感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響：群際信任的中介作用

關(guān)鍵詞 感知理解 群際信任 中華民族認(rèn)同 元知覺(jué) 共同內(nèi)群體認(rèn)同

1 引言

當(dāng)前，在全球化和多元文化并存的時(shí)代背景下，經(jīng)濟(jì)和信息的快速交流加速了不同民族文化之間的碰撞互鑒，激發(fā)了靈感和創(chuàng)造力，同時(shí)也引發(fā)了民族文化認(rèn)同危機(jī)（胡曉檬等，2021）。在這樣的背景下，習(xí)近平總書(shū)記提出鑄牢中華民族共同體意識(shí)，而中華民族認(rèn)同是構(gòu)建中華民族共同體意識(shí)的方向和主線。從國(guó)家層面看，中華民族認(rèn)同直接影響國(guó)家自豪感、國(guó)家認(rèn)同和文化認(rèn)同（張瑩瑞， 佐斌，2012），它增進(jìn)了民族凝聚力，是鑄牢中華民族共同體意識(shí)的核心（李靜， 強(qiáng)健， 2021）。從個(gè)人層面看，中華民族認(rèn)同可以提高學(xué)校適應(yīng)能力（浦昆華， 尹可麗， 2022）、促進(jìn)心理健康（尹可麗等， 2016）。

1.1 中華民族認(rèn)同的影響因素

中華民族認(rèn)同形成于共同地域、共同血緣、社會(huì)文化交融和現(xiàn)代民族多源性的基礎(chǔ)上，是人們對(duì)中華民族這一民族實(shí)體的自覺(jué)意識(shí)和情感依附（張瑩瑞， 佐斌， 2012）。依據(jù)社會(huì)分類理論，中華民族是我國(guó)所有民族的上位群體，中華民族認(rèn)同本質(zhì)上是一種共同內(nèi)群體認(rèn)同，即個(gè)體在認(rèn)知上將其所屬民族“我們”和其他民族“他們”轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)更高層級(jí)、更具包容性的共同內(nèi)群體“我們”，在情感上產(chǎn)生對(duì)中華民族共同體的偏愛(ài)，在行為上對(duì)中華民族共同體產(chǎn)生更多積極傾向（孟樂(lè)等，2022）。

那么，如何促進(jìn)中華民族認(rèn)同呢？已有研究發(fā)現(xiàn)，民族社會(huì)化中的促進(jìn)和睦和接觸他族（尹可麗等， 2016）、民族交融態(tài)度（陳立鵬等， 2023）、民族認(rèn)同（秦向榮， 佐斌， 2007）、文化聚合觀（李博等，2018）和集體記憶（陳立鵬， 張利平， 2023）正向預(yù)測(cè)中華民族認(rèn)同。然而，目前關(guān)于中華民族認(rèn)同的研究，主要集中在理論解釋和政策分析上（張積家，馮曉慧， 2021），實(shí)證研究相對(duì)薄弱，現(xiàn)有研究大多通過(guò)問(wèn)卷考察中華民族認(rèn)同與其他變量的相關(guān)關(guān)系，并未探索因果關(guān)系，并且目前尚未從群際元知覺(jué)角度探討中華民族認(rèn)同的促進(jìn)機(jī)制。群際元知覺(jué)即個(gè)體關(guān)于他人如何看待自己所屬群體的信念。群際元知覺(jué)影響外群體態(tài)度（Livingstone， 2023; Troppet al.， 2006），比如，感知到外群體對(duì)本群體的理解有利于與外群體成員建立積極關(guān)系（Livingstone，2023）。

