建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響

摘 要 文化自信是完成“我—我們—文化大我”自我過(guò)程中重要的心理構(gòu)念，其建構(gòu)會(huì)受到表征文化事物抽象水平的影響。研究分別采用問(wèn)卷法和實(shí)驗(yàn)法，探究文化建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響。研究發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平對(duì)文化自信具有提升作用，該提升作用僅體現(xiàn)在文化自信的文化認(rèn)知和行為層面。建構(gòu)水平越高的個(gè)體對(duì)文化信息的評(píng)價(jià)越抽象，更注重文化信息所包含的意義和價(jià)值，其文化自信水平也更高。建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響需要以文化內(nèi)容作為橋梁才能凸顯，即建構(gòu)水平對(duì)文化自信的提升作用具有文化領(lǐng)域性。

關(guān)鍵詞 文化自信 建構(gòu)水平 文化建構(gòu)水平

1 問(wèn)題提出

文化自信是伴隨我國(guó)現(xiàn)代化征程和民族復(fù)興出現(xiàn)的命題。多元文化符號(hào)、生活方式及思想（Jensenet al.， 2011; Salvatore et al.， 2021），鼓勵(lì)個(gè)體在多文化環(huán)境中認(rèn)識(shí)、選擇和評(píng)價(jià)文化，構(gòu)建文化自信、應(yīng)對(duì)心理威脅（畢重增等，2022; Chiu et al.， 2013;Markus amp; Kitayama， 2010）。個(gè)體與文化的聯(lián)系愈緊密，愈有助于更好地適應(yīng)環(huán)境變化。從心理內(nèi)容來(lái)看，文化自信是個(gè)體在對(duì)文化高度認(rèn)同基礎(chǔ)上形成的對(duì)自身文化價(jià)值的認(rèn)可和肯定以及個(gè)體對(duì)自身文化生命力的自豪感和堅(jiān)定信念（劉林濤，2016; 周婷，畢重增，2020；2023），主要包含文化認(rèn)知、文化情感與行為承諾三種成分。文化認(rèn)同是文化自信認(rèn)知層面的體現(xiàn)，是個(gè)體自覺(jué)投入并歸屬于某一文化群體（Oetting amp; Beauvais， 1991），完成文化“大我”身份認(rèn)同的程度（Markus amp; Kitayama， 2010）。文化自豪是文化自信的情感因素，是個(gè)體在文化實(shí)踐過(guò)程中產(chǎn)生的群體性情緒體驗(yàn)（如驕傲、自豪、滿意感等）（周婷，畢重增，2020；2023）。文化自信的行為承諾則是指?jìng)€(gè)體以提升文化自信為目標(biāo)，愿意繼承、傳播和保護(hù)文化并為此做出努力的程度。認(rèn)知、情感和行為三者共同構(gòu)成文化自信（陳詠媛， 韋慶旺， 2020; 周婷，畢重增，2020；2023），成為個(gè)體解決文化適應(yīng)問(wèn)題的底層邏輯（Ikeda etal.， 2016）。文化自信的形成依賴(lài)個(gè)體對(duì)文化信息的接受和理解，由于文化本身具有層次性（謝天，2015），某些文化元素（如態(tài)度、信念、價(jià)值觀等）被人們認(rèn)為是核心的、穩(wěn)定的和共識(shí)的，作為公眾表征存在于個(gè)體的頭腦之中，需要以抽象思維方式進(jìn)行認(rèn)知和表達(dá)。而文化中另一些元素（如語(yǔ)言、規(guī)范、制度等）則更突出其實(shí)用性，是文化的外部載體，容易隨情境的改變而更新（豐怡等，2013），需要以具體的思維模式進(jìn)行理解。因此，個(gè)體在認(rèn)知和體驗(yàn)文化過(guò)程中的每一個(gè)環(huán)節(jié)均會(huì)受到個(gè)體建構(gòu)水平的影響，形成文化自信的個(gè)體與群體間差異。

建構(gòu)水平是指人們對(duì)事物或事件信息表征的抽象水平。高建構(gòu)水平傾向于應(yīng)用相對(duì)廣泛、包容、一般的心理表征，關(guān)注事物中心和不變的特征，但容易忽略一些細(xì)節(jié)；而低建構(gòu)水平涉及相對(duì)具體、依賴(lài)情境的心理表征（Trope amp; Liberman， 2003）。高層次建構(gòu)水平的心理表征除了呈現(xiàn)核心特征外，通常還會(huì)包含有關(guān)刺激的價(jià)值以及與其他刺激的關(guān)系等附加信息。例如，“春節(jié)”既表達(dá)了“傳統(tǒng)習(xí)俗”，又蘊(yùn)含了“闔家團(tuán)圓”。根據(jù)建構(gòu)水平理論，思維抽象性與心理距離感密切相關(guān)。隨著心理距離感知的增加，人們選擇使用更抽象的方式來(lái)表征客體（Ledgerwood et al.， 2015; Wiesenfeld et al.， 2017）。有關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)時(shí)間和空間上距離比較遙遠(yuǎn)的事件或事物評(píng)價(jià)更加積極，認(rèn)為其發(fā)生的可能性也更高（Trope amp; Liberman， 2010）。

