1 引言

面孔識別的本族效應\\(own － race effect\\)是指個體對本族面孔比異族面孔有更好的再認\\(Young，Hugenberg，Bernstein，＆ Sacco，2012\\)。本族效應會影響不同種族人們之間的交往\\(Young et al. ，2012\\)，該領域研究的重要價值已受到諸多領域專家的重視。
大量研究顯示面孔識別的本族效應具有一定的普遍性。例如，Meissner 和 Brigham\\(2001\\)對 39 項研究中近 5000 名被試的元分析顯示，與異族面孔相比被試對本族面孔的再認率更高且虛報率更低。不過也有研究顯示本族效應并非總是穩定出現\\(Walk-er ＆ Hewstone，2006a;Wright，Boyd，＆ Tredoux，2003\\)。同時，已有研究大多涉及到其他種族面孔與白人面孔的比較\\(例如，中國人和白人:王乾東，胡超，傅根躍，2013; Zhang，Zhou，Pu，＆ Hayward，2011; 韓國人和白人: Sangrigoli，Pallier，Argenti，Ventureyra，＆ Schonen，2005; 南亞人和白人:Walker ＆ Hewstone，2006a，2006b\\)。對非白人面孔間的識別是否存在本族效應需進一步驗證。
許多研究者認為影響本族效應穩定性的一個重要因素是被試的異族接觸程度。異族接觸假說\\(contact hypothesis\\) 認為，與異族人接觸越多區分異族面孔的能力就越好\\(Walker ＆ Hewstone，2006a，2008; Chiroro ＆ Valentine，1995; Sangrigoli et al． ，2005\\)。然而，一些研究則沒有發現面孔識別的本族效應\\(Ng ＆ Lindsay，1994; Lindsay，Jack，＆ Chris-tian，1991\\)。
導致接觸假說研究結果不一致的可能原因是這些研究對接觸標準的界定僅局限于接觸的數量\\(Sporer，2001a\\)。例如，一些研究區分接觸程度主要基于種族人口統計中的差異性\\(Horry，Wright，＆Tredoux，2010; Wright et al. ，2003\\) 。另一些研究則以在異族區域生活的時間作為接觸程度的指標\\(Hancock ＆ Ｒhodes，2008;Ｒhodes et al.，2009\\)。然而，普通的接觸可能不足以影響本族效應，但高質量的接觸能夠減弱本族效應\\(Young et al. ，2012\\)。
大量研究者認為高質量的接觸涉及到個體具有卷入異族交往的個性化經驗\\(Bukach，Cottle，Ubiwa，＆Miller，2012;Hancock ＆ Ｒhodes，2008;Zhang etal.，2011\\)，Walke，Silvert，Hewstone 和 Nobre\\(2008\\)發現個性化經驗越豐富，本族效應的幅度就越小。因此，需綜合考察接觸的質和量對本族效應的影響。
本研究選取維族大學生為被試，維族是新疆區域自治的主體民族，已有研究表明面孔識別的本族效應能對跨種族間的交往產生負面影響\\(Sporer，2001b\\)，考察維族人的本族效應對促進新疆的民族團結具有重要意義。同時，本研究采用非白人的維漢面孔。已有研究主要考察跨種族的本族效應，很少涉及同種族內的不同群體，而維漢兩族屬于同種族不同民族。因此，本研究可將本族效應的研究從種族間拓展到種族內不同民族間。
同時本研究將全面考察接觸的質和量對本族效應的影響。有研究發現，對接觸程度的界定是采用客觀標準還是主觀標準，會影響對本族效應研究的結果\\(Sporer，2001a\\)。因此，本研究不僅考慮了被試的主觀報告，也對被試與異族的接觸進行了客觀分類。首先，依據新疆地區維族人口分布的特點和與漢族接觸的模式，選擇了與漢族接觸數量不同的三類被試:民考民\\(出生并生活在維族聚居區，從小接受本民族文化教育，與漢族接觸較少\\)、雙語\\(出生并生活在民族混居區，從小接受維漢雙語教育，與漢族接觸中等\\)和民考漢\\(出生并生活在民族混居區，從小接受漢文化教育，與漢族接觸較多\\)維族大學生。采用典型的“學習 － 再認”范式\\(Meissner ＆Brigham，2001\\) 考察他們對面孔的再認能力。隨后讓其填寫社會接觸量表和個性化經驗量表\\(Walker＆ Hewstone，2006a\\)，以進一步在主觀報告層面考察接觸的質和量對本族效應的影響及其相對優勢。
Chiroro，Tredoux，Ｒadaelli 和 Meissner \\( 2008 \\) 讓南非白人和黑人再認南非人\\(黑人和白人\\)和美國人\\(黑人和白人\\)的面孔，發現被試再認本國同種族面孔優于美國同種族面孔，表明相同種族不同群體間也存在本族效應。新疆的維漢兩族文化異質性強，群族界限清晰，尤其是維族有著明顯的文化特征，因此我們預測維族大學生可能在識別維漢面孔時會表現出本族效應。大量研究顯示，接觸數量能夠影響本族效應\\(Chiroro et al. ，2008; Horry et al. ，2010\\)，接觸的質量也能影響本族效應\\(Lebrecht，Pierce，Tarr，＆ Tanaka，2009; Zhang et al. ，2011\\) ，并且接觸的質 量 是 預 測 本 族 效 應 的 決 定 因 素\\(Bukach et al.，2012\\)。因此，本研究預測隨著接觸數量的增加，本族效應會減弱;自我報告的接觸數量和個性化經驗將與本族效應的幅度均呈負相關;且個性化經驗比接觸數量更能預測本族效應的幅度。

