關鍵詞 感知理解 群際信任 中華民族認同 元知覺 共同內群體認同

1 引言

當前，在全球化和多元文化并存的時代背景下，經(jīng)濟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，同時也引發(fā)了民族文化認同危機（胡曉檬等，2021）。在這樣的背景下，習近平總書記提出鑄牢中華民族共同體意識，而中華民族認同是構建中華民族共同體意識的方向和主線。從國家層面看，中華民族認同直接影響國家自豪感、國家認同和文化認同（張瑩瑞， 佐斌，2012），它增進了民族凝聚力，是鑄牢中華民族共同體意識的核心（李靜， 強健， 2021）。從個人層面看，中華民族認同可以提高學校適應能力（浦昆華， 尹可麗， 2022）、促進心理健康（尹可麗等， 2016）。

1.1 中華民族認同的影響因素

中華民族認同形成于共同地域、共同血緣、社會文化交融和現(xiàn)代民族多源性的基礎上，是人們對中華民族這一民族實體的自覺意識和情感依附（張瑩瑞， 佐斌， 2012）。依據(jù)社會分類理論，中華民族是我國所有民族的上位群體，中華民族認同本質上是一種共同內群體認同，即個體在認知上將其所屬民族“我們”和其他民族“他們”轉變?yōu)橐粋€更高層級、更具包容性的共同內群體“我們”，在情感上產(chǎn)生對中華民族共同體的偏愛，在行為上對中華民族共同體產(chǎn)生更多積極傾向（孟樂等，2022）。

那么，如何促進中華民族認同呢？已有研究發(fā)現(xiàn)，民族社會化中的促進和睦和接觸他族（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）正向預測中華民族認同。然而，目前關于中華民族認同的研究，主要集中在理論解釋和政策分析上（張積家，馮曉慧， 2021），實證研究相對薄弱，現(xiàn)有研究大多通過問卷考察中華民族認同與其他變量的相關關系，并未探索因果關系，并且目前尚未從群際元知覺角度探討中華民族認同的促進機制。群際元知覺即個體關于他人如何看待自己所屬群體的信念。群際元知覺影響外群體態(tài)度（Livingstone， 2023; Troppet al.， 2006），比如，感知到外群體對本群體的理解有利于與外群體成員建立積極關系（Livingstone，2023）。

1.2 感知理解促進中華民族認同

感知理解（felt understanding）是指外群體成員理解并接受內群體成員的觀點，包括內群體成員的信仰、價值觀、經(jīng)歷和身份等（Livingstone etal.， 2020）。在我國多民族背景下，中華民族共同體是更高層級的共同內群體。共同內群體認同模型（common ingroup identity model， CIIM）認為通過對社會身份的再分類，改變群體邊界感知，將群體成員表征從“我們”和“他們”（兩個獨立群體）轉變?yōu)楦甙菪缘摹拔覀儭保ü餐瑑热后w）。群體成員可以將原有內群體積極態(tài)度擴展到新的共同內群體中，進而降低群際偏見，形成內群偏愛（Gaertneret al.， 1993）。已有研究發(fā)現(xiàn)感知到被外群體尊重可以促進共同內群體認同（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烈的重新歸類、形成共同內群體的意愿（Simon et al.，2015）。感知理解使個體感到被重視、尊重和認可（Morelli et al.， 2014），當感受到來自其他民族的尊重和理解時，有助于打破原有群際邊界，將原內群體和外群體重新分類為一個共同的內群體，有助于不同群體在心理和認知上“拉近距離”，將對方視同“自己人”，即促進中華民族認同。不同民族之間的感知理解和交流，使原內群體身份界限變得模糊，從而更有可能認同中華民族這個包攝水平更高的上位群體。因此，本研究假設感知理解促進中華民族認同（假設1）。

1.3 感知理解促進中華民族認同的心理機制——群際信任的中介作用

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

感知理解可以促進群際信任（Livingstone et al.，2020）。Livingstone 等（2020）以蘇格蘭人、英國人為被試，探討感知理解對群際關系的影響，結果表明感知理解正向預測外群體信任。此外，感知理解可以降低內群體對環(huán)境的不確定性感知，相信其不會對內群體價值觀或利益構成威脅，進而促進對外群體的信任和認同（Hogg， 2007）。

