民)与本地居民的群体关系是主要研究思路(郭星华、储卉娟，2004；张海辉，2004；卢国显，2006；李伟东，2007；许传新、许若兰，2007；王毅杰、王开庆，2008)。研究结果也基本一致，即外来农民工与城市居民之间的社会距离在拉大，农民工的自愿性隔离程度很高；户籍制度、就业制度与城市社会保障体系等歧视性政策、城市居民对农民工的整体性偏见与歧视是造成这一现象的主要原因；农民工特殊的社会网络结构又为农民工自愿性隔离提供了现实条件。这些研究暗示，作为绝对弱势群体的农民工群体在主观上希望/愿意与城市居民增加交往，但来自城市社会的排斥性因素使他们的愿望难以成为现实。这种交往意愿的受挫，不但会加大群体关系的社会距离，也会增加群体间冲突的可能性。为了改善农民工与本地人之间的群体关系，城市政府采取了一系列增加群体间交往的措施。遗憾的是，城市居民与农民工之间一般性的交往不能改变城市居民的态度(叶俊焘等，2011)。此外，有研究指出，城市新移民，尤其是中层移民大多已实现了与本地人的社会交往，甚至建立了社会支持关系，但交往关系的建立却存在着理性选择的倾向(雷开春, 2008, 2011)。这些研究间接表明，社会交往的增加可能并不能有效改善群体关系。那么，城市新移民与本地人间的社会交往能有效改善其群体关系吗，哪些交往是无效的，哪些又是有效的？

本研究采用社会距离作为交往策略理论的效果评估指标，通过对2007年上海城市新移民与本地人的社会交往与社会距离之间的关系分析，回答交往策略理论的实践问题，并检验中层移民的群体间交往效应。

关于群体间交往能减少偏见的研究文献，最早可以追溯到20世纪30年代。Zeligs和Hendrickson(1933)通过对外族群态度和认知之间的关系研究，发现除黑人群体外，对外族群体的熟悉度是社会宽容的最重要影响因素。Horowitz(1936)的研究表明，白人学校和混合学校中白人学生的种族态度并无显著差异。到20世纪40年代，研究者们开始关注交往的性质与背景。Smith(1943)在《关于黑人态度的矫正实验》一书中发现，与其他人相比，那些参与过黑人领袖周末互动计划的哥伦比亚白人大学生，其社会态度有明显的改变。事实上，二战也成为研究族群关系的自然实验室。尽管美国陆战部队在战争期间实行了种族隔离制度，但实际战斗中却需要种族间的联合，所以那些与黑人有过联合作战经历的白人士兵，比其他人更可能持正向的种族态度(Singer，1948；Stouffer，1949)，这一结果与有关海军的研究相一致(Brophy，1946)。这些经验研究很快被提炼成一般性交往原理，有的研究提出“为了获得任何类型的相互理解和尊重，人们必须有共同的经历，共同的目标”(Lett，1945：35)；有的研究提出“如果不同文化和种族间能自由和真诚地结交，群体间的紧张、困难、偏见和混乱都会消失，如果不行，偏见和冲突就会像疾病一样蔓延开来”(Bramfield，1946：245；Long，1949)；还有的研究则提出，“尽管知识宣传是有用的，……但却很难触动人的心理，能唤醒情感的计划远比冰冷的现实和逻辑要好，……应致力于促进不同种族、宗教或背景群体成员间的直接交往”(Watson，1947：54)。正是在这些理论和实证研究基础上，社会心理学家Allport提出了交往策略理论最有影响力的观点。他在《偏见的本质》一书中提出，群体的交往并不足以改善群体关系；偏见的减少有赖于某些前提条件(Pettigrew，1998)。在Allport的构想之下，交往策略理论得到了大量实证研究的支持，包括对多数群体和少数群体的研究(Dovidio, et al., 2003)。