1.2 感知理解促進(jìn)中華民族認(rèn)同

感知理解（felt understanding）是指外群體成員理解并接受內(nèi)群體成員的觀點(diǎn)，包括內(nèi)群體成員的信仰、價(jià)值觀、經(jīng)歷和身份等（Livingstone etal.， 2020）。在我國(guó)多民族背景下，中華民族共同體是更高層級(jí)的共同內(nèi)群體。共同內(nèi)群體認(rèn)同模型（common ingroup identity model， CIIM）認(rèn)為通過(guò)對(duì)社會(huì)身份的再分類，改變?nèi)后w邊界感知，將群體成員表征從“我們”和“他們”（兩個(gè)獨(dú)立群體）轉(zhuǎn)變?yōu)楦甙菪缘摹拔覀儭保ü餐瑑?nèi)群體）。群體成員可以將原有內(nèi)群體積極態(tài)度擴(kuò)展到新的共同內(nèi)群體中，進(jìn)而降低群際偏見(jiàn)，形成內(nèi)群偏愛(ài)（Gaertneret al.， 1993）。已有研究發(fā)現(xiàn)感知到被外群體尊重可以促進(jìn)共同內(nèi)群體認(rèn)同（Simon et al.， 2015），即與低感知尊重相比，高感知尊重組被試具有更強(qiáng)烈的重新歸類、形成共同內(nèi)群體的意愿（Simon et al.，2015）。感知理解使個(gè)體感到被重視、尊重和認(rèn)可（Morelli et al.， 2014），當(dāng)感受到來(lái)自其他民族的尊重和理解時(shí)，有助于打破原有群際邊界，將原內(nèi)群體和外群體重新分類為一個(gè)共同的內(nèi)群體，有助于不同群體在心理和認(rèn)知上“拉近距離”，將對(duì)方視同“自己人”，即促進(jìn)中華民族認(rèn)同。不同民族之間的感知理解和交流，使原內(nèi)群體身份界限變得模糊，從而更有可能認(rèn)同中華民族這個(gè)包攝水平更高的上位群體。因此，本研究假設(shè)感知理解促進(jìn)中華民族認(rèn)同（假設(shè)1）。

1.3 感知理解促進(jìn)中華民族認(rèn)同的心理機(jī)制——群際信任的中介作用

群際信任（intergroup trust）指一個(gè)群體愿意信任某一外群體（Kappmeier， 2016）。在我國(guó)民族背景下，促進(jìn)民族信任是鑄牢中華民族共同體意識(shí)的心理路徑（李雅寧， 楊伊生， 2022），族際信任能提升族際交往意愿（劉琳， 2014），促進(jìn)族際合作、化解族際沖突和加強(qiáng)族際交融（馮勇， 2021）。

感知理解可以促進(jìn)群際信任（Livingstone et al.，2020）。Livingstone 等（2020）以蘇格蘭人、英國(guó)人為被試，探討感知理解對(duì)群際關(guān)系的影響，結(jié)果表明感知理解正向預(yù)測(cè)外群體信任。此外，感知理解可以降低內(nèi)群體對(duì)環(huán)境的不確定性感知，相信其不會(huì)對(duì)內(nèi)群體價(jià)值觀或利益構(gòu)成威脅，進(jìn)而促進(jìn)對(duì)外群體的信任和認(rèn)同（Hogg， 2007）。

社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為個(gè)體會(huì)將群體分為內(nèi)群體和外群體，產(chǎn)生內(nèi)群體偏愛(ài)和外群體偏見(jiàn)（Tajfel，1979）。在群際互動(dòng)過(guò)程中，社會(huì)群體身份信息能夠影響信任。具體而言，內(nèi)群體誘發(fā)信任，外群體則會(huì)導(dǎo)致不信任（Lount， 2010）。然而，這是從社會(huì)認(rèn)同影響信任的視角出發(fā)探討信任的前因變量。那么，群際信任是否會(huì)改變社會(huì)分類，影響社會(huì)認(rèn)同呢？群際信任促進(jìn)群際合作、相互依存和尊重包容差異，增進(jìn)共同性和相似性（李雅寧， 楊伊生，2022）。依據(jù)共同內(nèi)群體認(rèn)同模型，相互依存和群際合作能夠促進(jìn)再分類，有利于共同內(nèi)群體認(rèn)同（Adachi et al.， 2016; Gaertner et al.， 1993）。此外，群際信任在民族關(guān)系中表現(xiàn)為族際信任，族際信任有利于模糊群際邊界、化解沖突、促進(jìn)交融交往和群際合作，促使個(gè)體產(chǎn)生諸如“你中有我，我中有你”大家庭意識(shí)的正向聯(lián)想?；诖耍狙芯考僭O(shè)群際信任在感知理解促進(jìn)中華民族認(rèn)同間起到中介作用（假設(shè)2）。

