感知理解對心理融合的促進效應

關鍵詞 感知理解 心理融合 群際合作 感知喜歡

1 引言

心理融合，指的是不同群體間所呈現(xiàn)出的一種愿意相互接納、和諧共處的心理狀態(tài) （楊金花，金盛華， 2017），是各群體“和而不同、和而又同”的和諧狀態(tài)（趙玉芳，梁芳美，2019）。心理融合程度越高，個體更愿意與其他民族相處，與之交往就越親密和諧。

社會認同理論認為當我們把自己范疇化為某一群體成員，通過社會比較賦予該群體意義和價值，感知到最大化組間差異，進而產生內群體偏愛和外群體偏見（Tajfel， 1979）。范疇化會導致刻板化知覺，增加內外群體的異質性，產生較遠的心理距離和更為消極的外群體態(tài)度（Tajfel， 1979）。由此可見，要增強心理融合就要去范疇化。已有研究發(fā)現(xiàn)群際接觸（高承海等， 2020；余東芳等，2022）和共同內群體認同（梁芳美等，2023）可以去范疇化。感知理解能夠提升群際接觸意愿（Turner et al.，2013），因此可能也可以去范疇化，促進心理融合。

感知理解是指內群體成員認為外群體成員理解并接受內群體成員的觀點，包括他們的信念、價值觀等（Livingstone et al.， 2020）。已有研究發(fā)現(xiàn)感知理解能夠提升群際接觸意愿（Turner et al.， 2013）。當我們感知到來自其他民族的尊重和理解時，會與該民族建立積極群際接觸、尋找文化相似性、模糊群際邊界，實現(xiàn)去范疇化，進而促進心理融合（高承海等， 2020）。此外，依據(jù)社會分類理論，在我國多民族背景下，當感知到來自其他民族的理解時，有利于建立積極群際接觸，可能會打破原有群際邊界，在去范疇化的基礎上，將原內群體和外群體重新分類為一個共同的內群體，有助于不同群體成員“拉近距離”，將對方視為“自己人”，進而促進心理融合。因此，本研究假設感知理解促進心理融合（假設1）。

群際合作是合作的一種特殊形式，是不同群體成員之間的合作行為（Dovidio amp; Banfield， 2015）。當個體感受到被理解時，他們更可能以信任、合作和開放的態(tài)度與外群體成員接觸，增加了群際合作的可能性，從而建立起更為積極的群際關系（Briket al.， 2024）。以往研究發(fā)現(xiàn)感知理解可以促進群際信任（Livingstone et al.， 2020），而群際信任是群際合作的基礎（Pagotto et al.， 2013），因此，感知理解可能會促進群際合作。此外，群際接觸理論認為在最佳條件下的群際接觸能夠減少偏見，而群際合作是最佳群際接觸的重要內容之一。已有研究發(fā)現(xiàn)，群際合作可以提高對外群體成員的評價（Carlin etal.， 2022）、降低偏見（Brown amp; Hewstone， 2005），建立積極群際關系（Adachi et al.， 2016; Misch et al.，2021）。更重要的是根據(jù)共同內群體認同模型，群際合作有利于提升共同內群體認同，即與外群體成員的合作使他們將內群體和外群體視為同一群體（Gaertner amp; Dovidio， 2009），將外群體成員視為具有共同身份的內群體成員，對原外群體成員產生內群體偏愛（Dovidio amp; Gaertner， 2010），進而縮短心理距離，增強心理融合。Nagar 等人（2021）的研究也為群際合作促進心理融合提供了證據(jù)。他們以阿拉伯和猶太學生為被試，考察群際合作對心理距離的影響，結果發(fā)現(xiàn)與單獨完成學習任務相比，合作完成任務的阿拉伯和猶太學生心理距離更近。結合我國多民族背景，感知到其他民族的理解，可能會促進群際合作，而群際合作又有利于增進群際關系，促進心理融合。因此，我們假設群際合作在感知理解促進心理融合間起中介作用（假設2）。

本研究通過4 個子研究驗證研究假設，研究1和研究2 以漢族和少數(shù)民族大學生為被試分別通過問卷調查和實驗考察感知理解對心理融合的影響；研究3 探討了少數(shù)民族間的感知理解與心理融合的關系；研究4 通過操縱感知理解和感知喜歡，進一步驗證了感知理解對心理融合的促進作用。