從文化內(nèi)容表達(dá)來(lái)看，文化自信重視文化概念的價(jià)值體現(xiàn)及文化符號(hào)背后的意義歸屬。根據(jù)建構(gòu)水平的契合效應(yīng)（Park et al.， 2020），人們?cè)谡J(rèn)識(shí)和表達(dá)文化元素，完成文化意義構(gòu)建時(shí)更傾向于采用抽象的思維模式。這種高建構(gòu)水平的意義聚焦傾向也更易于建構(gòu)文化自信。從文化與個(gè)體的關(guān)系來(lái)看，文化由抽象的觀念、價(jià)值觀和對(duì)世界的看法組成（Oyserman， 2017; Salvatore et al.， 2021）。文化經(jīng)驗(yàn)會(huì)超越當(dāng)前情境，將個(gè)體的過(guò)去、現(xiàn)在與未來(lái)連接起來(lái)（Markus amp; Kitayama， 2010），從而促使人們以更加抽象、整體的思維看待文化信息，建構(gòu)積極的意義。例如，當(dāng)評(píng)價(jià)中華文化時(shí)，人們經(jīng)常脫口而出“博大精深”、“源遠(yuǎn)流長(zhǎng)”。從人格特質(zhì)而言，高建構(gòu)個(gè)體的認(rèn)知靈活性更強(qiáng)，可以實(shí)現(xiàn)建構(gòu)水平由高到低的自由切換（Liberman amp; Trope， 2008）。對(duì)于文化中的具體元素，個(gè)體可以利用低建構(gòu)水平進(jìn)行識(shí)別與學(xué)習(xí)，同時(shí)在抽象層面上提取、整合或重構(gòu)其文化內(nèi)涵，更全面地認(rèn)識(shí)和理解文化概念。此外，無(wú)論是抽象的風(fēng)俗習(xí)慣，價(jià)值觀或信仰，還是具體的文化行為、語(yǔ)言或制度，均可因其對(duì)個(gè)人、群體和社會(huì)的意義而在高建構(gòu)水平上成為文化自信的內(nèi)容對(duì)象，這凸顯了高文化建構(gòu)水平在文化自信形成過(guò)程中的必要性（Tse et al.， 2020）。

綜上，從建構(gòu)水平與文化自信的關(guān)系來(lái)看，高建構(gòu)水平幫助文化主體更加抽象地看待文化信息，聚焦文化意義，是形成和發(fā)展文化自信所不可缺少的。因此，研究通過(guò)行為識(shí)別量表和文化自信問(wèn)卷探究個(gè)體建構(gòu)水平與文化自信間的相關(guān)（ 研究1）；通過(guò)實(shí)驗(yàn)法探究建構(gòu)水平對(duì)個(gè)體文化自信的影響（ 研究2a 和2b）。

2 研究1 建構(gòu)水平與文化自信的關(guān)系

2.1 研究對(duì)象

由于尚無(wú)直接研究探討建構(gòu)水平與文化自信的關(guān)系，故參照建構(gòu)水平相關(guān)研究，以中等效應(yīng)量取樣（Napier et al.， 2018）。運(yùn)用G*Power 測(cè)算， 設(shè)定效應(yīng)量為d = .3，顯著性水平α = .05，統(tǒng)計(jì)效力power = .95，求得所需樣本量134 人。實(shí)際招募有效參與者415 人，其中女性269 人，男性146 人，平均年齡21.77 歲（SD = 4.64 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 建構(gòu)水平

采用行為識(shí)別量表測(cè)量個(gè)體的一般建構(gòu)水平（Vallacher amp; Wegner， 1989）。該量表由25 項(xiàng)有關(guān)日常行為的雙解釋迫選題組成，如打字可描述為“敲鍵盤(pán)”或“表達(dá)想法”，回答者勾選的抽象描述越多，說(shuō)明其建構(gòu)水平越高。本研究中該量表的克隆巴赫α 系數(shù)為 .80。

2.2.2 文化自信

改編黃薇和畢重增（2021）的文化認(rèn)同感問(wèn)卷（如“我很愿意花時(shí)間去學(xué)習(xí)中華文化，如它的歷史、傳統(tǒng)和習(xí)俗”）以及周婷和畢重增（2020）的文化自信問(wèn)卷（如“我對(duì)中華文化總體上是滿意的”）測(cè)量個(gè)體的文化自信。改編后問(wèn)卷共16 道題目，包括文化自豪、文化行為承諾及文化認(rèn)同三個(gè)維度，采用1（非常不同意）到7（非常同意）計(jì)分，總均分越高，表示文化自信水平越高。本研究中文化自信問(wèn)卷的克隆巴赫α 系數(shù)為 .88，各維度的α系數(shù)分別為 .84，.80 和 .75。

2.3 結(jié)果與討論

對(duì)建構(gòu)水平、文化自信及各維度進(jìn)行相關(guān)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平與文化自信顯著正相關(guān)，與文化認(rèn)同和文化行為承諾均顯著正相關(guān)，與文化自豪的相關(guān)不顯著，如表1。