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

綜上，本文通過三個研究探討感知理解對中華民族認同的影響。研究1 通過問卷調查探討了感知理解、群際信任和中華民族認同的關系；研究2 通過操縱感知理解，探討了感知理解對中華民族認同的影響及作用機制；研究3 區(qū)分了感知理解與感知喜歡，進一步驗證感知理解對中華民族認同的影響。

2 研究1 感知理解、群際信任與中華民族認同的關系

2.1 研究對象

采用方便抽樣，在西北某高校通過Credemo 平臺收集數(shù)據(jù)，發(fā)放問卷371 份，剔除作答時長過短、規(guī)律作答和不認真作答等無效問卷后，最終有效問卷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 測量工具

感知理解。采用Livingstone 等（2020）編制的問卷，使用15 個項目評估了外群體成員理解內群體信念、價值觀和觀點的程度。采用7 點計分（“-3= 完全不同意”，“3 = 完全同意”）。在計算時轉換為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 個項目，7 點計分（“1 = 從來沒有過這種感覺”，“7 = 一直持續(xù)這種感覺”）。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代中國，因此可能會影響相應的測量和中介分析。

中華民族認同。采用共同內群體認同量表（Ufkeset al.， 2015）、中華民族認同量表（高承海， 萬明鋼，2013; Phinney et al.， 2007）和中華民族共同體意識量表（陳立鵬， 薛璐璐， 2021）測量中華民族認同。其中，共同內群體認同量表中共同內群體表述為“中華民族的一員”，采用7 點計分（“1 = 非常不同意”，“7 = 非常同意”）。Cronbach' s α 系數(shù)為.81。中華民族認同量表包含6 個項目，6 點計分（“1 = 完全不同意”，“6 = 完全同意”），得分越高表明中華民族認同程度越高。Cronbach' s α 系數(shù)為.86。中華民族共同體意識量表（陳立鵬， 薛璐璐， 2021）包括18 個項目，5 點計分（“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越強。Cronbach' s α 系數(shù)為.97。

2.3 研究結果

2.3.1 共同方法偏差檢驗

采用探索性因素分析對可能存在的共同方法偏差進行檢驗。整合問卷所有項目進行探索性因素分析，析出的第一個公因子解釋率38.10%，小于40%。因此，本研究所涉及的變量不存在嚴重的共同方法偏差。

2.3.2 描述性統(tǒng)計和相關分析

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

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 進行分析，以Bootstrap 法生成5000 個樣本，在95% 置信區(qū)間內進行中介效應檢驗，分別考察群際信任在感知理解和共同內群體認同（ 中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識中的中介作用。

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

研究1 結果表明，感知理解正向預測中華民族認同，群際信任在其中起到中介作用。然而，研究1 僅通過問卷調查探討了三個變量間的相關，不能揭示感知理解與中華民族認同的因果關系，研究2通過操縱感知理解，進一步探討感知理解對中華民族認同的影響及作用機制。

需要說明的是在研究1～3 中共同內群體認同（中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識的計分方式不同，共同內群體認同（中華民族）采用7 點計分，中華民族認同采用6 點計分，中華民族共同體意識采用5 點計分，因此，由這三個問卷測量出的平均數(shù)僅分別代表共同內群體認同（中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識的程度，是中華民族認同的測量指標，但并不能進行橫向比較。

3 研究2 感知理解對中華民族認同的影響：群際信任的中介

3.1 被試

根據(jù) G*Power 3.1 預估被試量，預計需要159名被試（Effect Size = .25， α = .05， Power = .8），實際被試為203 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)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，均自愿參與實驗，視力或矯正視力正常，無認知障礙。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）。

實驗前填寫知情同意書，實驗結束后獲得一定報酬。

3.2 研究設計

研究2 為感知理解（感知理解vs. 控制 vs. 感知不理解）單因素被試間設計，因變量測量指標為共同內群體認同（中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識量表的得分。