2 研究1 感知理解、群際合作與心理融合的關系

2.1 被試

參考感知理解與群際態(tài)度的元分析研究（Livingstone et al.， 2020），將效應量設定為.25，顯著性水平為.05，統(tǒng)計效力為.99，采用 G * Power軟 件 （Faul et al.， 2009）計算其樣本量，求得所需樣本量為278。實際在大學生群體中共發(fā)放問卷839份，剔除作答時長過短、規(guī)律作答等無效問卷后，最終有效問卷759 份，有效問卷回收率為90.46%。男性259 人，女性500 人，平均年齡19.86 歲（SD= 1.97 歲）。漢族567 人，少數(shù)民族192 人，其中藏族122 人，回族34 人，東鄉(xiāng)族16 人，其他民族20 人。

2.2 測量工具

感知理解。采用Livingstone 等人（2020）編制的問卷，使用15 個項目評估了漢族大學生對其他民族的感知理解，少數(shù)民族大學生對漢族的感知理解。采用7 點計分（“-3= 完全不同意”，“0= 不同意”，“3= 完全同意”），得分越高代表感知理解程度越深。Cronbach' s α 系數(shù)為.86。

心理融合。本研究采用心理距離、感覺溫度、族群印象三個指標來考察心理融合。首先，心理融合的程度可以通過心理距離的遠近來衡量（趙玉芳，梁芳美， 2019）。采用人際關系親密度量表（楊曉莉， 劉力， 2015）測量心理距離，該量表包含一個題目，7 個示意圖，每個示意圖由兩個圓圈組成，通過調整圓圈交叉的程度來表示心理距離。7 點計分，得分越高，表明被試感知到的心理距離越近，即心理融合程度越高。給漢族大學生呈現(xiàn)的是漢族與其他民族的心理距離，給少數(shù)民族大學生呈現(xiàn)的是本民族與漢族的心理距離。其次，采用感覺溫度量表（Hewstone et al.， 2011）測量心理融合。該量表要求被試針對特定群體進行情感溫度評分。漢族大學生對其他民族進行情感溫度評分，少數(shù)民族大學生對漢族進行情感溫度評分，采用10 點計分（“0 = 感覺最冷”， “5 = 感覺中立”， “10 = 感覺最暖”），得分越高表明被試對該群體的態(tài)度越積極。最后采用族群印象量表評估漢族對其他民族或少數(shù)民族對漢族的印象和態(tài)度 （呂慶燕， 2011），包括12 個積極陳述和12 個消極陳述。被試需要對每個陳述進行7 點評分（“1 = 非常不同意”， “7 = 非常同意”）。其中12 個題項反向計分，得分越高，代表被試對該群體的印象越積極。Cronbach' s α 系數(shù)為.97。

群際合作。群際合作的測量采用公共物品困境任務 （Rand amp; Kraft-Todd， 2014），通過模擬真實的決策過程來評估被試的合作意愿。在這項任務中，告知被試將隨機和一位其他民族的同學組成小組（漢族與少數(shù)民族同學為一組，少數(shù)民族與漢族同學為一組），共同完成投資任務。每個小組擁有一個公共賬戶，最初每位成員都持有70 元代幣，被試需要決定將多少代幣（0～70）投入到公共賬戶中。游戲的具體規(guī)則如下：當公共賬戶的總金額 ≥ 100 元時，總金額將翻1.5 倍，由小組成員平分；若公共賬戶的總額lt; 100 元時，總金額直接清零。被試在該任務中愿意投入公共賬戶的金幣數(shù)，成為衡量其合作意愿高低的指標，投入金幣數(shù)越多，表明被試更愿意與他人合作。

2.3 研究結果

2.3.1 共同方法偏差檢驗

采用 Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，設定公因子數(shù)為1，驗證性因素分析結果顯示模型擬合很差，χ² /df = 18.75， CFI = .49， TLI = 0.46，RMSEA = .15， SRMR = .15，這說明變量間不存在嚴重的共同方法偏差。

2.3.2 描述性統(tǒng)計和相關分析

描述性統(tǒng)計分析結果如表1 所示。其中，感知理解與心理距離（p lt; .001）、感覺溫度（p lt; .001）、族群印象（p lt; .001） 和群際合作（p lt; .001）正相關。此外，性別和感知理解（p =.003）、族群印象（p =.004）正相關。