以建構(gòu)水平為自變量，文化自信及各維度為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平正向預(yù)測(cè)文化自信（R2 = .01， β = .11， t = 2.29， p lt; .05）。對(duì)文化自信各維度進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平正向預(yù)測(cè)文化認(rèn)同（R2 = .01， β = .10， t = 2.07， p lt; .05）和文化行為承諾（R2 = .02， β = .12， t = 2.52， p lt; .05），對(duì)文化自豪的預(yù)測(cè)作用不顯著，p gt; .05。高建構(gòu)水平促進(jìn)個(gè)體的關(guān)系加工（Oakes， 2001; Tse et al.，2020），強(qiáng)調(diào)自我與文化的相似性（陳詠媛， 韋慶旺，2020），因此高建構(gòu)水平個(gè)體對(duì)文化的態(tài)度和評(píng)價(jià)更積極，但這種積極作用只體現(xiàn)在文化自信的認(rèn)知和行為層面，在文化自豪維度上并不顯著。

研究1發(fā)現(xiàn)建構(gòu)水平與文化自信呈正相關(guān)關(guān)系，研究2 進(jìn)一步操縱個(gè)體的建構(gòu)水平，探討建構(gòu)水平與文化自信之間的因果關(guān)系。

3 研究2a 建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響

3.1 研究對(duì)象

參照Napier 等人（2018）有關(guān)建構(gòu)水平與社會(huì)群體差異的遺傳歸因研究以及McCrea 等人（2012）在探討建構(gòu)水平與刻板印象的研究中實(shí)驗(yàn)效應(yīng)量的設(shè)定。實(shí)驗(yàn)2a 和2b 采用中等水平效應(yīng)量對(duì)所需被試量進(jìn)行估算。設(shè)定效應(yīng)量為d = .5，顯著性水平α = .05，統(tǒng)計(jì)效力power = .80，運(yùn)用G*Power 求得所需樣本量128 人。實(shí)際招募參與者128 人，女性84 人，男性39 人，5 人未報(bào)告性別，平均年齡22.62 歲（SD = 3.57 歲）。

3.2 研究工具

3.2.1 建構(gòu)水平

采用Freitas 等（2004）的Why-How 范式，通過(guò)設(shè)置參與者的回答來(lái)操縱表征的抽象水平，如對(duì)于“維持和促進(jìn)健康”，高建構(gòu)水平條件下的參與者就“為什么要維持和促進(jìn)健康”說(shuō)三條理由，下一條依次是上一條的理由；低建構(gòu)水平條件就“如何維持和促進(jìn)健康”說(shuō)三條措施，下一條依次是上一條的具體措施。操縱檢驗(yàn)參考Fujita 等（2006）的方法，由兩名心理學(xué)專(zhuān)業(yè)學(xué)生對(duì)研究對(duì)象的回答進(jìn)行評(píng)分，得分從-3 到3，評(píng)分越高，說(shuō)明其建構(gòu)水平越高。本研究中兩位評(píng)分者組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC為 .97（p lt; .05）。

3.2.2 文化自信

文化自信（α = .94）的測(cè)量同研究1。

3.3 研究程序

將參與者隨機(jī)分配，高、低建構(gòu)水平組均為64人。參與者依次完成Why-How范式和文化自信問(wèn)卷，并填寫(xiě)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.4 結(jié)果與討論

操縱有效性檢驗(yàn)表明，建構(gòu)水平高（M = 2.70，SD = .52）、低（M = -2.75，SD = .58）組的得分差異顯著，t （126） = 56.23，p lt; .05，d = 9.89，說(shuō)明建構(gòu)水平的操縱有效。

對(duì)兩個(gè)組別的文化自信進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)，結(jié)果表明，個(gè)體的文化自信得分在建構(gòu)水平高（M= 6.25，SD = .71）、低（M = 6.23， SD = .57）組上無(wú)顯著差異，t （126） = .14，p gt; .05；文化自信各維度在建構(gòu)水平上也均無(wú)顯著差異，ps gt; .29。

研究2a 結(jié)果表明，建構(gòu)水平對(duì)文化自信無(wú)直接的影響，問(wèn)卷測(cè)量發(fā)現(xiàn)的二者之間的關(guān)系可能不是由建構(gòu)水平狀態(tài)變化實(shí)現(xiàn)的。McCrea 等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平需要情景線索才能產(chǎn)生特定的社會(huì)分類(lèi)和刻板印象。因此，本研究中建構(gòu)水平的操縱對(duì)文化自信未顯示出影響可能是因?yàn)槿狈ο鄳?yīng)文化符號(hào)分類(lèi)線索，基于文化無(wú)關(guān)任務(wù)的啟動(dòng)并不能讓個(gè)體形成對(duì)應(yīng)水平的文化加工和認(rèn)識(shí)改變。由此，在研究2b 中，我們將文化因素與建構(gòu)水平概念相結(jié)合，探討文化建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響。

4 研究2b 文化建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響

4.1 研究對(duì)象

運(yùn)用G*Power 測(cè)算，設(shè)定效應(yīng)量為d = .5（同研究2a），顯著性水平α = .05，統(tǒng)計(jì)效力power =.80，求得所需樣本量128 人。實(shí)際招募參與者169 人，其中女性123 人，男性46 人，平均年齡22.82 歲（SD= 5.90 歲）。