綜上，本文通過(guò)三個(gè)研究探討感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響。研究1 通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查探討了感知理解、群際信任和中華民族認(rèn)同的關(guān)系；研究2 通過(guò)操縱感知理解，探討了感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響及作用機(jī)制；研究3 區(qū)分了感知理解與感知喜歡，進(jìn)一步驗(yàn)證感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響。

2 研究1 感知理解、群際信任與中華民族認(rèn)同的關(guān)系

2.1 研究對(duì)象

采用方便抽樣，在西北某高校通過(guò)Credemo 平臺(tái)收集數(shù)據(jù)，發(fā)放問(wèn)卷371 份，剔除作答時(shí)長(zhǎng)過(guò)短、規(guī)律作答和不認(rèn)真作答等無(wú)效問(wèn)卷后，最終有效問(wèn)卷367 份。該地為非少數(shù)民族聚居區(qū)，被試全部為漢族，年齡分布在17～28 歲之間（M = 20.58 歲，SD = 2.42 歲），預(yù)科及大一129 人，大二123 人，大三27 人，大四20 人，研一23 人，研二36 人，研三9 人，男性107 名，女性260 名。

2.2 測(cè)量工具

感知理解。采用Livingstone 等（2020）編制的問(wèn)卷，使用15 個(gè)項(xiàng)目評(píng)估了外群體成員理解內(nèi)群體信念、價(jià)值觀和觀點(diǎn)的程度。采用7 點(diǎn)計(jì)分（“-3= 完全不同意”，“3 = 完全同意”）。在計(jì)算時(shí)轉(zhuǎn)換為1～7，得分越高代表感知理解程度越高。Cronbach' s α 系數(shù)為 .89。

群際信任。采用Voci（2006）編制的群際信任量表。該量表包括4 個(gè)項(xiàng)目，7 點(diǎn)計(jì)分（“1 = 從來(lái)沒(méi)有過(guò)這種感覺(jué)”，“7 = 一直持續(xù)這種感覺(jué)”）。得分越高代表群際信任水平越高。Cronbach' s α 系數(shù)為.73。感知理解和群際信任量表是在西方文化下編制的，不一定完全適用于當(dāng)代中國(guó)，因此可能會(huì)影響相應(yīng)的測(cè)量和中介分析。

中華民族認(rèn)同。采用共同內(nèi)群體認(rèn)同量表（Ufkeset al.， 2015）、中華民族認(rèn)同量表（高承海， 萬(wàn)明鋼，2013; Phinney et al.， 2007）和中華民族共同體意識(shí)量表（陳立鵬， 薛璐璐， 2021）測(cè)量中華民族認(rèn)同。其中，共同內(nèi)群體認(rèn)同量表中共同內(nèi)群體表述為“中華民族的一員”，采用7 點(diǎn)計(jì)分（“1 = 非常不同意”，“7 = 非常同意”）。Cronbach' s α 系數(shù)為.81。中華民族認(rèn)同量表包含6 個(gè)項(xiàng)目，6 點(diǎn)計(jì)分（“1 = 完全不同意”，“6 = 完全同意”），得分越高表明中華民族認(rèn)同程度越高。Cronbach' s α 系數(shù)為.86。中華民族共同體意識(shí)量表（陳立鵬， 薛璐璐， 2021）包括18 個(gè)項(xiàng)目，5 點(diǎn)計(jì)分（“1 = 非常不同意”，“5= 非常同意”），得分越高表明中華民族共同體意識(shí)越強(qiáng)。Cronbach' s α 系數(shù)為.97。

2.3 研究結(jié)果

2.3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用探索性因素分析對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。整合問(wèn)卷所有項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析，析出的第一個(gè)公因子解釋率38.10%，小于40%。因此，本研究所涉及的變量不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.3.2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