2.3.3 中介效應檢驗

本研究采用Hayes（2013）開發(fā)的PROCESS 宏程序中的 Model 4，建立群際合作在感知理解與心理融合間的中介模型。以感知理解為自變量，心理距離為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對心理距離的直接效應顯著，β = .37， SE = .06， 95%CI = [.58，.84]，群際合作在感知理解和心理距離之間的中介效應顯著，β = .03， SE = .01， 95%CI = [.01， .05] 。直接效應（.37）和中介效應（.03）分別占總效應（.40）的92.5% 和7.5%。結果表明，群際合作在感知理解和心理距離之間起中介作用。

以感知理解為自變量，感覺溫度為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對感覺溫度的直接效應顯著，β = .39， SE = .08， 95%CI = [.77， 1.08]，群際合作在感知理解和感覺溫度之間的中介效應顯著，β=.03， SE =.01， 95%CI = [.02，.05] 。直接效應（.39）和中介效應（.03）分別占總效應（.42）的92.9%和7.1%。結果表明，群際合作在感知理解和感覺溫度之間起中介作用。

以感知理解為自變量，族群印象為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對族群印象的直接效應顯著，β =.48， SE =.04， 95%CI = [.52，.66]， 群際合作在感知理解和族群印象之間的中介效應顯著，β=.05， SE =.01， 95% CI = [.03，.08] 。直接效應（.48）和中介效應（.05）分別占總效應（.53）的9.6%和9.4%。結果表明，群際合作在感知理解和族群印象之間起中介作用。詳見圖1。

研究1采用問卷調查探討了感知理解與心理融合的關系，結果發(fā)現(xiàn)感知理解正向預測心理距離、感覺溫度和族群印象，群際合作起中介作用，但是尚未確定因果關系，研究2 通過操縱感知理解，進一步探討感知理解對心理融合的影響。

3 研究2 感知理解對心理融合的影響：群際合作的中介

3.1 被試

參照感知理解和群際關系（Livingstone et al.，2020），共同內群體認同和民族心理融合研究中（梁芳美等， 2023）實驗效應量的設定，本研究設定效應量為.25，顯著性水平為.05，統(tǒng)計效力為.80，用G*Power 求得所需樣本量159 人，實際被試為200人。剔除未完成實驗的無效數(shù)據(jù)，最終收集到有效數(shù)據(jù)188（男91 人、女97 人），平均年齡為20.52歲（SD = 2.11 歲）。被試均為漢族，自愿參與實驗，視力或矯正視力正常，無認知障礙。其中，感知理解組由65 人組成（男32 人、女33 人），感知不理解組由67 人組成（男32 人、女35 人），控制組由56 人組成（男27 人、女29 人）。實驗結束后獲得一定報酬。

3.2 研究設計

研究2 為單因素被試間設計，自變量為感知理解類型（感知理解vs. 感知不理解vs. 控制組），因變量為心理融合。

3.3 研究工具

感知理解的操縱：采用感知理解啟動范式（Livingstone et al.， 2020）操縱感知理解，讓被試閱讀文章。感知理解條件下被試閱讀的文章表明其他民族能夠很好理解漢族文化和價值觀，比如“其他民族非常理解漢族人的觀點”，而感知不理解條件下被試閱讀的文章表明其他民族對漢族不理解，比如“其他民族非常不理解漢族人的觀點”，控制組條件下被試閱讀的文章與感知理解無關。為了檢查感知理解的操縱是否成功，采用感知理解量表（同研究1 中漢族大學生填寫的感知理解量表）進行感知理解的操縱檢驗。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為.94。

心理融合的測量同研究1 中漢族與其他民族大學生心理融合的測量。其中族群印象量表的Cronbach' s α 系數(shù)為.97。在群際合作的測量中，告知被試將隨機與一位少數(shù)民族同學為一組，其余同研究1。

3.4 實驗程序

首先，將被試分為感知理解組、感知不理解組和控制組，讓其閱讀相應文本。然后完成感知理解操縱檢驗、群際合作任務、人際關系親密度量表、感覺溫度量表和族群印象量表，并填寫人口統(tǒng)計學信息。

3.5 研究結果

3.5.1 感知理解的操縱檢驗

首先，檢驗感知理解操縱是否有效，以感知理解類型為因變量進行單因素方差分析，結果發(fā)現(xiàn)感知理解類型主效應顯著（F （2， 185） = 114.61，p lt;.001， = .55），感知理解組的得分（M = 1.24， SD =.76）顯著高于感知不理解組（M = -1.00， SD = 1.03）和控制組（M = .58， SD = .78），p lt; .001。表明感知理解操縱成功。