2 研究方法

2. 1 被試

選取新疆沙雅民考民 34 名\\(男 16，女 18\\)、烏魯木齊雙語 32 名\\(男 19，女 13\\)和民考漢 33 名\\(男22，女 11\\)，共 99 名維族大學生\\(M = 20. 63 歲，SD= 6. 83\\)。

2. 2 材料

用 PhotoShop7. 0 軟件統一處理維漢大學生免冠照片，保留眼、鼻、口、面頰等特征，達到對比度、明暗度等一致，像素為 346 × 360。由 8 名本科生\\(維漢各半\\)挑出中性情緒面孔，取所有評分者意見相同的面孔，由另外 16 名本科生\\(男女各半，維漢各半\\)對面孔的愉悅度和喚醒度進行 1 ～ 7 級評分。挑選出愉悅度在 3 ～5 分之間，喚醒度 ＜3 分的面孔。因有研究發現相對于男性面孔，人們對女性面孔的再認能力更穩定\\(Jenny，2007\\)，故本研究選取女性面孔\\(共 40 張，維漢各 20 張\\)作為實驗材料。

2. 3 程序

實驗在安靜的環境中進行，圖片呈現在 14 寸筆記本電腦屏幕中央，屏幕背景為黑色，被試眼睛距計算機屏幕約 30 厘米，與圖片約成 10°角。正式實驗包括學習和再認兩個階段。學習階段，首先呈現指導語，要求被試仔細記住出現的面孔，被試理解指導語后按任意鍵，屏幕中間呈現“+ ”注視點 1000 毫秒，接著連續隨機呈現 20 張\\(維漢各 10 張\\)面孔，每張呈現 2 秒，面孔間隔空屏 1000 毫秒。面孔全部呈現后，提示被試再學習一次。隨后休息一分鐘進入再認階段。在此階段，要求被試迅速且正確的判斷呈現的面孔是否在學習階段出現過，“是”按“F”鍵，“否”按“J”鍵\\(一半被試按鍵相反\\)。被試按鍵后面孔即消失，如果被試不按鍵，則面孔在 5 秒后消失，顯示空屏 1000 毫秒，繼而再呈現下一張，直到實驗結束。再認階段共 40 張圖片，包括學習階段的 20張面孔，同時還包括新的維漢面孔各 10 張。完成實驗后，被試填寫社會接觸量表和個性化經驗量表\\(Walker ＆ Hewstone，2006a\\)。在其研究中，他們報告的量表效度分別為 . 6 和 . 92。