Allport(1954；1958)最初提出了四条假设：(1)平等的地位，即群体的接触要在情境中处于平等地位；(2)共同的目标，即群体为了一个共同的目标而努力；(3)相互的合作，即群体为达到目标，进行合作而不是竞争；(4)支持性制度，即权威、法律或习俗对群际间的接触给予认可和支持。后来，该理论又增加了“人际间互动”(Amir，1976)和“亲密的友谊”(Pettigrew，1997)两个假设。由此可见，学者们从最初对群体交往背景的聚焦逐渐转移到了对群体成员间的实际交往方式上。根据交往深度，可将6条交往策略假设归纳为3条假设。

平等交往假设  平等交往假设关注的是交往的社会背景，包括地位平等和支持性制度两个方面，这也是得到研究支持最多的部分(Dovidio, et al., 2003)。例如Brewer和Kramer(1985)提出，当群体地位平等作为前提时，群体间的交往就能更有效减少偏见；Landis、Moody(2001)则进一步提出群体地位平等本身还能促进(个体间的)平等交往。Hope和Day(1984)的研究表明，支持性社会制度是群体间成功交往的重要前提。从中可以推论出平等交往假设，即平等交往(地位平等和身份平等)有利于改善族群关系。

理性交往假设  理性交往假设关注的是理性交往的功能，包括相互合作和共同目标两个方面，这一假设也得到了许多实验性研究的支持(Blanchard, et al., 1975)。例如拼图课堂(Aronson & Patnoe, 1997)、合作性学习(Johnson & Johnson，2000；Slavin，1985)，以及不同种族士兵间的共同作战(Singer，1948；Stouffer，1949)。值得注意的是，无论是工作、游戏、学习，还是战斗，这些合作行为都体现在获取现实利益的情境中，群体成员间的合作带有一定程度的被动性。因此，与平等假设相比，理性交往的效果可能有限(Gaertner, et al., 1999)，但理性交往的理论假设仍然成立，即理性交往(有相互合作和有共同目标)有利于改善族群关系。

实际交往假设  实际交往假设关注的是不同群体成员间积极的真实互动过程，包括人际互动和亲密友谊两个条件。人际互动指个人熟悉外群体成员的机会，尤其是那些不完全符合刻板印象的外群体成员(Amir, 1976; Brewer & Miller, 1984)。正如Miller(2002：397)所说，“熟悉能使不同群体成员间建立信任，降低焦虑和不愉快……同时，这一过程提供了否定关于外群体负面刻板印象的机会，从而打破对外群体的(原有)整体看法”。Pettigrew(1998)则提出了与外群体成员建立友谊的重要性。通过对法国、英国、荷兰及西德的3 800多位多数群体成员的分析，Pettigrew(1997)发现，那些拥有外群体成员作为朋友的人，其群体偏见显著低于其他人。因此，与外群体成员的友谊是促进群体关系的重要因素之一(Herek & Capitanio，1996)。本研究将人际互动和亲密友谊归入实际性交往，由此得到实际交往假设，即积极性实际交往(人际互动和亲密友谊)有利于改善族群关系。

已有关于交往策略假设的验证研究存在着实验性研究和分散验证的问题，较少通过真实社会情境且考察交往策略的6项条件(本研究将其转化为了3条具体假设)。从3条假设的内涵来看，研究者对交往策略的关注从最初的客观社会条件逐渐转向了个体实践经历，从交往背景转向了交往过程。因此，通过对这3条假设的分别验证和联合验证，笔者试图清楚地看到对于社会现实中的群体关系改善，哪些条件更为有效，为何有效？

上海作为我国人口规模最大、经济最发达的城市，已成为国内外人才和劳动力流动的首选地之一。根据上海第六次全国人口普查资料显示，到2010年10月上海外来常住人口(半年及以上)总量已达897.95万，占上海市常住人口39.00%¹。与以往研究不同，本文主要关注那些凭借人力资本或专业技术优势到上海寻求更好发展机会的中层新移民，不管他们是否取得上海户籍。本研究抽样总体是1992年以后移居上海，在企事业单位从事专业技术、教育、管理和文职工作，年龄在18岁以上的新移民。为了与国内相关研究对比，还抽取部分在上海有稳定工作的农民工(主要从事技术和非技术的蓝领工作)作为参照群体。