3.5.2 描述性統(tǒng)計和多元方差分析

以組別為自變量，心理距離、感覺溫度和族群印象得分為因變量進行多元方差分析（MANOVA）。方差分析結果表明，感知理解組被試的心理距離、感覺溫度和族群印象顯著高于控制組和感知不理解組。見表2。

3.5.3 群際合作的中介效應檢驗

為了檢驗群際合作在感知理解和心理融合中的中介作用，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：感知理解組 = 1，控制組 = 0，感知不理解組 = 0），以心理距離、感覺溫度和族群印象為因變量，群際合作為中介變量，采用相對中介效應Bootstrap 方法進行檢驗。

由于在本研究中心理距離（p lt; .05）、感覺溫度（p lt; .01）和族群印象（p lt; .01）存在性別差異，因此在中介效應分析中控制性別，以心理距離為因變量進行分析，感知理解的總效應顯著（c = .53，p lt; .001），直接效應不顯著（c' = .25， p gt; .05），通過群際合作的間接效應顯著，ab = .29， 95%CI =[.14， .46] ；感知不理解的總效應顯著（c = -.62， p lt;.001），直接效應顯著（c' = -.49， p = .001），通過群際合作的間接效應顯著，ab = -.13， 95%CI = [-.28，-.02]。以感覺溫度為因變量進行分析，感知理解的總效應顯著（c = .72， p lt; .001），直接效應顯著（c'= .44， p lt; .01），通過群際合作的間接效應顯著，ab = .28， 95%CI = [ .16， .43] ；感知不理解的總效應顯著（c = -.54， p lt; .001），直接效應顯著（c' = -.41，p lt; .01），通過群際合作的間接效應顯著，ab = -.13，95%CI = [-.25， -.02]。以族群印象為因變量進行分析，感知理解的總效應不顯著（c = .19，p gt; .05），直接效應不顯著（c' = -.05，p gt; .05），通過群際合作的間接效應顯著，ab = .24，95%CI = [.07，.42]；感知不理解的總效應顯著（c = -.58，p =.001），直接效應顯著（c' = -.45，p lt; .01），通過群際合作的間接效應顯著，ab = -.11，95%CI = [-.26，-.01]。見圖2。

研究2 發(fā)現(xiàn)感知理解促進心理融合，并且群際合作起中介作用。為了再次驗證感知理解對心理融合的促進作用，研究3 以少數(shù)民族大學生為被試，考察少數(shù)民族間感知理解與心理融合的關系。

4 研究3 少數(shù)民族間感知理解、群際合作與心理融合的關系

4.1 被試

在少數(shù)民族大學生中發(fā)放問卷320 份，剔除作答時長過短、規(guī)律作答、未完成等無效問卷后，最終有效問卷302 份，有效問卷回收率為94.4%。其中男性87 名，女性215 名，平均年齡20.20 歲（SD= 1.56 歲），藏族186 人，回族55 人，東鄉(xiāng)族27人，其他民族34 人。參考以往元分析研究，感知理解與群際態(tài)度相關系數(shù)為 r =.25 （Livingstone et al.，2020），采用 G * Power 軟 件 （Faul et al.， 2009）計算其樣本量，檢測效應量（r =.25），至少需要 278個樣本。本研究選取的 302個樣本檢測到效應（r =.25），可以至少提供 99% 的統(tǒng)計效力（1-β ）。

4.2 測量工具

感知理解：采用Livingstone 等人（2020）編制的問卷，根據(jù)研究目的將其中兩個群體改為“本民族”和“其他少數(shù)民族”。其余同研究1。問卷的Cronbach' s α 系數(shù)為.84。

心理融合通過本民族對其他少數(shù)民族的心理距離、感覺溫度、族群印象來測量，除了群體改為本民族對其他少數(shù)民族外，其余同研究1。其中族群印象量表的Cronbach' s α 系數(shù)為.97。在群際合作的測量中，告知被試將隨機與一位其他少數(shù)民族同學為一組，其余同研究1。

4.3 研究結果

4.3.1 共同方法偏差檢驗

采用 Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，設定公因子數(shù)為1，驗證性因素分析結果顯示模型擬合很差，χ²/df = 8.63， CFI = .48， TLI = .46，RMSEA = .16， SRMR = .17，這說明變量間不存在嚴重的共同方法偏差。