如表1 所示，所有變量之間均呈顯著正相關(guān)。感知理解和群際信任正相關(guān)，三個(gè)因變量指標(biāo)均正相關(guān)，且與感知理解和群際信任正相關(guān)。

2.3.3 群際信任的中介作用分析

采用 SPSS 宏程序 PROCESS 中的模型4 進(jìn)行分析，以Bootstrap 法生成5000 個(gè)樣本，在95% 置信區(qū)間內(nèi)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，分別考察群際信任在感知理解和共同內(nèi)群體認(rèn)同（ 中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)中的中介作用。

在控制性別的情況下，群際信任在感知理解和共同內(nèi)群體認(rèn)同（ 中華民族） 間的中介效應(yīng)顯著，群際信任的間接效應(yīng)值為.12，95% CI = [.06， .19]，不包含0，間接效應(yīng)顯著；感知理解對(duì)共同內(nèi)群體認(rèn)同（ 中華民族） 的直接效應(yīng)值為.33，95% CI = [.20，.46]，不包含0，直接效應(yīng)顯著。結(jié)果表明群際信任在感知理解和共同內(nèi)群體認(rèn)同（ 中華民族） 間起部分中介作用。群際信任在感知理解和中華民族認(rèn)同間的中介效應(yīng)顯著，群際信任的間接效應(yīng)值為.11，95% CI [.04， .18]，不包含0，間接效應(yīng)顯著；感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的直接效應(yīng)值為.18，95% CI = [.08，.28]，不包含0，直接效應(yīng)顯著。結(jié)果表明群際信任在感知理解和中華民族認(rèn)同間起部分中介作用。群際信任在感知理解和中華民族共同體意識(shí)間的中介效應(yīng)顯著，群際信任的間接效應(yīng)值為.10，95% CI =[.04， .16]，不包含0，間接效應(yīng)顯著；感知理解對(duì)中華民族共同體意識(shí)的直接效應(yīng)值為.13，95% CI = [.07，.20]，不包含0，直接效應(yīng)顯著。結(jié)果表明群際信任在感知理解和中華民族共同體意識(shí)間起部分中介作用。詳見(jiàn)表2、圖1。

研究1 結(jié)果表明，感知理解正向預(yù)測(cè)中華民族認(rèn)同，群際信任在其中起到中介作用。然而，研究1 僅通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查探討了三個(gè)變量間的相關(guān)，不能揭示感知理解與中華民族認(rèn)同的因果關(guān)系，研究2通過(guò)操縱感知理解，進(jìn)一步探討感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響及作用機(jī)制。

需要說(shuō)明的是在研究1～3 中共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)的計(jì)分方式不同，共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）采用7 點(diǎn)計(jì)分，中華民族認(rèn)同采用6 點(diǎn)計(jì)分，中華民族共同體意識(shí)采用5 點(diǎn)計(jì)分，因此，由這三個(gè)問(wèn)卷測(cè)量出的平均數(shù)僅分別代表共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)的程度，是中華民族認(rèn)同的測(cè)量指標(biāo)，但并不能進(jìn)行橫向比較。

3 研究2 感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響：群際信任的中介

3.1 被試

根據(jù) G*Power 3.1 預(yù)估被試量，預(yù)計(jì)需要159名被試（Effect Size = .25， α = .05， Power = .8），實(shí)際被試為203 人。剔除未完成實(shí)驗(yàn)的無(wú)效數(shù)據(jù)，最終收集到有效數(shù)據(jù)165（男83 人、女82 人），平均年齡為19.99 歲（SD = 1.92 歲）。被試全部為漢族，均自愿參與實(shí)驗(yàn)，視力或矯正視力正常，無(wú)認(rèn)知障礙。其中，感知理解組最終由55 人組成（男29 人、女26 人），控制組由55 人組成（男26 人、女29 人），感知不理解組由55 人組成（男28 人、女27 人）。

實(shí)驗(yàn)前填寫(xiě)知情同意書(shū)，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得一定報(bào)酬。

3.2 研究設(shè)計(jì)

研究2 為感知理解（感知理解vs. 控制 vs. 感知不理解）單因素被試間設(shè)計(jì)，因變量測(cè)量指標(biāo)為共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)量表的得分。