4.2 研究工具

4.2.1 文化自信

文化自信（α = .89）的問(wèn)卷測(cè)量同研究1。

4.2.2 文化建構(gòu)水平

將文化信息與Why-How 范式（Freitas et al.，2004）相結(jié)合，要求參與者回答文化相關(guān)問(wèn)題來(lái)操縱個(gè)體表征的抽象水平。首先要求所有參與者均列舉一個(gè)中華文化的代表節(jié)日，然后兩組研究對(duì)象分別回答“為什么所列舉節(jié)日具有中華文化的代表性”（高文化建構(gòu)水平）或“如何度過(guò)該節(jié)日”（低文化建構(gòu)水平），其操縱檢驗(yàn)的方法同研究2a。本研究中兩位評(píng)分者組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC 為 .96（p lt;.05）。另外，在研究結(jié)束前提問(wèn)參與者完成研究的想法，作為輔助的文化建構(gòu)水平操縱檢驗(yàn)。

4.3 研究程序

將169 位參與者隨機(jī)分配，高文化建構(gòu)水平組86 人，低文化建構(gòu)水平組83 人。參與者依次完成有文化線索的Why-How 范式和文化自信問(wèn)卷，并填寫(xiě)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.4 結(jié)果

操縱有效性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，文化建構(gòu)水平高（M= 2.45，SD = .40）、低（M = -2.89，SD = .48）組的得分差異顯著，t （126） = -78.36，p lt; .001，d = .99，表明文化建構(gòu)水平的操縱有效。對(duì)文化建構(gòu)輔助操縱內(nèi)容進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，高建構(gòu)水平情境收到32 條回答中關(guān)于問(wèn)卷設(shè)計(jì)有13 條，關(guān)于文化討論有14 條，如“傳承文化每個(gè)人都有義務(wù)”等；低建構(gòu)水平條件收到28 條回答中關(guān)于問(wèn)卷設(shè)計(jì)的有21 條，關(guān)于文化認(rèn)知僅5 條，如“關(guān)注中華文化是必要的”。高建構(gòu)水平條件個(gè)體對(duì)文化產(chǎn)生更多的關(guān)注和思考（χ 2= 38.26，df = 2，p lt; .001）。此結(jié)果也為文化建構(gòu)水平操縱主要喚起的是認(rèn)知相關(guān)反應(yīng)提供了證據(jù)。

對(duì)文化建構(gòu)水平高、低組的文化自信進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高建構(gòu)水平組（M = 6.26，SD = .48）文化自信得分顯著高于低建構(gòu)水平組（M= 6.11，SD = .52），t （167） = 2.00，p lt; .05，d = .32，文化建構(gòu)水平越高，個(gè)體的文化自信越強(qiáng)。文化自信各維度分析發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平高、低組文化認(rèn)同（t （167） = 1.99，p lt; .05，d = .31）和文化行為承諾（t （167） = 2.29，p lt; .05，d = .36）得分均存在顯著差異，但在情感維度差異不顯著。

4.5 討論

研究2a 和2b 的結(jié)果表明，在探究建構(gòu)水平對(duì)個(gè)體文化自信的影響時(shí)，需要文化線索的參與和激活，高文化建構(gòu)水平比低文化建構(gòu)水平喚起更高的文化自信。具體而言，建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響可能是在特定文化領(lǐng)域產(chǎn)生的結(jié)果。建構(gòu)水平具有靈活性、適應(yīng)性和非情境特定性，會(huì)隨時(shí)間距離、認(rèn)知目標(biāo)等情境線索的不同發(fā)生改變（Jiga-Boy etal.， 2013; Wiesenfeld et al.， 2017），文化線索的出現(xiàn)，將個(gè)體的注意聚焦于文化主題，從而避免因情境線索不明確導(dǎo)致建構(gòu)水平對(duì)個(gè)體文化自信的效用減弱（Todd et al.， 2021）。同時(shí)，高文化建構(gòu)水平狀態(tài)的個(gè)體在思考“為什么某一節(jié)日具有文化代表性”的過(guò)程中，強(qiáng)調(diào)了解釋對(duì)象的意義編碼（Tse et al.，2020），加深了對(duì)文化內(nèi)涵和價(jià)值的關(guān)注和思考（黃俊等， 2016），更有可能對(duì)文化產(chǎn)生積極的認(rèn)同和評(píng)價(jià)。

研究2 的兩個(gè)實(shí)驗(yàn)對(duì)建構(gòu)水平采用了相同的Why-How 操縱方式，但其結(jié)果有差異，因而進(jìn)行綜合分析有助于確定這種操縱范式對(duì)文化自信的影響是否具有脫離文化線索的一般性。接下來(lái)將采用研究?jī)?nèi)元分析法對(duì)跨實(shí)驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行綜合分析以回答此問(wèn)題。

5 綜合分析

5.1 研究方法

借鑒Chaimani 等（2014）和Goh 等（2016）的做法，采用Stata 17.0 軟件，納入建構(gòu)水平對(duì)文化自信影響的效應(yīng)量Cohen' s d 進(jìn)行mini 元分析，以檢驗(yàn)狀態(tài)建構(gòu)水平對(duì)文化自信影響的一致性。