4.3.2 描述性統(tǒng)計和相關分析

描述性統(tǒng)計分析結果如表3 所示。其中，感知理解與心理距離（p lt; .001）、感覺溫度（p lt; .001）、族群印象（p lt; .001）和群際合作（p lt; .01）正相關。此外，性別和感知理解（p lt; .01）、族群印象（p lt;.01）正相關。

4.3.3 中介效應檢驗

本研究采用Hayes（2013）開發(fā)的PROCESS 宏程序中的 Model 4，建立群際合作在感知理解與心理融合間的中介模型。以感知理解為自變量，心理距離為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對心理距離的直接效應顯著，β = .38， SE = .11， 95% CI = [.60，1.04] ，群際合作在感知理解和心理距離間的中介效應顯著，β = .03， SE = .01， 95% CI = [.01， .06] 。直接效應（.38）和中介效應（.03）分別占總效應（.41）的92.7% 和7.3%。結果表明，群際合作在感知理解和心理距離之間起中介作用。

以感知理解為自變量，感覺溫度為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對感覺溫度的直接效應顯著，β = .42， SE = .14， 95% CI = [.84， 1.41] ，但群際合作在感知理解和感覺溫度之間的中介效應不顯著，β = .01， SE = .01， 95% CI = [-.01， .04] 。結果表明，群際合作在感知理解和感覺溫度之間不起中介作用。

以感知理解為自變量，族群印象為因變量，群際合作為中介變量，性別為控制變量，進行中介效應分析。結果發(fā)現(xiàn)感知理解對族群印象的直接效應顯著，β = .41， SE = .07， 95% CI = [.44， .71] ，群際合作在感知理解和族群印象之間的中介效應顯著，β= .04， SE = .02， 95% CI = [.01， .07] 。直接效應（.41）和中介效應（.04）分別占總效應（.45）的91.2% 和8.8%。結果表明，群際合作在感知理解和族群印象之間起中介作用。詳見圖3。

研究3 以少數(shù)民族為樣本，考察了少數(shù)民族間感知理解與心理融合的關系，結果發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族間的感知理解正向預測心理融合，群際合作在感知理解和心理距離、族群印象間起中介作用。

感知喜歡是指個體感知到外群體成員對內群體的喜歡，已有研究發(fā)現(xiàn)感知喜歡也有利于群際關系（Livingstone et al.， 2020）。Livingstone 等人的研究發(fā)現(xiàn)，啟動感知理解也可能引發(fā)感知喜歡（Livingstone et al.，2020）。因此，研究4 操縱了感知理解和感知喜歡，進一步驗證感知理解對心理融合的促進作用。

5 研究4 感知理解和感知喜歡對心理融合的影響

5.1 被試

參照共同內群體認同和民族心理融合研究中（梁芳美等， 2023）實驗效應量的設定，本研究設定效應量為.25，顯著性水平為 .05，統(tǒng)計效力為.80，用G*Power 求得所需樣本量128人，實際被試為198人。刪除未完成實驗、不認真作答的被試，最終收集到有效數(shù)據(jù)187 份（男89 人、女98 人），平均年齡為20.57 歲（SD = 2.30 歲）。被試均為漢族，自愿參與實驗，視力或矯正視力正常，無認知障礙。其中，感知理解喜歡組46 人（男23 人、女23 人），感知理解不喜歡組48 人（男23 人、女25 人），感知不理解喜歡組46 人（男21 人、女25 人），感知不理解不喜歡組47 人（男22 人、女25 人）。實驗結束后獲得一定報酬。

5.2 研究設計

研究3 為2（感知理解類型：感知理解vs. 感知不理解）×2 （感知喜歡類型：感知喜歡vs. 感知不喜歡）雙因素被試間實驗設計，因變量為心理融合。

5.3 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。采用感知喜歡啟動范式（Livingstone etal.， 2020）操縱感知喜歡。感知喜歡組被試閱讀其他民族喜歡漢族的信息，而感知不喜歡組被試閱讀其他民族不喜歡漢族的信息。感知理解的操縱檢驗同研究2，該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為.92。感知喜歡的操縱檢驗是要求被試完成感知喜歡量表（Livingstone et al.， 2020），題目包括“一般來說，其他民族喜歡漢族”等，總計6個項目，7 點計分（“-3= 完全不同意”，“0 = 不同意”，“3 = 完全同意”）。其中3 個項目是反向計分，得分越高代表感知喜歡程度越深。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為.94。