1.资料来源：上海市统计局，http://www.stats-sh.gov.cn/tjnj/nj11.htm?d1=2011tjnj/C0201.htm。

由于现行户籍政策的限制，许多工作和生活在上海的城市新移民并没有上海户籍，甚至连居住证或暂住证也没有办理，无法建立一个包括所有新移民的完整抽样框。此外，大部分白领新移民在整个社会阶层结构中的位置基本上属于中间层，他们接受面访和配合调查的可能性大大降低。鉴于此，本研究采用了“受访者推动抽样(RDS)”方法来抽取样本(赵延东 & Pedersen，2007)。该方法是在传统“滚雪球抽样”方法的基础上，结合社会网络分析理论和方法，使研究者有可能根据样本对总体特征做出合理的推论，特别适合于研究规模和边界不太清楚、不愿意暴露身份的隐藏人口，如下岗和失业职工、无家可归者、新移民等。

资料收集是运用结构性问卷，通过面访和电话访问两种方式进行。以研究团队成员个人社会网络中符合条件的调查对象作为起点，通过这些调查对象获得更多潜在被访者的基本信息，然后再通过他们扩大样本范围。为了保证调查质量，在调查过程中仅对研究对象直接认识的潜在被访者作了二级抽样，即抽取与研究团队成员和调查员直接认识及成功访问的调查对象直接认识的被访者。问卷调查工作从2007年4月初开始，到5月底完成。调查员由社会学专业博士、硕士研究生及本科生构成，在访谈前经过了系统的专业培训。通过受访者推动的抽样方法获得了1 150份样本的联系方式、家庭或工作单位地址，其中有885名同意接受面谈或电话访问，拒访率为23.1%。在成功访问的样本中，经过数据逻辑检验，剔除了拒答或漏答超过问题总数1/3的问卷，最后获得有效样本600份。样本基本情况见表 1。

表 1

表 1 基本变量的分布情况 平均值 标准差 N 性质 描述 自变量   平等交往变量     户籍类型       本地户口 0.39 0.49 600 定类 1=拥有本地户口，0=未拥有本地户口       居住证 0.19 0.39 600 定类 1=拥有居住证，0=未拥有居住证     职业地位       私营企业主 0.06 0.24 600 定类 1=是，0=否       管理人员 0.10 0.29 600 定类 1=是，0=否       技术人员 0.31 0.46 600 定类 1=是，0=否       文秘人员 0.46 0.50 600 定类 1=是，0=否   理性交往变量     工作关系 2.89 0.98 599 连续 1=全是外地人，2=大部分是外地人， 3=各占一半，4=大部分是上海人， 5=全是上海人     邻里关系 3.37 0.96 597 连续 1=全是外地人，2=大部分是外地人， 3=各占一半，4=大部分是上海人， 5=全是上海人   实际交往变量     社交陪伴 0.63 0.48 600 定类 1=本地人给予过陪伴，0=无     工具支持 0.46 0.50 600 定类 1=本地人给予过帮助，0=无     情感支持 0.61 0.49 600 定类 1=与本地人有过谈心，0=无 因变量   社会距离 39.87 12.94 598 连续 1-100分 控制变量   性别 0.54 0.50 600 定类 1=男，0=女   年龄 28.62 6.48 600 连续 18-78岁   已婚 0.36 0.48 600 定类 1=已婚，0=未婚

表 1 基本变量的分布情况

本研究采用社会距离作为验证群体关系的替代性指标。有关族群研究的证据表明，不能以客观特征来界定族群，应以族群成员的自我主观认同作为界定族群的标准(巫达，2006)。因此，族群间的主观社会距离，尤其是次级族群对优势族群的主观社会距离，不但体现了主观群体边界的存在，还直接反映群体之间亲密或疏远的程度和等级，应是族群间真正或完全实现社会融合的标志，“可以解释几乎所有的社会问题，可以解释人与人之间的种种误解，可以揭示实际或初发的社会问题的症结”(Bogardus，1959)。在本研究中，社会距离具体操作化为城市新移民与本地人的主观距离，采用张海辉(2004：19-20)修订的博格达斯量表基础上编制的主观社会距离量表，包括6个问题：(1)您愿意与本地人一起工作吗？(2)您愿意与本地人聊天吗？(3)您愿意与本地人做邻居吗？(4)您愿意与本地人做亲密朋友吗？(5)您愿意与本地人做亲戚或通婚吗？(6)您愿意与本地人一起参与社区管理吗？在每个问题的回答上，要求被访者就“1-非常愿意，2-比较愿意，3-一般，4-不愿意，5-很不愿意”五个选项，选择一个自己认为比较符合情况的答案。为了使选择更人性化，我们在量表中加入了“不知道”选项，考虑到此项回答反映出其对某项与本地人交往情况的描述未作明确表态，所以将之赋值为中间态度值3。笔者将6项态度值相加得到总体社会距离，同时计算有明确态度的指标数，然后将之相除得到平均社会心理距离。为了理解方便，对平均社会距离转化为1-100之间的标准分值¹，分值越大表明社会距离越大。