3.3 研究工具

感知理解的操縱：通過閱讀文章進行感知理解的操縱（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)實驗目的將其中兩個群體改為“漢族”和“其他民族”，并且依據(jù)中文閱讀習慣調整文章語句?！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的文章，控制組條件下被試閱讀與感知理解無關的文章。采用感知理解問卷（同研究1）進行感知理解操縱檢驗。

群際信任的測量：采用“信任博弈”任務測量群際信任（Berg et al.， 1995）。在該博弈任務中，要求被試所在團隊給對方團隊（三名其他民族成員組成）進行投資。被試持有金額100 元，決定投資部分金額X 給予對方團隊，對方團隊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 給被試所在團隊。如此，被試團隊最終收益為（100-X）＋ Y 元，被試被告知他的決定將直接影響團隊最終收益，將被試在任務中投資給對方團隊的金額X 作為信任水平的測量指標，X 越高，表示群際信任水平越高。

中華民族認同的測量同研究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、信任博弈任務、共同內群體認同量表、中華民族認同量表、中華民族共同體意識量表，并填寫人口統(tǒng)計學信息。

3.5 研究結果

3.5.2 描述性統(tǒng)計和方差分析

以組別為自變量，共同內群體認同（ 中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識的得分為因變量進行單因素方差分析，三個組別差異均顯著。詳細結果見表3。

事后多重比較發(fā)現(xiàn)，在共同內群體認同（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顯著差異，p gt; .05。在中華民族認同上，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顯著差異，p gt; .05。在中華民族共同體意識上，感知理解組顯著高于感知不理解組（p lt; .01），與控制組無顯著差異，p gt; .05，感知不理解組和控制組無顯著差異，p gt; .05。該結果表明與感知不理解相比，感知理解能夠促進中華民族認同。

3.5.3 群際信任的中介作用分析

為了檢驗群際信任在感知理解和中華民族認同中的中介作用，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），以共同內群體認同（中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識為因變量，群際信任為中介變量，采用相對中介效應Bootstrap 方法進行檢驗。

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

3.5.4 討論

研究2 發(fā)現(xiàn)感知理解能夠促進中華民族認同，群際信任在感知理解和共同內群體認同（中華民族）和中華民族認同間起到中介作用。但感知理解也伴隨著感知喜歡，已有研究發(fā)現(xiàn)，感知喜歡也會改善群際關系（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，不包括對于外群體是否理解內群觀點的感知。為了進一步驗證感知理解對中華民族認同的促進作用，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中華民族認同的影響。

4 研究3 感知理解比感知喜歡更能促進中華民族認同

4.1 被試

根據(jù)G*Power 3.1 預估被試量，預計需要179名被試（Effect Size = .25， α = .05， Power = .80），實際被試為192 人。剔除未完成實驗、不認真作答的無效數(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，均自愿參與實驗，視力或矯正視力正常，無認知障礙。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）。實驗前填寫知情同意書，實驗結束后獲得一定報酬。

4.2 研究設計

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）雙因素被試間設計，感知理解和感知喜歡均為組間變量，因變量測量指標為共同內群體認同（中華民族）、中華民族認同和中華民族共同體意識量表得分。

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?！案兄矚g”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同研究2。

為了檢驗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 點計分，得分越高代表感知喜歡程度越高。

中華民族認同的測量同研究1。

4.4 實驗程序

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、感知喜歡操縱檢驗、群際信任量表、共同內群體認同量表、中華民族認同量表、中華民族共同體意識量表以及人口統(tǒng)計學變量。

4.5 實驗結果

4.5.3 多元回歸分析

為了進一步驗證感知理解對中華民族認同的影響，我們進行了多元回歸分析，結果如表4 所示。

感知理解顯著預測共同內群體認同和中華民族共同體意識，而感知喜歡只能預測共同內群體認同。該結果進一步表明感知理解更能促進中華民族認同。

4.5.4 討論

感知喜歡只有在共同內群體認同上主效應顯著，其余均不顯著，而感知理解在共同內群體認同、中華民族共同體意識上主效應均顯著，并且感知理解正向預測共同內群體認同和中華民族共同體意識，感知喜歡只對共同內群體認同的預測作用顯著，其他均不顯著。這說明與感知喜歡相比，感知理解更能促進中華民族認同。