3.3 研究工具

感知理解的操縱：通過(guò)閱讀文章進(jìn)行感知理解的操縱（Livingstone et al.， 2020）。采用Livingstone等（2020）所使用的感知理解和感知不理解的文章，根據(jù)實(shí)驗(yàn)?zāi)康膶⑵渲袃蓚€(gè)群體改為“漢族”和“其他民族”，并且依據(jù)中文閱讀習(xí)慣調(diào)整文章語(yǔ)句?！案兄斫狻睏l件下被試閱讀其他民族很好地理解漢族觀點(diǎn)的文章，而“感知不理解”條件下被試閱讀其他民族不能理解漢族觀點(diǎn)的文章，控制組條件下被試閱讀與感知理解無(wú)關(guān)的文章。采用感知理解問(wèn)卷（同研究1）進(jìn)行感知理解操縱檢驗(yàn)。

群際信任的測(cè)量：采用“信任博弈”任務(wù)測(cè)量群際信任（Berg et al.， 1995）。在該博弈任務(wù)中，要求被試所在團(tuán)隊(duì)給對(duì)方團(tuán)隊(duì)（三名其他民族成員組成）進(jìn)行投資。被試持有金額100 元，決定投資部分金額X 給予對(duì)方團(tuán)隊(duì)，對(duì)方團(tuán)隊(duì)可以將投資的資金做生意獲利3 倍（即3X），并自主決定返還金額Y 給被試所在團(tuán)隊(duì)。如此，被試團(tuán)隊(duì)最終收益為（100-X）＋ Y 元，被試被告知他的決定將直接影響團(tuán)隊(duì)最終收益，將被試在任務(wù)中投資給對(duì)方團(tuán)隊(duì)的金額X 作為信任水平的測(cè)量指標(biāo)，X 越高，表示群際信任水平越高。

中華民族認(rèn)同的測(cè)量同研究1。

3.4 實(shí)驗(yàn)程序

首先，將被試分為感知理解組、感知不理解組和控制組，讓其閱讀相應(yīng)文本。然后完成感知理解操縱檢驗(yàn)、信任博弈任務(wù)、共同內(nèi)群體認(rèn)同量表、中華民族認(rèn)同量表、中華民族共同體意識(shí)量表，并填寫(xiě)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.5 研究結(jié)果

3.5.2 描述性統(tǒng)計(jì)和方差分析

以組別為自變量，共同內(nèi)群體認(rèn)同（ 中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)的得分為因變量進(jìn)行單因素方差分析，三個(gè)組別差異均顯著。詳細(xì)結(jié)果見(jiàn)表3。

事后多重比較發(fā)現(xiàn)，在共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）上，感知理解組顯著高于控制組（p lt; .01）和感知不理解組（p lt; .001），感知不理解組和控制組無(wú)顯著差異，p gt; .05。在中華民族認(rèn)同上，感知理解組顯著高于控制組（p lt; .05）和感知不理解組（p lt; .001），感知不理解組和控制組無(wú)顯著差異，p gt; .05。在中華民族共同體意識(shí)上，感知理解組顯著高于感知不理解組（p lt; .01），與控制組無(wú)顯著差異，p gt; .05，感知不理解組和控制組無(wú)顯著差異，p gt; .05。該結(jié)果表明與感知不理解相比，感知理解能夠促進(jìn)中華民族認(rèn)同。

3.5.3 群際信任的中介作用分析

為了檢驗(yàn)群際信任在感知理解和中華民族認(rèn)同中的中介作用，以控制組為參照，將自變量編碼為虛擬變量（虛擬1：感知不理解組 = 1，控制組 = 0，感知理解組 = 0；虛擬2：感知理解 = 1，控制組 = 0，感知不理解組 = 0），以共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)為因變量，群際信任為中介變量，采用相對(duì)中介效應(yīng)Bootstrap 方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