3 結果

已有研究對面孔識別本族效應的分析體現在再認 正 確 率 \\( Byatt ＆ Ｒhodes，1998; Hancock ＆Ｒhodes，2008\\)、擊 中 率 \\( Walker ＆ Hewstone，2006a\\)、虛報率\\(Meissner ＆ Brigham，2001; Zhang etal.，2011\\)、鑒別力 d’\\(Z擊中－ Z虛報\\)\\(Walker ＆ Hew-stone，2008;Zhang et al.，2011\\)和判斷標準 C\\( － \\(Z擊中+ Z虛報\\)/2\\)\\(Horry et al. ，2010; Ｒhodes et al. ，2009\\)等幾個指標上。在本研究中將綜合考慮以上指標。被試對維漢面孔在各項指標上的判斷見表1，以維漢面孔為組內變量，被試類別為組間變量，對被試在各項指標上進行的重復測量方差分析結果見表 2。
3. 1 維漢面孔的正確再認

再認正確率:在該指標上面孔類型與被試類別交互作用顯著\\(見表 2\\)，故進行簡單效應分析。對面孔類型在被試類別上進行簡單效應分析。結果顯示，民考民和雙語被試對維面孔的再認正確率顯著高于漢面孔\\(民考民:F \\(1，33\\) = 13. 10，p ＜. 001，η2= . 12; 雙語: F \\( 1，31 \\) = 21. 17，p ＜. 001，η2= . 20\\) ，民考漢被試對維漢面孔的再認正確率差異不顯著，F \\(1，32\\) = . 26，p = . 61。對被試類別在維漢面孔上進行簡單效應分析。結果顯示，不同類別被試對維面孔的再認正確率差異顯著，F\\(2，96\\) = 8. 36，p ＜ . 001，η2= . 15，民考民和民考漢被試對維面孔的再認正確率差異不顯著，但均顯著低于雙語被試，不同類別被試對漢面孔的再認正確率差異顯著，F\\(2，96\\) = 6. 88，p ＜ . 01，η2=. 13，雙語和民考漢被試對漢面孔的再認正確率差異不顯著，且均高于民考民被試。

3. 2 維漢面孔擊中率與虛報率的比較

擊中率:在該指標上僅有面孔類型主效應顯著\\(見表 2\\)，因此對維漢面孔的擊中率在被試類別上進行方差分析。結果顯示民考民和雙語被試對維面孔的擊中率顯著高于漢面孔\\(民考民:F \\(1，33\\) =4. 21，p ＜ . 05，η2= . 11; 雙語: F \\(1，31\\) =18. 98，p ＜ . 001，η2= . 38\\)，而民考漢被試對維漢面孔判斷差異不顯著，F \\(1，32\\) = 1. 25，p = . 32。
虛報率:在該指標上被試類別與面孔類型交互作用顯著\\(見表 2\\)，因此對被試類別在維漢面孔上進行簡單效應分析。結果顯示不同類型的被試對維面孔的虛報率差異顯著，F \\(2，96\\) = 4. 49，p ＜. 05，η2= . 09，民考民和民考漢被試對維面孔的虛報率差異不顯著，但均顯著高于雙語被試。不同類型的被試對漢面孔的虛報率差異顯著，F \\(2，96\\) =7. 81，p ＜ . 01，η2= . 14。雙語和民考漢被試對漢面孔的虛報率差異不顯著，但均顯著低于民考民被試。

