李雅宁，杨伊生，2
（1.内蒙古师范大学 心理学院， 内蒙古 呼和浩特 010022；
2.内蒙古自治区心理学重点实验室，内蒙古 呼和浩特 010022）
文化依恋是个体与所属文化良性互动形成的特殊情感联结［1］。2006年Hong等［2］将其作为一个独立概念后，研究者们通常以一般依恋为锚定变量，就文化依恋的概念、测量方式和功能等方面进行探讨，从而证实了文化依恋的客观存在和价值［2-5］。目前文化依恋概念内涵的界定具有较强的国内外一致性，但该领域的其他内容还需进一步拓展。
在其测量方式上，Hong等［2］以跨国文化个体为研究对象编制了《文化依恋风格量表》；
在此基础上，国内研究者编制了中国本土化的《文化依恋问卷》，适用于测量无跨国文化经验的中国民众对本民族文化的依恋状态［3］。但该研究仍有需要完善之处：（1）“多元一体”是中国民族的显著特征，各民族既归属于“多元”的具体民族，也归属于国家层面的民族共同体——中华民族。从级序性上讲，中华民族身份优先于各种民族身份［6］。因此，仅从具体民族文化角度出发来探究中国民众的文化依恋，不能展示其文化依恋的全貌，未来应补充人们对中华民族文化（以下简称“中华文化”）依恋现状的研究。（2）该方式主要测量中国民众的外显文化依恋状态，其结果可能存在社会赞许效应［3］。因此，有必要从内隐角度进一步验证中国民众的文化依恋状态，这对后续其在中国本土化应用起到基础性作用。基于以上思考，本研究参照Hong等［2］的文化依恋启动范式，结合中国文化背景探究人们对中华文化的依恋状态，包括预实验和正式实验1，预实验用于筛选当代中国民众心中有代表性的中华文化符号，为正式实验提供实验材料。正式实验1采用启动范式证实人们持有中华文化依恋，为后续中华文化依恋的本土化应用奠定基础。
就其功能来看，国内学者将研究视角倾向于中国各民族内部关系，如将文化依恋视为促进民族团结进步教育、民族文化传承和铸牢中华民族共同体意识的重要方式［4，7］，并认为它是影响游客感知、传播、传承红色旅游文化，推动红色旅游发展的重要因素［8］。但随着全球化的快速发展，国际之间的互相依赖和共同利益逐渐成为一个重要话题，提倡构建人类命运共同体［9］。因此，将文化依恋对国内民族关系的影响视角扩展到其对国际民族关系的影响具有重要的现实意义。
国外研究者初步探究了文化依恋对国际关系的影响［10］，文化依恋能通过激活关系安全感来增加个体与他文化群体积极接触的意愿。但也有研究者提出相反观点，如人们为了保持自身文化身份的纯洁性和完整性，会主动远离他文化及其他文化群体［11-12］。上述结果的原因可能是人们解读文化依恋功能的视角不同。一方面，文化依恋作为一般依恋在文化领域的拓展［2-3］，其对群际关系的影响应与一般依恋相一致，可能会正向影响群际关系。安全依恋的拓延建构环理论认为［13-14］，安全依恋可通过激活积极信念来引起人们对社会信息加工的积极偏向，提高对外群体的信任程度［15］。另一方面，文化依恋的认知基础是文化认同，并将有关该文化的认知（记忆、思维、价值等）整合到自我概念中时，才会对该文化产生依恋情感［3］。因此，激活文化身份是引发文化依恋的关键因素，而凸显内群体身份的同时会增强与内群体的连接感，产生内群体偏爱［16］，这可能会负向影响群际关系。那么，文化依恋对群际关系的影响究竟如何？是促进还是抑制？正式实验2试图在证实中华文化依恋的基础上，进一步探究中华文化依恋对国际关系的影响，从而回答“中华文化依恋对群内关系是否可以扩展到国际群际关系？”以及“中华文化依恋对国际群际关系影响的结果如何？符合何种理论解释？”等相关理论问题。
综上所述，本研究遵循“筛选中华文化材料”→“证实中华文化依恋状态”→“深入探究中华文化依恋对群际关系的影响”这一逻辑路径分别设计了预实验、正式实验1和正式实验2。预实验通过自由联想法来选取和评估中国民众心中的中华文化符号。文化符号是一个地域、民族或国家文化的标示物［17］，常作为文化依恋的重要载体［1，3］。正式实验1采用文化依恋启动范式验证中国民众对中华文化的依恋状态，并提出假设1：人们与所属的中华文化会形成依恋情感，表现为在威胁情境下，文化符号会给予个体安全感，减少对威胁情境的消极反应。在正式实验1的基础上，正式实验2进一步探究中华文化依恋状态对国际群际关系的影响。群际信任是衡量群际关系的重要指标［18］，此部分主要考察文化依恋对外群体信任的影响，通过面孔可信度评分来测量［19-21］。文化依恋总体上属于积极情绪情感，积极情绪会提高人们对外群体面孔可信度的评分［22］。同理，在人们感知到外群体不值得信任时，积极情绪能够通过“社会拓宽”来修复信任［23］。据此，本研究提出假设2和3：中华文化依恋有助于提升人们对外群体高可信面孔的评分和缓解外群体低可信面孔的评分（假设2）；
反之，如果人们对外群体高低可信度面孔的评价均显著低于积极情绪启动条件，则说明文化依恋对群际关系的效应不符合依恋理论，而是遵循文化认同的影响机制（假设3）。
1.1 实验目的
确定当代中国民众心中具有代表性的中华文化符号，为正式实验1和2提供实验材料。