在控制性別的情況下，以共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）為因變量進(jìn)行分析，感知不理解組的總效應(yīng)不顯著（c = -.19，p gt; .05），直接效應(yīng)不顯著（c'= -.06，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)顯著，ab = -.13，95%CI = [-.30，-.02]；感知理解組的總效應(yīng)顯著（c = .66，p = .001），直接效應(yīng)不顯著（c' =.42，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)顯著，ab= .24，95%CI = [.04，.44]。以中華民族認(rèn)同為因變量進(jìn)行分析，感知不理解組的總效應(yīng)不顯著（c = -.16，p gt; .05），直接效應(yīng)不顯著（c' = -.08，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)顯著（ab = -.08，95%CI =[-.18，-.01]）；感知理解組的總效應(yīng)顯著（c = .35，p lt; .05），直接效應(yīng)不顯著（c' = .22，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)顯著，ab = .14，95%CI =[.02，.28]。以上結(jié)果表明感知理解在共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）和中華民族認(rèn)同上起到中介作用。以中華民族共同體意識(shí)為因變量進(jìn)行分析，感知不理解組的總效應(yīng)不顯著（c = -.05，p gt; .05），直接效應(yīng)不顯著（c' = -.04，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)不顯著，ab = -.01，95%CI = [-.04，.02]；感知理解組的總效應(yīng)顯著（c = .15，p lt; .05），直接效應(yīng)不顯著（c' = .13，p gt; .05），通過(guò)群際信任的間接效應(yīng)不顯著，ab = .02，95%CI = [-.04，.07]，該結(jié)果表明不存在中介效應(yīng)。見(jiàn)圖2。

3.5.4 討論

研究2 發(fā)現(xiàn)感知理解能夠促進(jìn)中華民族認(rèn)同，群際信任在感知理解和共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）和中華民族認(rèn)同間起到中介作用。但感知理解也伴隨著感知喜歡，已有研究發(fā)現(xiàn)，感知喜歡也會(huì)改善群際關(guān)系（Fowler amp; Gasiorek， 2020）。與感知理解相比，感知喜歡是更為低層次的元知覺(jué)，不包括對(duì)于外群體是否理解內(nèi)群觀點(diǎn)的感知。為了進(jìn)一步驗(yàn)證感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的促進(jìn)作用，研究3 區(qū)分了感知理解和感知喜歡，試圖厘清感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響。

4 研究3 感知理解比感知喜歡更能促進(jìn)中華民族認(rèn)同

4.1 被試

根據(jù)G*Power 3.1 預(yù)估被試量，預(yù)計(jì)需要179名被試（Effect Size = .25， α = .05， Power = .80），實(shí)際被試為192 人。剔除未完成實(shí)驗(yàn)、不認(rèn)真作答的無(wú)效數(shù)據(jù)，最終收集到有效數(shù)據(jù)179 份（男91 人、女88 人），平均年齡為2.14 歲（SD = 2.12 歲）。被試全部為漢族，均自愿參與實(shí)驗(yàn)，視力或矯正視力正常，無(wú)認(rèn)知障礙。其中，感知理解喜歡組47人（ 男23 人、女24 人），感知理解不喜歡組47 人 （男25 人、女22 人），感知不理解喜歡組41 人 （男22 人、女19 人），感知不理解不喜歡組44 人 （男21 人、女23 人）。實(shí)驗(yàn)前填寫(xiě)知情同意書(shū)，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得一定報(bào)酬。

4.2 研究設(shè)計(jì)

研究3為2（ 感知理解：感知理解vs. 感知不理解）×2 （感知喜歡：感知喜歡vs. 感知不喜歡）雙因素被試間設(shè)計(jì)，感知理解和感知喜歡均為組間變量，因變量測(cè)量指標(biāo)為共同內(nèi)群體認(rèn)同（中華民族）、中華民族認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)量表得分。

4.3 研究工具

感知理解和感知喜歡的操縱：感知理解的操縱同研究2。“感知喜歡”組的被試閱讀其他民族喜歡漢族的信息，而“感知不喜歡”組的被試閱讀其他民族不喜歡漢族的信息（Livingstone et al.，2020）。感知理解的操縱檢驗(yàn)同研究2。