3. 3 維漢面孔鑒別力的比較

在鑒別力上被試類別與面孔類型交互作用顯著\\(見表 2\\)，因此進行簡單效應分析。對被試類別在維漢面孔上進行簡單效應分析。結果顯示不同類型的被試對維面孔的鑒別力差異顯著，F \\(2，96\\) =11. 21，p ＜ . 001，η2= . 19。雙語、民考漢和民考民被試對維面孔的鑒別力依次降低。不同類型的被試對漢面孔的鑒別力差異顯著，F \\(2，96\\) = 8. 22，p ＜ . 001，η2= . 15。雙語和民考漢被試對漢面孔的鑒別力差異不顯著，且均顯著好于民考民被試。
對面孔類型在被試類別上進行簡單效應分析。結果顯示民考民和雙語被試對維面孔的鑒別力顯著高于漢面孔\\(民考民:F \\(1，33\\) = 6. 35，p ＜ . 05，η2=. 20;雙語:F \\(1，31\\) = 24. 99，p ＜ . 001，η2=. 39\\)，民考漢被試鑒別維漢面孔差異不顯著，F \\(1，32\\)= . 01，p = . 93。

3. 4 維漢面孔判斷標準的比較

在判斷標準上僅有面孔類型主效應顯著\\(見表2\\)，因此對維漢面孔的判斷標準在被試類別上進行方差分析。結果顯示民考民和雙語被試對維面孔的判斷標準比對漢面孔更保守\\(民考民:F \\(1，33\\) =1. 25，p ＜ . 05，η2= . 08;雙語:F \\(1，31\\) = 5. 91，p ＜ . 05，η2= . 16\\)，民考漢被試對維漢面孔判斷差異不顯著，F \\(1，32\\) = . 28，p = . 60。

3. 5 不同類型被試本族效應幅度的比較

Hancock 和 Ｒhodes\\(2008\\) 認為將本族和異族面孔的再認正確率的差值作為本族效應的幅度能夠控制被試的個體差異，因此本研究也分析了該指標。民考民、雙語和民考漢被試的平均本族效應幅度分別為 8. 48% \\( SD = 13. 32%\\)、11. 09% \\( SD =12. 99% \\) 和 . 74% \\( SD = 13. 88% \\) 。以被試類別為組間變量對本族效應幅度進行的方差分析顯示，不同類型被試的本族效應幅度差異顯著，F \\(1，96\\) =25. 22，p ＜ . 01，η2= . 10，民考民和雙語被試的本族效應幅度差異不顯著，且均顯著高于民考漢被試。

3. 6 自我報告的接觸量和個性化經驗與本族效應幅度之間的關系

被試自我報告的接觸量和個性化經驗的平均得分分別為 3. 00\\(SD = 1. 44\\)和 2. 63\\(SD = 1. 51\\)。將其分別與本族效應的幅度進行回歸分析，發現接觸量\\(F \\(1，97\\) = 6. 20，p ＜ . 05，β = －. 24\\)和個性化經驗\\(F \\(1，97\\) = 22. 58，p ＜ . 001，β =－ . 435\\) 對本族效應幅度的回歸系數均顯著。