1.具体的转换公式是：标准分=(原始值+最小原始值)/(最小原始值+最大原始值)×100。这样转换后的结果可以理解为百分比指数。

平等交往变量  国内底层移民的研究表明，作为制度屏障的户籍制度和社会经济地位的差异是造成底层移民与本地人隔离的最主要因素。无法在政治权益、社会福利等方面得到与城市居民同等的待遇，甚至同样条件下农民工的报酬也比本地人少，导致极大社会不平等(李强，1995；任远、邬民乐，2006；王桂新等，2008；汪汇等，2009)。职业地位是社会地位的最重要指标(仇立平，2001)，户籍身份则是制度性支持的最重要标志。本研究中，户籍身份操作化为拥有本地户口(包括本市非农业户口和本市农业户口)、居住证及其他三种类型；职业地位则操作化为私营企业主(包括大小老板类的人)、管理人员(包括企业中的经理及以上级别的人和党政事业单位中有管理职务的人)、技术人员(包括企业中从事技术类工作的人和党政事业单位中位居专业技术岗位的人)、文秘人员(包括企业中的文职人员和党政事业单位中从事行政类工作的人)和蓝领工人5类。

理性交往变量  就像战场上的白人与黑人必须合作一样，工作场景中的中层新移民必须与本地人达到合作，并形成合作性依赖关系，这是一种现实理性选择。因此，工作场景中的本地人越多，新移民与本地人建立合作关系的可能性越大，就越可能改善其对本地人的群体态度。同时，与我国传统的帮助性或支持性邻里关系所不同，在城市尤其是像上海这样的特大城市中，同住小区的邻里关系大多以共同目标为基础(如居委会选举、业主委员会选举等)，彼此熟悉到提供私人支持的可能性较小。但与底层移民的居住空间隔离相比，中层新移民有能力与本地人共住同一小区或成为近邻。小区中的本地人越多，他们越可能与本地人一同处理小区事务或社区事务，他们对本地人的群体态度就有可能会改善。本研究将理性交往变量操作化为同事和居住小区中外地人的情况，将“全是上海人”、“大部分是上海人”、“各占一半”、“大部分是外地人”以及“全是外地人”分别赋值为5分到1分，分别称之为工作关系和邻里关系，并将之视为连续变量。根据理性交往假设，工作关系和邻里关系能有效消减社会距离。

实际交往变量  根据移民网络理论，实际提供支持的网络称为社会支持网。社会支持关系是外来移民与本地人间的真实人际互动的集中体现，同时也是亲密性友谊的外在表现。本研究采用本地人社会支持网作为外来移民与本地人的实际交往关系的替代性指标。根据范德普尔的分类方式，社会支持可分为三大类型：情感性支持(如与配偶有矛盾时给予舒解、精神安慰、重大事项咨询等)、工具性支持(如家务劳动、患病时帮助、借钱、借生活日常用品、帮助填表等)和社交陪伴(如一同外出、拜访等)(Van der poel，1993：55)。本研究将工具性支持操作化为过去一年中是否有上海人提供过帮助；情感性支持操作化为过去一年里，你心情不好时或感到有点沮丧时，与你谈心的人中是否有上海人；社交陪伴操作化为闲暇时间是否跟上海人一起度过(如看电视、看电影、聊天、购物、打牌、游玩等)，分别简述为工具支持、情感支持和社交陪伴。