5.2 結(jié)果與分析

首先對(duì)模型進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。將研究2a 和2b中高、低建構(gòu)水平組的被試量、文化自信得分均值與標(biāo)準(zhǔn)差納入元分析。Q 值分別為1.31， .51，2.86 和.24（p gt; .05），I 2 均未超過(guò)75%（張亞利等，2019）。表明同質(zhì)性較高，可采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)（表2），對(duì)于總體的文化自信而言，狀態(tài)建構(gòu)水平對(duì)文化自信影響效用不顯著，效應(yīng)量Cohen' s d = .18，90% CI= [- .01，.37]，p gt; .05。文化自信各維度的元分析發(fā)現(xiàn)，文化自豪的效應(yīng)量不顯著，Cohen' s d = .19，90%CI = [ .00，.39]，p gt; .05；文化行為承諾的效應(yīng)量邊緣顯著，Cohen' s d = .21，90% CI = [ .02，.40]，p =.07；文化認(rèn)同的效應(yīng)量顯著，Cohen' s d = .26，90%CI = [ .07，.45]，p lt; .05。

5.3 討論

綜合分析發(fā)現(xiàn)，建構(gòu)水平對(duì)總體的文化自信影響效用不顯著，說(shuō)明兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中建構(gòu)水平的作用因文化線索而異。再次說(shuō)明建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響具有特異性，需要文化線索的參與。建構(gòu)水平在文化自信各個(gè)維度上組間效應(yīng)的不同，表明建構(gòu)水平的狀態(tài)能夠影響認(rèn)知成分（認(rèn)同），而不能夠影響情感因素（自豪），這與Why-How 范式操縱建構(gòu)水平關(guān)注個(gè)體認(rèn)知抽象度（Freitas et al.， 2004;Trope amp; Liberman， 2010）是一致的。

6 總討論

本文的兩個(gè)研究以及研究?jī)?nèi)元分析提供了一致的證據(jù)，證明思維模式——抽象或具體的建構(gòu)水平，會(huì)影響人們對(duì)所屬文化的認(rèn)同和自信水平。具體地說(shuō)，高建構(gòu)水平個(gè)體會(huì)給予文化信息更多關(guān)注與反思（研究2b），文化自信水平也更高（研究1，研究2b）。研究1 發(fā)現(xiàn)建構(gòu)水平正向預(yù)測(cè)個(gè)體的文化自信，但研究2 發(fā)現(xiàn)二者關(guān)系不是直接的因果關(guān)系，而是需要以文化內(nèi)容為載體，即操縱文化建構(gòu)水平才會(huì)影響文化自信。

文化是個(gè)人與社會(huì)發(fā)展緊密聯(lián)結(jié)的知識(shí)傳統(tǒng)的總和（Chiu et al.， 2013），每一種文化都會(huì)對(duì)個(gè)體的行為規(guī)范做出界定，并賦予一定的意義和價(jià)值（Oyserman， 2017）。自我是一種文化產(chǎn)品和文化過(guò)程，與文化相互構(gòu)成，循環(huán)論證。文化的多樣性在一定程度會(huì)塑造文化認(rèn)同，使個(gè)體的文化主動(dòng)性不斷增強(qiáng)，鼓勵(lì)人們建構(gòu)自我（Markus amp; Kitayama，2010），在明確社會(huì)規(guī)范的過(guò)程中形成穩(wěn)定文化自我觀。文化自我觀展示了文化或群體成員通過(guò)理解和整合文化最核心的價(jià)值觀念后產(chǎn)生的關(guān)于“自我”的看法（陸洛， 2007）。隨著年齡增長(zhǎng)，人們內(nèi)化文化價(jià)值觀，逐步完成文化“大我”的身份認(rèn)同，在文化遷移中不斷整合、豐富文化自我觀（Markusamp; Kitayama， 2010），形成穩(wěn)定的文化態(tài)度和文化身份。文化“大我”身份的形成需要個(gè)體自我抽離，采用第三人稱(chēng)視角自我觀察和自我表征，將感官暫時(shí)脫離自我中心，融入社會(huì)群體或文化群體中進(jìn)行文化身份的建構(gòu)，形成非概念性自我表征、概念性自我表征和命題性自我表征。其中，命題性自我表征具有較強(qiáng)的文化依賴(lài)性，它涉及個(gè)體表達(dá)命題的能力，即從特定表征過(guò)渡到基于推理規(guī)則的新自我表征（Ikeda et al.， 2016; Schlicht et al.， 2009）。個(gè)體的自我評(píng)價(jià)和表述不是感知信息的簡(jiǎn)單呈現(xiàn)，而是與社會(huì)群體和文化背景密切相關(guān)。例如，“我太重了！”，這個(gè)“重”字不僅僅代表主、客觀層面的重量差異，還包含當(dāng)前文化背景下的審美規(guī)范。因此，作為文化自我身份建構(gòu)過(guò)程中形成的文化構(gòu)念，文化自信的形成與表達(dá)可能體現(xiàn)在更高層次的命題性自我表征層面上，即文化自我建構(gòu)需要的自我抽離感與文化價(jià)值依賴(lài)性同樣也是文化自信形成和發(fā)展的重要因素。