3. 7 自我報告的接觸量與個性化經驗對本族效應幅度影響的相對優勢

分析相對優勢分析\\(李超平，時勘，2003\\)結果顯示，個性化經驗比接觸量更能影響本族效應的幅度\\(見表 3\\)。
4 討論

與前研究結果類似，本研究顯示，相對于漢面孔，全體維族大學生對維面孔的再認正確率更高\\(Hancock ＆ Ｒhodes，2008\\)，擊中率更高\\(Walker ＆Hewstone，2006a\\)，鑒別力更好\\(Walker ＆ Hewstone，2008; Zhang et al. ，2011\\)，判斷標準更保守\\( Horryet al.，2010\\)，表明維族大學生在再認同種族不同民族的維漢面孔時表現出了本族效應。諸多前研究發現面孔識別的本族效應具有跨文化的一致性\\(Mei-ssner ＆ Brigham，2001;Ｒhodes et al.，2009;Walker＆ Hewstone，2008\\)，但多涉及到其他種族面孔與白人面孔的比較。本研究的發現使面孔識別的種族效應延伸到了民族效應，進一步支持了本族效應具有跨文化一致性的觀點。
本研究顯示，與雙語和民考漢相比，民考民大學生對漢面孔的正確率最低且虛報率最高;同時，民考民和雙語大學生對本族面孔的正確率和鑒別力均顯著高于漢面孔，但民考漢大學生對維漢面孔在這兩項指標上無顯著差異。對面孔更低的正確率和更高的虛報率意味著更低的面孔識別能力\\(Horry et al. ，2010\\)。因此，這些結果表明，中低接觸的維族本族偏好顯著，而高接觸的維族則未表現出本族偏好。
前研究也表明與異族頻繁的接觸會提高對異族面孔的再 認 能 力 \\( Chiroro et al. ，2008; Meissner ＆Brigham，2001;Sangrigoli et al.，2005;Wright etal. ，2003\\) 。同時回歸分析發現，自我報告的接觸量對本族效應幅度的回歸系數顯著且為負值，也表明隨著接觸量的增加本族效應的幅度減少，進一步支持了接觸假說\\(Hancock ＆ Ｒhodes，2008; Ｒhodes etal. ，2009\\) 。
本研究通過回歸分析發現，個性化經驗對本族效應幅度的回歸系數顯著且為負值，表明隨著個性化經驗的增加，接觸的質量提升，本族效應的幅度會減少，與前研究結果一致。Lebrecht 等\\(2009\\)讓白人進行辨認 黑 人 面 孔 個 性 化 特 征 的 訓 練 以 及Bukach 等\\(2012\\) 測量黑人和白人的個性化經驗水平，均發現隨著個性化經驗的增加，對異族面孔的再認能力會提高。增加與外族人的交往可以加強人們對外族成員個性化特征的注意減少刻板印象，從而增強記憶效果減少本族效應\\(Lebrecht et al. ，2009;Zhang et al.，2011\\)。
本研究發現，個性化經驗比接觸量更能影響本族效應幅度。研究中自我報告的接觸量對本族效應幅度的貢獻僅為 6%。已有文獻發現接觸量并非總是能夠降低本族效應\\(Hancock ＆ Ｒhodes，2008;Young et al.，2012\\)。Meissner 和 Brigham\\(2001\\)發現自我報告的異族接觸程度對本族效應的影響微弱\\(2%\\)，Ng 和 Lindsay\\(1994\\)發現群際接觸量對人口居于少數的種族減少本族效應起不到作用。Walker和 Hewstone\\(2006a\\)指出，如果在群際接觸中并不需要個體特別注意和編碼異族面孔，那么個體可能不會將這種與異族的普通社會接觸轉化為臉部識別的經驗降低本族效應，但是與異族的高質量接觸\\(例如，充分的個體化經驗\\)則能夠減少本族效應\\(Walk-er et al. ，2008; Young et al. ，2012\\) 。
雖然本研究也證明了增加接觸的質和量都能在一定程度上減少本族效應，但是接觸量和質對本族效應幅度的解釋僅達到 29. 5%，表明接觸并非影響本族效應的唯一因素。對異族的態度\\(Meissner ＆Brigham，2001 \\) 、交往動機 \\( Young ＆ Hugenberg，2012\\) 都可能影響本族效應。例如，本研究發現中等接觸的\\(雙語\\)被試對面孔的再認成績超過了高接觸\\(民考漢\\)被試，其再認本族面孔的正確率顯著高于民考民和民考漢，再認漢面孔的正確率與民考漢一致。原因很可能是在雙語教育的接觸模式下維族強烈感覺到了文化異質性，并表現出清晰的族群界限。本實驗中的民考民被試生活在維族聚居區，很少接觸異族群體，因此識別不同民族面孔對他們的生活意義不大，而雙語被試生活在民族混居區，為了維持民族間的正常交往，具備識別不同民族面孔的能力是他們的必備技巧，為了避免由民族風俗和文化習慣導致的人際障礙，他們對本族和異族面孔的敏感性都會更高。民考漢被試在各指標上對維漢面孔的反應一致，說明可能在民考漢教育模式中與主流文化更深入地接觸使他們消除了對外群體的刻板印象，打破了民族歸類效應同等對待維漢面孔\\(San-grigoli et al.，2005;Walker ＆ Hewstone，2006b，2008\\) 。因此，對面孔識別的本族效應，需在后續研究中綜合考慮多種因素\\(Young et al. ，2012\\)。

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