群際合作和心理融合的測量同研究2。

5.4 實驗程序

首先，將被試分為感知理解喜歡組、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，讓其閱讀相應文本。然后完成感知理解操縱檢驗、感知喜歡操縱檢驗、群際合作任務、人際關系親密度量表、感覺溫度量表和族群印象量表，并填寫人口統(tǒng)計學信息。

5.5 研究結果

為了進一步驗證感知理解對心理融合的促進效應，將感知理解作為自變量，感知喜歡作為中介變量，分別以心理距離、感覺溫度和族群印象作為因變量，進行回歸分析發(fā)現(xiàn)（方杰等， 2017），Z 值均小于1.96，這表明感知喜歡的中介效應不顯著，即感知理解對心理融合的影響并不是通過感知喜歡實現(xiàn)的。

6 總討論

本研究發(fā)現(xiàn)感知理解能夠促進心理融合，群際合作在感知理解和心理融合間起中介作用。這與以往研究一致（Ioku amp; Watamura， 2022; Livingstone etal.， 2020），Livingstone 等人（2020）探討了感知理解對群際態(tài)度的影響，結果發(fā)現(xiàn)與感知不理解相比，感知理解組被試對外群體的評價更積極。

本研究發(fā)現(xiàn)群際合作是感知理解促進心理融合的中介變量。感知理解有利于群際合作，這與之前的研究一致（Swann et al.， 2003）。這可能是因為人們通常會傾向于與肯定自己觀點的人互動，當個體感知到外群體成員理解了內群體的觀點時，更有可能與其建立開放、合作的關系。此外，通過與外群體開展合作，追求和實現(xiàn)共同利益，能夠建立更加和諧、積極的群際關系（Ramos et al.， 2015）。比如，Brown 和Hewstone（2005）的研究發(fā)現(xiàn)群際合作能夠減少群際威脅，從而降低對參與合作的外群體成員的偏見。這可能是基于以下兩點原因，第一，群際合作可以滿足共同利益。與合作雙方都選擇追求自身利益相比，共同利益更有利于建立更為積極的群際關系（Dawes， 1980）。第二，群際合作可以改變人們對群體身份的看法。例如，根據(jù)共同內群體認同模型，與外群體的合作會改變人們的觀念，使他們更有可能將內群體和外群體視為同一群體（Gaertner amp; Dovidio， 2009），而當人們將外群體成員視為具有共同身份的內群體成員時，對內群體成員產生的積極認知、情感和評價就會擴展到外群體成員中（Dovidio amp; Gaertner， 2010）。然而，在研究3 中并未發(fā)現(xiàn)群際合作在少數(shù)民族間感知理解和感覺溫度中的中介作用，這可能是因為：第一，研究3 探討的是少數(shù)民族間感知理解和感覺溫度的關系，但沒有控制少數(shù)民族間原有的群際態(tài)度水平，加之測量對象為“其他少數(shù)民族”較為籠統(tǒng)，與心理距離和群際態(tài)度相比，感覺溫度測量方式的呈現(xiàn)可能更容易使被試將其他少數(shù)民族固定為某一民族，進而誘發(fā)原本的群際態(tài)度；第二，感知理解和感覺溫度間可能還存在其他的中介變量，比如群際信任、群際接觸等。

本研究也存在以下局限。第一，研究1 和研究2 考察了漢族感知到來自其他民族的理解，研究3考察了少數(shù)民族對其他少數(shù)民族的感知理解，其他民族和其他少數(shù)民族都太過籠統(tǒng)，尚未考慮被試對不同民族的態(tài)度，未來可以在明確某一具體民族的基礎上探討感知理解對心理融合的影響；第二，本研究操縱了感知理解和感知喜歡，但理解與誤解、喜歡與討厭是相對的，因此未來研究應考察兩個具體民族間的感知理解、明確感知理解和感知喜歡的標準等，使結果更為可靠；第三，研究2 和研究4都以漢族為被試，研究1 也是以漢族大學生樣本為主，未來研究應選取少數(shù)民族進行感知理解的操縱，進一步考察感知理解對心理融合的影響；第四，研究3 少數(shù)民族樣本中主要以藏族大學生為主，其他民族較少，未來研究可以進一步探討其他少數(shù)民族的感知理解與心理融合的關系。

7 結論

（1）感知理解促進心理融合；

（2）群際合作在感知理解與心理融合間起中介作用。