高建構(gòu)水平是形成和建構(gòu)文化自信所不可缺少的。首先，文化本身的多層次性需要個(gè)體根據(jù)文化線索在抽象與具體之間不斷切換，高建構(gòu)水平的思維靈活性為更好加工和認(rèn)識(shí)文化信息提供了便利（Liberman amp; Trope， 2008）。其次，文化自信是飽含豐富文化線索的抽象概念，需要個(gè)體以開(kāi)放的心態(tài)接受和審視文化，既承認(rèn)文化間的差異和不同，又能認(rèn)識(shí)到文化間的和諧與相似，這就需要增加心理距離感，以高建構(gòu)方式認(rèn)識(shí)文化（畢重增，2020），這可能是高建構(gòu)水平者對(duì)文化敏感、認(rèn)同乃至自信的根本原因。Ikeda 等人（2016）發(fā)現(xiàn)，高建構(gòu)水平會(huì)激發(fā)個(gè)體對(duì)自我與所屬群體之間相似性的關(guān)注，從而促進(jìn)關(guān)系加工。因此，個(gè)體在認(rèn)知文化信息時(shí)，高建構(gòu)水平突出了自我與文化之間的相似性以及文化信息背后的文化意義和價(jià)值，有利于個(gè)體形成清晰的自我概念（Berzonsky et al.， 2003）和國(guó)家文化認(rèn)同（Szabo amp; Ward， 2015）。同時(shí)，在高文化建構(gòu)水平條件下，個(gè)體思考“為什么某一節(jié)日具有文化代表性”，這是一種關(guān)于原因的信息提取，這類(lèi)信息的提取需要個(gè)體進(jìn)行更加系統(tǒng)的反思和比較（黃俊等， 2016），有利于形成理性的認(rèn)知以及穩(wěn)定的文化評(píng)價(jià)。從自我的角度來(lái)看，高建構(gòu)認(rèn)知過(guò)程需要個(gè)體主動(dòng)尋找有效線索來(lái)支持自己的立場(chǎng)和觀點(diǎn)，自我概念和文化間的聯(lián)結(jié)也會(huì)因此加強(qiáng)（McCrea et al.， 2012）。從相關(guān)的記憶機(jī)制來(lái)看（Tseet al.， 2020），高建構(gòu)水平強(qiáng)化了文化信息的意義編碼，更有可能對(duì)文化產(chǎn)生積極的認(rèn)同和評(píng)價(jià)。研究2b 的輔助操縱檢驗(yàn)結(jié)果為此提供了佐證，即高建構(gòu)水平確實(shí)促進(jìn)了個(gè)體對(duì)文化的反思。但狀態(tài)性建構(gòu)水平對(duì)文化自信的改變僅體現(xiàn)在文化認(rèn)知和行為動(dòng)機(jī)層面，在文化自信的情感層面上并沒(méi)有改變。究其原因，文化自豪是個(gè)體在文化實(shí)踐過(guò)程中產(chǎn)生的對(duì)文化的積極情感體驗(yàn)（周婷， 畢重增， 2020），具有穩(wěn)定性和持久性，其塑造和發(fā)展可能體現(xiàn)在個(gè)體與文化反復(fù)聯(lián)結(jié)的過(guò)程中，因此不受狀態(tài)性認(rèn)知抽象度的影響。

操縱建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響需要文化信息的激活。研究1 的結(jié)果也支持該主張，但研究2a的結(jié)果表明狀態(tài)性的一般建構(gòu)水平的改變不影響文化自信，說(shuō)明建構(gòu)水平雖然在形成文化自信時(shí)是不可缺少的因素，但需要與文化的內(nèi)容信息和情境信息進(jìn)行關(guān)聯(lián)。有關(guān)建構(gòu)水平與社會(huì)情境因素的研究（Jiga-Boy et al.， 2013）為此提供了佐證：人們通過(guò)建構(gòu)水平認(rèn)知和解釋社會(huì)事件完成社會(huì)適應(yīng)的過(guò)程中，建構(gòu)水平不僅由自我驅(qū)動(dòng)（ 這個(gè)事件與我有什么相關(guān)），還會(huì)受到社會(huì)線索的影響，以適應(yīng)不同背景下不斷變化的需求，即人們對(duì)事件的解釋是對(duì)情境制約的功能性反應(yīng)。由此，研究認(rèn)為文化線索是建構(gòu)水平影響文化自信中起橋梁作用的因素，研究2b 的結(jié)果支持這一理解。研究2b 將建構(gòu)水平對(duì)文化自信的效用聚焦文化主題，避免因情境線索不明確導(dǎo)致其作用減弱（Todd et al.， 2021），這也是研究2 兩個(gè)子實(shí)驗(yàn)結(jié)果差異的原因。

明確建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響具有重要價(jià)值。理解建構(gòu)水平對(duì)個(gè)體文化自信的影響，可以幫助人們?cè)趥鞑ズ秃霌P(yáng)文化自信過(guò)程中選擇合適的表達(dá)方式。文化自信對(duì)大部分個(gè)體而言是抽象的、宏觀的，因此，高抽象表達(dá)更有利于提升文化自信。文化自信的內(nèi)容和過(guò)程兼容宏大和細(xì)微，日常微觀經(jīng)驗(yàn)的感知和體驗(yàn)同樣必不可少，實(shí)踐中需要以靈活的建構(gòu)認(rèn)知方式理解文化元素，在文化自信的培養(yǎng)中實(shí)現(xiàn)文化內(nèi)容與建構(gòu)水平的整合與躍遷。