除了交往策略的重要变量外，根据社会距离的相关研究，本研究控制了其他变量的影响，包括性别、年龄和婚姻状况¹(郭星华、储卉娟，2004; 许传新、许若兰，2007; 王桂新、武俊奎，2011)。

1.因样本群体的居住时间(SD=3.34)和教育年限(SD=2.98)相对集中，本研究未将之作为控制变量放入模型。

为了考察不同交往策略的简单影响作用，笔者以控制变量的影响模型(模型1)为基础，分别单独引入平等交往变量(模型2)、理性交往变量(模型3)和实际交往变量(模型4)，结果见表 2。然后，为了考察不同交往策略的独立影响作用，笔者以控制变量的影响模型(模型1)为基础，采用逐步回归的方式分别引入平等交往变量(模型2)、理性交往变量(模型3)和实际交往变量(模型4)，结果见表 3。尽管4个模型的解释力度均不是很高，调整后的R²都在10%以内，但从两种回归系数的比较中，可清楚地看到交往策略的简单效应和独立效应。从表 2和表 3中的模型1可以看出，年龄对社会距离具有显著的消减作用，而性别和婚姻状况的影响不显著。

表 2

表 2 交往策略的简单影响作用分析 自变量 模型1 模型2 模型3 模型4   β S.E. β S.E. β S.E. β S.E. 常数项 50.176 2.610 53.894 3.014 56.478 3.356 54.463 2.670 男性a -0.128 1.059 0.136 1.079 -0.127 1.055 -0.267 1.046 年龄 -0.354*** 0.098 -0.303** 0.099 -0.349*** 0.099 -0.348 0.096 已婚b -0.283 1.322 0.259 1.337 -0.265 1.316 0.160 1.294 平等交往变量   户籍类型c     本地户口 -5.284*** 1.257     居住证 -2.806 1.479   职业地位d   私营企业主 -5.170 2.884     管理人员 -5.359* 2.645     技术人员 -2.045 2.273     文秘人员 -3.159 2.145 理性交往变量   工作关系 -1.222* 0.548   邻里关系 -0.875 0.559 实际交往变量e   社交陪伴 -3.401** 1.156   工具支持 -3.445** 1.195   情感支持 -0.693 1.141 F检验值 6.945*** 5.313*** 6.011*** 9.141*** 调整后的R2 0.029 0.061 0.041 0.076 自由度 3 9 5 6 N 598 598 595 595   注：1.系数为非标准化的回归系数。     2.双尾检验统计显著度：！p＜.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。     3.a.以女性为参照；b.以未婚者为参照；c.以其他类型(暂住证或其他)为参照；       d.以蓝领工人(农民工)为参照；e.以未曾与本地人建立过此类实际性交往行为者为参照。

表 2 交往策略的简单影响作用分析

表 3

表 3 交往策略的独立影响作用分析 自变量 模型1 模型2 模型3 模型4 β S.E. β S.E. β S.E. β S.E. 常数项 50.176 2.610 53.894 3.014 56.324 3.492 57.538 3.455 男性a -0.128 1.059 0.136 1.079 0.077 1.082 -0.022 1.076 年龄 -0.354*** 0.098 -0.303** 0.099 -0.301** 0.100 -0.308** 0.099 已婚b -0.283 1.322 0.259 1.337 0.299 1.342 0.768 1.325 平等交往变量   户籍类型c     本地户口 -5.284*** 1.257 -4.966*** 1.321 -4.546** 1.309     居住证 -2.806 1.479 -2.504 1.503 -2.426 1.478   职业地位d     私营企业主 -5.170 2.884 -4.852 2.938 -4.134 2.894     管理人员 -5.359* 2.645 -4.562 2.700 -2.837 2.683     技术人员 -2.045 2.273 -1.343 2.312 -0.206 2.290     文秘人员 -3.159 2.145 -2.433 2.222 -1.014 2.211 理性交往变量   工作关系 -0.473 0.579 -0.132 0.575   邻里关系 -0.589 0.573 -0.478 0.565 实际交往变量e   社交陪伴 -3.296** 1.159   工具支持 -2.832* 1.201   情感支持 -0.253 1.146 F检验值 6.945*** 5.313*** 4.547*** 5.343*** 调整后的R2 0.029 0.061 0.062 0.093 自由度 3 9 11 14 N 594 588 594 594   注：1.系数为非标准化的回归系数。     2.双尾检验统计显著度：！p＜.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。     3.a.以女性为参照；b.以未婚者为参照；c.以其他类型(暂住证或其他)为参照；       d.以蓝领工人(农民工)为参照；e.以未曾与本地人建立过此类实际性交往行为者为参照。