為了檢驗(yàn)感知喜歡的操縱是否成功，被試完成感知喜歡量表（Livingstone et al.， 2020），該量表采用7 點(diǎn)計(jì)分，得分越高代表感知喜歡程度越高。

中華民族認(rèn)同的測(cè)量同研究1。

4.4 實(shí)驗(yàn)程序

首先，將被試分配到感知理解感知喜歡組、感知理解不喜歡組、感知不理解喜歡組和感知不理解不喜歡組。然后被試依次完成感知理解操縱檢驗(yàn)、感知喜歡操縱檢驗(yàn)、群際信任量表、共同內(nèi)群體認(rèn)同量表、中華民族認(rèn)同量表、中華民族共同體意識(shí)量表以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

4.5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

4.5.3 多元回歸分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響，我們進(jìn)行了多元回歸分析，結(jié)果如表4 所示。

感知理解顯著預(yù)測(cè)共同內(nèi)群體認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)，而感知喜歡只能預(yù)測(cè)共同內(nèi)群體認(rèn)同。該結(jié)果進(jìn)一步表明感知理解更能促進(jìn)中華民族認(rèn)同。

4.5.4 討論

感知喜歡只有在共同內(nèi)群體認(rèn)同上主效應(yīng)顯著，其余均不顯著，而感知理解在共同內(nèi)群體認(rèn)同、中華民族共同體意識(shí)上主效應(yīng)均顯著，并且感知理解正向預(yù)測(cè)共同內(nèi)群體認(rèn)同和中華民族共同體意識(shí)，感知喜歡只對(duì)共同內(nèi)群體認(rèn)同的預(yù)測(cè)作用顯著，其他均不顯著。這說(shuō)明與感知喜歡相比，感知理解更能促進(jìn)中華民族認(rèn)同。

5 總討論

研究1探討了感知理解和中華民族認(rèn)同的關(guān)系，研究2 操縱感知理解進(jìn)一步探討了感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響，研究3 在研究2 的基礎(chǔ)上區(qū)分了感知理解和感知喜歡，再次驗(yàn)證了感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的促進(jìn)作用。研究表明感知理解能夠促進(jìn)積極的群際關(guān)系，這與以往研究一致（Brik et al.，2024; Livingstone et al.， 2020）。這可能是因?yàn)楦兄斫庖馕吨嘈磐馊后w成員“理解”我們的想法，即使他們不同意，也能以非評(píng)判的立場(chǎng)看待這些觀點(diǎn)，這為促進(jìn)良好群際關(guān)系奠定了基礎(chǔ)（Brik et al.，2024）。同時(shí)，感知理解能引發(fā)積極情緒（Du etal.， 2024）和對(duì)外群體的積極態(tài)度和行為（Brik et al.，2024; Livingstone et al.， 2020），而積極情緒有助于提升認(rèn)知靈活性、進(jìn)行更包容的分類，增強(qiáng)共同內(nèi)群體認(rèn)同（Gaertner et al.， 1993）。

研究1 和研究2 發(fā)現(xiàn)群際信任在感知理解和中華民族認(rèn)同間起中介作用。研究1 發(fā)現(xiàn)，感知理解和群際信任正相關(guān)，研究2 也發(fā)現(xiàn)，與感知不理解相比，感知理解促進(jìn)群際信任。這與以往研究一致（Livingstone et al.， 2020）。此外，研究1 發(fā)現(xiàn)群際信任和中華民族認(rèn)同正相關(guān)，研究2 也發(fā)現(xiàn)群際信任能夠促進(jìn)中華民族認(rèn)同。這也得到了以往研究的支持（Noor et al.， 2008）。Noor 等人（2008）以智利大學(xué)生為被試，探討內(nèi)群體認(rèn)同、共同內(nèi)群體認(rèn)同、同理心和群際信任對(duì)外群體寬恕的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)群際信任和共同內(nèi)群體認(rèn)同正相關(guān)，均正向預(yù)測(cè)外群體寬恕。