7 研究的局限和未來(lái)的方向

建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響不是直接的，會(huì)受其他因素的影響。本研究?jī)H關(guān)注了文化線索在其中的橋梁作用，而沒(méi)有討論其他變量在其中可能承擔(dān)的角色，如自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)作用。相較于獨(dú)立的自我建構(gòu)，相互依賴(lài)的自我建構(gòu)在社會(huì)環(huán)境中更加渴望自我與社會(huì)或文化建立聯(lián)系，而高建構(gòu)水平的個(gè)體同樣注重這種關(guān)系加工，因此自我建構(gòu)可能會(huì)在建構(gòu)水平對(duì)文化自信的影響中起調(diào)節(jié)作用。此外，文化線索不僅僅是認(rèn)知的，還可能會(huì)激活個(gè)體對(duì)文化群體的偏好和依戀等情感因素。因此，后續(xù)研究可進(jìn)一步探討文化線索認(rèn)知與情感內(nèi)涵分化在建構(gòu)水平對(duì)文化自信中的作用。

8 結(jié)論

建構(gòu)水平對(duì)文化自信具有提升作用，即高建構(gòu)水平的個(gè)體其文化自信水平更高，這種積極影響體現(xiàn)在文化自信的總體水平以及認(rèn)知和行為傾向?qū)用妗＝?gòu)水平對(duì)文化自信的影響需要以文化內(nèi)容作為橋梁，即建構(gòu)水平對(duì)文化自信的作用具有文化內(nèi)容領(lǐng)域的特異性。

參考文獻(xiàn)

畢重增. （2020）. 文化的間距感和正念與文化自信. 西南大學(xué)學(xué)報(bào)（ 社會(huì)科

學(xué)版）， 46 （6）， 122-129.

畢重增， 吳良， 趙玉芳. （2022）. 獲得意義感： 文化自信對(duì)抑郁和焦慮的緩

解作用. 西北師大學(xué)報(bào)（ 社會(huì)科學(xué)版）， 59 （1）， 89-96.

陳詠媛， 韋慶旺. （2020）. 流動(dòng)性社會(huì)下文化自信的心理建設(shè)進(jìn)路. 廣西師

范大學(xué)學(xué)報(bào)（ 哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）， 56 （4）， 117-132.

豐怡， 蔡華儉， 施媛媛. （2013）. 文化產(chǎn)品研究——文化心理學(xué)的獨(dú)特視角.

心理科學(xué)進(jìn)展， 21 （2）， 326-335.

黃俊， 李曄， 張宏偉. （2016）. 解釋水平理論完善過(guò)程中的四個(gè)問(wèn)題. 心理

科學(xué)， 39 （4）， 887-892.

黃薇， 畢重增. （2021）. 簡(jiǎn)易一般文化認(rèn)同感問(wèn)卷的編制. 心理學(xué)進(jìn)展，

11 （2）， 620-626.

劉林濤. （2016）. 文化自信的概念、本質(zhì)特征及其當(dāng)代價(jià)值. 思想教育研究，

4， 21-24.

陸洛. （2007）. 個(gè)人取向與社會(huì)取向的自我觀： 概念分析與實(shí)征測(cè)量. 美中

教育評(píng)論， 4（ 2）， 1-23， 29.

謝天. （2015）. 文化混搭中的決策心理. 中國(guó)社會(huì)心理學(xué)評(píng)論， 1， 154-187.

張亞利， 李森， 俞國(guó)良. （2019）. 自尊與社交焦慮的關(guān)系： 基于中國(guó)學(xué)生群

體的元分析. 心理科學(xué)進(jìn)展， 27 （6）， 1005-1018.

周婷 ， 畢重增 . （2020）. 文化自信問(wèn)卷的編制 . 心理研究， 13 （3）， 214-220，244.

周婷， 畢重增. （2023）. 地域多文化經(jīng)驗(yàn)是否會(huì)削弱家鄉(xiāng)文化自信？文化依

戀的補(bǔ)償作用. 心理科學(xué)， 46 （5）， 1131-1140.

Berzonsky， M. D.， Macek， P.， amp; Nurmi， J. E. （2003）. Interrelationships among

identity process， content， and structure： A cross-cultural investigation. Journal

of Adolescent Research， 18 （2）， 112-130.

Chaimani， A.， Mavridis， D.， amp; Salanti， G. （2014）. A hands-on practical tutorial on

performing meta-analysis with Stata. BMJ Mental Health， 17 （4）， 111-116.

Chiu， C. Y.， Ng， S.， amp; Au， E. W. M. （2013）. Culture and social cognition. In D. E.

Carlston （Ed.）， Oxford handbook of social cognition （pp. 767-785）. Oxford

University Press.

Freitas， A. L.， Gollwitzer， P.， amp; Trope， Y. （2004）. The influence of abstract and

concrete mindsets on anticipating and guiding others' self-regulatory efforts.

Journal of Experimental Social Psychology， 40（6）， 739-752.