5 總討論

研究1探討了感知理解和中華民族認同的關系，研究2 操縱感知理解進一步探討了感知理解對中華民族認同的影響，研究3 在研究2 的基礎上區(qū)分了感知理解和感知喜歡，再次驗證了感知理解對中華民族認同的促進作用。研究表明感知理解能夠促進積極的群際關系，這與以往研究一致（Brik et al.，2024; Livingstone et al.， 2020）。這可能是因為感知理解意味著相信外群體成員“理解”我們的想法，即使他們不同意，也能以非評判的立場看待這些觀點，這為促進良好群際關系奠定了基礎（Brik et al.，2024）。同時，感知理解能引發(fā)積極情緒（Du etal.， 2024）和對外群體的積極態(tài)度和行為（Brik et al.，2024; Livingstone et al.， 2020），而積極情緒有助于提升認知靈活性、進行更包容的分類，增強共同內群體認同（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，研究2 也發(fā)現(xiàn)，與感知不理解相比，感知理解促進群際信任。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同正相關，研究2 也發(fā)現(xiàn)群際信任能夠促進中華民族認同。這也得到了以往研究的支持（Noor et al.， 2008）。Noor 等人（2008）以智利大學生為被試，探討內群體認同、共同內群體認同、同理心和群際信任對外群體寬恕的影響，結果發(fā)現(xiàn)群際信任和共同內群體認同正相關，均正向預測外群體寬恕。

這可能是因為感知理解降低了不確定性，增強了群際信任（辛素飛等， 2013），而群際信任又促進了積極群際接觸和合作，有利于共同內群體認同（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誤信息或不充分信息，進而降低群際偏見，增強心理聯(lián)結，改善群際關系。根據(jù)社會交換理論（Cropanzano amp;Mitchell， 2005），感知到外群體理解時，個體也會更加理解和信任外群體。此外，群際信任是群際互動的重要內容，是合作的基礎和促進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更包容性的分類（Reimeret al.， 2022）和共同內群體認同（Gaertner et al.， 1993;Reimer et al.， 2022）。

本研究結果為促進民族關系、鑄牢中華民族共同體意識提供路徑。感知理解強調群際關系中的互動性、互構性，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同。在我國多民族背景下，不同民族之間增進互信合作，在對方理解自身的基礎上，進一步理解對方的觀念、情感和利益關切，這才有助于形成中華民族共同體認同。

6 研究局限與展望

本研究仍然存在一些問題，在未來研究中亟待解決：第一，研究只選取了漢族大學生作為被試，探討了漢族感知到少數(shù)民族成員的理解對中華民族認同的影響，忽略了對少數(shù)民族群體的考察。與漢族相比，少數(shù)民族群體感知到來自漢族對本群體的理解是否也能提升中華民族認同呢？未來研究應關注少數(shù)民族群體感知理解對中華民族認同的影響。第二，研究只考察了群際信任在感知理解和中華民族認同間的中介作用，但除了群際信任外，還有其他中介或調解變量作用于感知理解和中華民族認同，需要未來研究考察其他可能的中介變量和調節(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群體認同，未來研究可以從其他角度進一步探索感知理解對中華民族認同的影響機制。第四，在研究2 中，以中華民族共同體意識為因變量進行中介效應分析時，并沒有發(fā)現(xiàn)群際信任的中介作用，這可能是因為量表缺乏本土化和社會贊許效應所致，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代中國，另一方面中華民族共同體意識量表可能存在社會贊許效應。此外，研究2 感知理解組和控制組在中華民族共同體意識量表得分上并沒有發(fā)現(xiàn)顯著差異，這可能也是因為該量表存在社會贊許效應。因此，未來研究應開發(fā)更適用于中國文化背景的量表或采用內隱聯(lián)想測驗等進一步考察感知理解對中華民族認同的促進效應。

7 結論

（1）感知理解促進中華民族認同；

（2）群際信任在感知理解與中華民族認同關系中起到中介作用。