表 3 交往策略的独立影响作用分析

表 2、表 3中的模型2相同，反映的是平等交往变量的影响作用。在户籍类型上，本地户口与居住证的回归系数分别为-5.284(p＜0.001)和-2.806(p＞0.05)，说明在控制条件不变的情况下，拥有本地户口和居住证的城市新移民，其社会距离分别比其他人低5.284分和2.806分，在统计学意义上，仅有前者的影响作用达到了显著水平，说明本地户口能有效消减社会距离，即取得户籍有利于群体关系改善，而获得居住证的作用不明显。在职业地位上，私营企业主、管理人员、技术人员和文秘人员的回归系数分别为-5.170(p＞0.05)、-5.359(p＜0.05)、-2.045(p＞0.05)和-3.159(p＞0.05)，说明在控制条件不变的情况下，私营企业主、管理人员、技术人员和文秘人员的社会距离分别比蓝领工人低5.170分、5.359分、2.045分和3.159分。尽管在总体上，职业地位的提高可以减少社会距离，但其中只有管理人员的回归系数达到统计上的显著水平，这表明职业地位的提高并不能消减城市新移民的社会距离，即地位的提高并不能显著改善群体关系，还需要看其职业的具体性质，例如管理工作可能会降低社会距离，其他性质的工作则无显著影响效果。值得注意的是，在表 3中逐步引入理性交往变量时(模型3)，管理工作的效应未能达到显著水平(b=-4.562，p＞0.05)。这表明平等交往假设中制度支持部分得到证实，而职业地位未能得到证实。

从表 2中的模型3可以看出，理性交往变量的混合影响作用，其中工作关系和邻里关系的回归系数分别为-1.222(p＜0.05)和-0.875(p＞0.05)，前者的影响达到统计上的显著水平，说明在控制条件不变的情况下，工作关系有利于群体关系改善，而邻里关系的影响不显著，这一结果表明部分理性交往假设得到证实。然而，从表 3中的模型3可以看出，在平等交往前提下理性交往变量的独立影响作用，其中工作关系和邻里关系的回归系数分别为-0.473(p＞0.05)和-0.589(p＞0.05)，两者均未达到统计上的显著水平，这表明理性交往假设均未得到证实。两个模型的差异表明，不考察平等交往的前提下，工作关系假设得到证实；平等交往前提下，工作关系和邻里关系均未得到证实。

表 2和表 3中的模型4分别反映的是不控制和控制其他交往策略变量情况下实际交往变量的影响作用。在表 2的模型4中，工具支持、情感支持和社交陪伴的回归系数分别为-3.445(p＜0.01)、-0.693(p＞0.05)、-3.401(p＜0.01)，表 3的模型4中工具支持、情感支持和社交陪伴的回归系数分别为-2.832(p＜0.05)、-0.253(p＞0.05)和-3.296(p＜0.01)。两个模型中，情感支持的影响都未达到显著，而工具支持和社交陪伴的影响作用则均达到了显著水平。这表明无论是否控制其他交往策略变量，工具支持和社交陪伴都有助于群体关系的改善。

在已有研究中，交往策略理论的各个假设得到广泛支持，但这些支持性研究大多只进行单因素的验证和分析。本研究在控制变量基础上，采用控制和不控制其他交往策略的分析方式，研究发现如下：