Fujita， K.， Trope， Y.， Liberman， N.， amp; Levin-Sagi， M. （2006）. Construal levels and

self-control. Journal of Personality and Social Psychology， 90（3）， 351-367.

Goh， J. X.， Hall， J. A.， amp; Rosenthal， R. （2016）. Mini meta-analysis of your own

studies： Some arguments on why and a primer on how. Social and Personality

Psychology Compass， 10 （10）， 535-549.

Ikeda， K.， Hattori， Y.， amp; Kobayashi， M. （2016）. Thinking about “why” eliminates

retrieval-induced forgetting： Levels of construal affect retrieval dynamics.

European Journal of Social Psychology， 46（4）， 514-520.

Jensen， L. A.， Arnett， J. J.， amp; McKenzie， J. （2011）. Globalization and cultural

identity. In S. J. Schwartz， K. Luyckx， amp; V. L. Vignoles （Eds.）， Handbook of

identity theory and research （pp. 285-301）. Springer.

Jiga-Boy， G. M.， Clark， A. E.， amp; Semin， G. R. （2013）. Situating construal level： The

function of abstractness and concreteness in social contexts. Social Cognition，

31 （2）， 201-221.

Ledgerwood A.， Trope Y.， Liberman N. （2015）. Construal level theory and

regulatory scope. In R. A. Scott， amp; M. C. Buchmann（Eds.）， Emerging trends

in the social and behavioral sciences： An interdisciplinary， searchable， and

linkable resourse （pp. 1-10）. Wiley.

Liberman， N.， amp; Trope， Y. （2008）. The psychology of transcending the here and

now. Science， 322（5905）， 1201-1205.

Markus， H. R.， amp; Kitayama， S. （2010）. Cultures and selves： A cycle of mutual

constitution. Perspectives on Psychological Science， 5（4）， 420-430.

McCrea， S. M.， Wieber， F.， amp; Myers， A. L. （2012）. Construal level mind-sets

moderate self- and social stereotyping. Journal of Personality and Social

Psychology， 102 （1）， 51-68.

Napier， J. L.， Luguri， J. B.， Dovidio， J. F.， amp; Oltman， K. A. （2018）. Construing the

essence： The effects of construal level on genetic attributions for individual

and social group differences. Personality and Social Psychology Bulletin，

44 （9）， 1395-1407.

Oakes， P. J. （2001）. The root of all evil in intergroup relations？ Unearthing the

categorization process. In R. Brown amp; S. L. Gaertner （Eds.）， Blackwell

handbook of social psychology： Intergroup processes （pp. 3-21）. Blackwell

Publishing.

Oetting， E. R.， amp; Beauvais， F. （1991）. Orthogonal cultural identification theory：

The cultural identification of minority adolescents. International Journal of the

Addictions， 25 （S5）， 655-685.

Oyserman， D. （2017）. Culture three ways： Culture and subcultures within countries.

Annual Review of Psychology， 68， 435-463.

Park， S. Y.， Kim， E.， amp; Moon， M. J. （2020）. Designing public information

campaigns as an effective policy tool： Construal-level fit effects and evidence

from an experimental study. Journal of Comparative Policy Analysis： Research

and Practice， 22 （6）， 579-592.

Salvatore， S.， Palmieri， A.， Cordella， B.， amp; Iuso， S. （2021）. The decay of signs’

semiotic value： A cultural psychology interpretation of the contemporary social

scenario. Culture and Psychology， 27 （4）， 539-561.

Schlicht， T.， Springer， A.， Volz， K. G.， Vosgerau， G.， Schmidt-Daffy， M.， Simon， D.，

amp; Zinck， A. （2009）. Self as cultural construct？ An argument for levels of selfrepresentations.

Philosophical Psychology， 22 （6）， 687-709.

Szabo， A.， amp; Ward， C. （2015）. Identity development during cultural transition：

The role of social-cognitive identity processes. International Journal of

Intercultural Relations， 46， 13-25.

Todd， A. R.， Johnson， D. J.， Lassetter， B.， Neel， R.， Simpson， A. J.， amp; Cesario， J.

（2021）. Category salience and racial bias in weapon identification： A diffusion

modeling approach. Journal of Personality and Social Psychology， 120 （3），

672-693.

Trope， Y.， amp; Liberman， N. （2003）. Temporal construal. Psychological Review，

110 （3）， 403-421.

Trope， Y.， amp; Liberman， N. （2010）. Construal-level theory of psychological distance.

Psychological Review， 117 （2）， 440-463.

Tse， C. S.， Gu， X.， Zeng， T. R.， amp; Chan， Y. L. （2020） Construal-level priming does

not modulate memory performance in Deese-Roediger/McDermott paradigm.

Memory， 28 （9）， 1136-1156.

Vallacher， R. R.， amp; Wegner， D. M. （1989）. Levels of personal agency： Individual

variation in action identification. Journal of Personality and Social Psychology，

57 （4）， 660-671.

Wiesenfeld， B. M.， Reyt， J. N.， Brockner， J.， amp; Trope， Y. （2017）. Construal level

theory in organizational research. Annual Review of Organizational Psychology

and Organizational Behavior， 4 （1）， 367-400.