這可能是因?yàn)楦兄斫饨档土瞬淮_定性，增強(qiáng)了群際信任（辛素飛等， 2013），而群際信任又促進(jìn)了積極群際接觸和合作，有利于共同內(nèi)群體認(rèn)同（Gaertner et al.， 1993）。根據(jù)群際接觸理論，積極群際接觸可以澄清不同群體間存在的錯(cuò)誤信息或不充分信息，進(jìn)而降低群際偏見(jiàn)，增強(qiáng)心理聯(lián)結(jié)，改善群際關(guān)系。根據(jù)社會(huì)交換理論（Cropanzano amp;Mitchell， 2005），感知到外群體理解時(shí)，個(gè)體也會(huì)更加理解和信任外群體。此外，群際信任是群際互動(dòng)的重要內(nèi)容，是合作的基礎(chǔ)和促進(jìn)群際接觸的有利因素（Cakal et al.， 2021; Tam et al.， 2009）。合作和積極的群際接觸能有效促進(jìn)更包容性的分類（Reimeret al.， 2022）和共同內(nèi)群體認(rèn)同（Gaertner et al.， 1993;Reimer et al.， 2022）。

本研究結(jié)果為促進(jìn)民族關(guān)系、鑄牢中華民族共同體意識(shí)提供路徑。感知理解強(qiáng)調(diào)群際關(guān)系中的互動(dòng)性、互構(gòu)性，不同群體之間互相理解，才有助于形成更高層次的共同體認(rèn)同。在我國(guó)多民族背景下，不同民族之間增進(jìn)互信合作，在對(duì)方理解自身的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步理解對(duì)方的觀念、情感和利益關(guān)切，這才有助于形成中華民族共同體認(rèn)同。

6 研究局限與展望

本研究仍然存在一些問(wèn)題，在未來(lái)研究中亟待解決：第一，研究只選取了漢族大學(xué)生作為被試，探討了漢族感知到少數(shù)民族成員的理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響，忽略了對(duì)少數(shù)民族群體的考察。與漢族相比，少數(shù)民族群體感知到來(lái)自漢族對(duì)本群體的理解是否也能提升中華民族認(rèn)同呢？未來(lái)研究應(yīng)關(guān)注少數(shù)民族群體感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響。第二，研究只考察了群際信任在感知理解和中華民族認(rèn)同間的中介作用，但除了群際信任外，還有其他中介或調(diào)解變量作用于感知理解和中華民族認(rèn)同，需要未來(lái)研究考察其他可能的中介變量和調(diào)節(jié)變量，比如群際接觸、群際合作（Adachi et al.， 2016）、感知到的積極關(guān)注等（Livingstone et al.， 2024）。第三，已有研究發(fā)現(xiàn)，除了群際信任外，群際接觸（Reimeret al.， 2022）、群際合作（Adachi et al.， 2016）、外群體尊重（Simon et al.， 2015）和積極情緒（Gaertneret al.， 1993）也有可能影響共同內(nèi)群體認(rèn)同，未來(lái)研究可以從其他角度進(jìn)一步探索感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的影響機(jī)制。第四，在研究2 中，以中華民族共同體意識(shí)為因變量進(jìn)行中介效應(yīng)分析時(shí)，并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)群際信任的中介作用，這可能是因?yàn)榱勘砣狈Ρ就粱蜕鐣?huì)贊許效應(yīng)所致，一方面感知理解和群際信任量表是在西方文化下編制的，不一定完全適用于當(dāng)代中國(guó)，另一方面中華民族共同體意識(shí)量表可能存在社會(huì)贊許效應(yīng)。此外，研究2 感知理解組和控制組在中華民族共同體意識(shí)量表得分上并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著差異，這可能也是因?yàn)樵摿勘泶嬖谏鐣?huì)贊許效應(yīng)。因此，未來(lái)研究應(yīng)開(kāi)發(fā)更適用于中國(guó)文化背景的量表或采用內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)驗(yàn)等進(jìn)一步考察感知理解對(duì)中華民族認(rèn)同的促進(jìn)效應(yīng)。

7 結(jié)論

（1）感知理解促進(jìn)中華民族認(rèn)同；

（2）群際信任在感知理解與中華民族認(rèn)同關(guān)系中起到中介作用。