本研究发现，本地户口能有效消减社会距离，居住证的作用则不明显，这表明制度性身份的转换有利于群体关系改善。由于国内底层移民大多无法得到本地户口，也大多不能取得居住证，这两类证明获得对象大多为像中层新移民这样的人才群体，所以许多研究者的分析逻辑直接指向了户籍政策，并提出户籍制度对底层移民社会距离的影响：底层移民虽然工作和生活在城市，但却不能取得城市居民的户籍，不能同等享受城市居民的各种社会福利，因而与城市居民仍存在明显的社会距离(王桂新、武俊奎，2011)，也就是说制度上的同等待遇保障是影响群体关系或社会距离的重要因素。本研究却发现，虽然居住证制度实现了与本地人基本同等待遇的保障(唯一的差别是养老保障)，但其在改善社会距离上的影响作用仍与户籍有显著差异，这表明在制度性保障满足了现实需要之外，城市新移民仍看重制度性身份的获得，这可能是影响外来移民与本地人真正实现平等交往的最重要前提条件。事实上，这一推论也得到职业地位结果的验证。与蓝领工人相比，白领移民(私营企业主、管理人员、技术人员和文秘人员)无论在教育背景，还是在经济收入和职业声望上都更高，但他们与本地人的社会距离却并无显著差异。尽管在不考察其他交往变量的情况下，管理工作或许意味着有本地人成为下属，这能提升从事管理工作外来新移民的心理优越感，减少其自愿性隔离的可能性，进而减少他们与本地人的社会距离。但当加入理性交往变量进入分析后，这一效应就未能达到显著水平了。这一变化表明管理工作带来的优越感可能受到理性交往的影响。对于城市新移民来说，上海的各种职业机会很多，地位的提升和生活的改善是个人努力的结果，而制度性身份的获得则不在个人能力范围之内，毕竟能进入政府或事业单位的新移民相对较少。从中可以看出，城市新移民对制度性身份的渴望，更多来源于社会理性，而不是经济理性，即新移民群体与本地人的关系改善，制度性身份的平等比职业地位平等更为重要。

本研究有意思的发现是，在平等交往的前提下，工作关系的影响不显著；单独考察工作关系时则显著。换言之，群体地位不平等时，人际间的合作能有效改善群体关系；群体地位平等时，人际间的合作则不能有效改善群体关系。前一结果与已有许多研究结果一致(Blanchard, et al., 1975；Aronson & Patnoe，1997；Johnson & Johnson，2000；Slavin，1985；Singer，1948；Stouffer，1949)，这表明这些研究大多是在群体地位不平等的基础上分析群体关系。更进一步来说，前人的这些研究不是理性交往假设的直接证据，而可能是平等交往与理性交往交互作用的结果。此外，在理性交往假设的支持性研究中，实验性情境和生死攸关的战争情境都会让被研究者体验到合作和相互依赖的价值，因而研究者们也能从中得出相互合作与共同目标有利于改善群体关系的结论，但真实的职业情境中，竞争可能成为更突出的问题。这一观点在真实群体冲突理论(Campbell, 1965; Bobo, 1988)，群体冲突的工具性模型(Esses, et al., 2001)，以及社会优势理论(Sidanius & Pratto, 1999)中都有论述。本研究发现，无论是否控制平等交往条件，城市新移民与本地人的邻里关系均未能显著改善群体关系。这一结果间接说明，现实中两群体可能缺乏共同目标和相互合作。在生活场景中，虽然城市新移民与本地人同住一个社区，甚至是楼上楼下的近邻，却有可能形成与周围邻居“合而不融”的状态。事实上，国外也有研究对“邻里效应”进行了批评，认为应从生活方式、日常习惯或文化形态上的差异来分析(Logan & Molotch，1987；Ellis, et al., 2004：620；Sampson, et al., 2002)。如果说群体间的差异逻辑可以较好解释邻里效应，那么却不能很好地解释单纯工作关系的有效性现象。本研究认为，群体间的真实互动关系可能是更直接的影响因素：合作性互动有利于群体关系改善，竞争性互动或缺乏互动则不能达成此目标。

本研究发现，无论群体关系是否平等，社交陪伴和工具支持都能显著改善城市新移民与本地人之间的群体关系，但让人意外的是，作为最深刻交往的情感支持影响作用却并不显著，这表明，实用性交往行为(工具支持和社交陪伴)比情感性交往行为(情感支持)更有利于推动群体关系的改善。这一结果不完全支持Pettigrew(1997)的观点。实际交往假设的理论逻辑是，与外群体成员积极交往的个人经历会有效促进他们对外群体态度的变化，而这一效应是通过打破刻板印象来实现的(Hewstone & Brown, 1986)。尽管后来有人曾在理论上质疑过这一推论(Hewstone，1996；Miller，2002)，本研究为这一质疑提供了部分的实证依据，但也未完全推翻实际性交往假设，这可能与情感性交往经历对刻板印象的挑战远大于实用性交往经历有关。余秋雨曾描述到，“精明、骄傲、会盘算、能说会道、自由散漫、不厚道、排外、瞧不大起领导、缺少政治热情、没有集体观念、对人冷淡、吝啬、自私、赶时髦、浮滑、好标新立异、琐碎、世俗气，如此等等，加在一起，就是外地人心目中的上海人”。正是由于有这样的刻板印象，出于生活的实用性考虑，与本地人一起娱乐、接受本地人的帮助是城市新移民还能接受的，而与本地人进行情感交流，难以被移民个人，也难以被移民群体所理解和接受。常常有这样的情况：讨论起某人如何如何时，一旦有人提醒说某人是上海人，大家也就释然了。上海人没有那些毛病，那还叫上海人吗？不仅如此，外地人还自觉不自觉地与上海人划清界限，尤其是事业比较成功的外地人，生怕你把他当成上海人(雷开春，2009：94)。反之，那些与本地人有过真实情感交流的城市新移民，就比其他人受到认知失调的威胁更大。为了应对这种认知上的挑战，特殊个案是很好的策略选择：他们是本地人中的特例，是“不像上海人的上海人”。这样，新移民既可以保持稳定的刻板印象，同时也能坦然地接受个体经验。这种特例策略，美国社会学家Scott(1990)称之为“公众论述(public discourse)”和“私下论述(private discourse)”的区别(转巫达，2005)，即城市新移民在公开场合与之划清界限，但在私人领域则保持着交往。

长久以来，交往策略一直都被认为是改善族群关系的最佳策略之一，我国也不例外。尽管以上海城市新移民为研究对象的分析结果，在多大程度上能够推论到其他移民群体或族群，有待于更多实证研究的检验，并且对于中层及以上的新移民来说，他们与本地人的群体关系乃至社会融入或许并不会导致严重的社会问题，但这一结果对改善底层新移民与本地人间的群体关系仍具启发意义。首先，本研究的结果提示出，并非所有的交往策略都能显著地达到改善族群关系的目的，因此，深入的交往策略假设实证研究有利于增强社会融合政策的有效性和针对性。其次，从社会融合的视角来看，当前国内学者对农民工社会融入的研究带有明显的同化论分析倾向，即当农民工“变成”迁入地市民就表明了社会融合的完成。在“强调不同种族或社会集团之间享有保持‘差别’的权利”(李明欢，2000)的原则下，促进“移徙者和东道国社会的相互适应”¹，或许才能真正实现社会的和谐与共融。再次，如果说职业地位获得与个人的努力与能力有关，那么，制度性身份则成为外来新移民在获得现实保障之后的另一重要渴望，以社会理性为目的的迁移可能逐渐取代以经济理性为主的迁移，迁入地社会仍需进一步促进制度性身份的平等建设。最后，迁入地政府应更好地促进新移民，尤其是底层外来农民工群体与本地人之间的支持性互动关系，让本地居民真正感受到外来农民工群体已成为实际生活中不可或缺的部分。近两年的民工荒提醒着城市居民，经济动机已不具足够的吸引力，交往中的尊重与实际支持却可能促进他们在特殊时刻照顾雇主的困难。政府也有责任以自身作为榜样，制定平等的政策作为群体间交往的外在约束，还可在形式上多样化地嘉奖优秀农民工，使外来农民工能真实感受到自己被认可和被肯定。

1.联合国秘书长报告.2006.国际移徙与发展.http://www.un.org/chinese/focus/migration/103.htm。