1.2 方法
1.2.1 被试 采用TC Lab在线实验平台从全国随机招募两部分被试，一部分用于中华文化符号的收集（共30名，男性15名），其年龄分布在19～28岁之间（M=21.33，SD=2.76）；
另一部分进行中华文化符号的评价工作（共28名，男性10名），其年龄分布在19～43岁之间（M=24.00，SD=4.91）。两组被试的职业类型均包括学生、专业技术人员、生产制造及办事人员等，所有被试的视力或矫正视力正常，均签署知情同意书。
1.2.2 程序 （1）中华文化符号的确定。参照王一川等［24］的文化符号收集程序，在TC Lab平台对被试进行开放调查。要求被试回答以下问题：“您认为最能代表中华文化的符号有哪些？可以从多角度考虑，例如人物-钟南山等，建筑-故宫等，吉祥物-冰墩墩等。请根据由强到弱的顺序列出（数量至少20个，不可重复）。”
（2）中华文化符号的评估。基于中华文化符号的收集结果，网络下载相应图片40张，其中故宫、长城、孔子、北京奥运会、冰墩墩、熊猫、中国功夫、汉字、毛泽东、东方明珠、茶叶、京剧、陶瓷、唐装、中国龙、五星红旗的图片各两张；
考虑到春节涉及很多风俗习惯，故选取春节活动（贴窗花、压岁钱）和春节饮食习惯（饺子）四张图片。与此同时，另网络收集40张金箱子图片作为文化符号的对照组。所有图片均采用Photoshop进行标准化处理，其图片尺寸均为400×300像素。参照Hong等［2］评估流程，被试需对80张图片的中华文化代表性和积极情绪情感的唤醒度进行李克特“1～7”评分，“1”代表“中华文化代表性或积极情绪情感唤醒度非常低”，“7”代表两个方面的评分非常高。整个实验流程大约持续5分钟。
1.3 结果
1.3.1 中华文化符号的收集结果 采用SPSS25.0和中文版Microsoft Excel软件对收集的600个中华文化联想词进行频数分析，并对其进行独立合并简化，将“完全同义”的量少者并入量多者，如“建筑-故宫”合并为“故宫”，近义者则不予合并［25］。据此方法，本研究获得243个能代表中华文化的符号。
为了更直观的显示中华文化符号的代表性程度，另通过“微词云”平台对243个词汇绘制词云图（图1），词频高的字体更大。根据词频分析，选取频次在8以上，排名前17名的文化符号，分别为：故宫、长城、孔子、北京奥运会、冰墩墩、熊猫、中国功夫、汉字、毛泽东、春节、东方明珠、茶叶、京剧、陶瓷、唐装、中国龙、五星红旗。其中，这些文化符号的88.24%内容与王一川等［24］的前50名文化符号有重叠。该结果说明，人们心中具有代表性的中华文化符号具有跨时间稳定性，也包含时代变迁特征的新内容。
1.3.2 中华文化符号的代表性评估结果 采用SPSS 25.0 软件，对文化符号和金箱子的中华文化代表性、积极情绪情感唤醒度分别进行配对样本t检验，结果显示文化符号（6.39±0.50）和金箱子（2.11±1.26）在中华文化代表性评分上差异显著，t（27）=16.82，P＜0.001，Cohen′sd=4.43；
而文化符号（5.17±0.65）和金箱子（5.12±1.40）在积极情绪情感唤醒度上差异不显著，t（27）=1.02，P=0.318。此结果说明文化符号和金箱子符号可用于后续研究。
图1 人们心中最能代表中华文化符号的词云图Fig.1 The best representative Chinese cultural icon in word cloud diagram
2.1 实验目的与假设
正式实验1参照文化依恋启动范式（情感迁移任务）来探究中国民众对中华文化的依恋状态。假设：中国民众会形成与中华文化的情感联结，表现为在威胁情境下，中华文化可为人们提供安全感，进而缓解他们对威胁情境的消极情绪反应。
2.2 方法
2.2.1 被试 通过Gpower_3.1.9软件进行样本量估算，根据effect sizeƒ=0.40，α=0.05，1-β=0.80［19-20］计算每组需要样本量10人，采用TC Lab在线实验平台从全国随机招募40名被试（男性20名；
汉族37名，其他民族3名），其年龄分布在18～32岁之间（M=21.95，SD=2.72）。所有被试的视力或矫正视力正常，均签署知情同意书。
2.2.2 实验设计 本实验采用2（情境类型：威胁和非威胁）×2（符号类型：文化符号和金箱子）被试内实验设计，因变量是人们对无规则图形的喜好评分。
2.2.3 实验材料 情境类型材料。在中国情绪图片库［26］中分别选取威胁图片（如战争冲突）和非威胁图片（如日常生活用品）各19张，28名被试（男性10名）对情境类型材料的威胁程度进行“1～7”评分，“1”代表“图片的威胁程度非常低”，“7”代表“图片的威胁程度非常高”。对两类情境材料的威胁性进行配对样本t检验，其结果显示威胁图片（6.19±0.69）和非威胁图片（1.54±0.55）的威胁性评分差异显著，t（28）=29.74，P＜0.001，Cohen′sd=7.45。结果表明情境类型材料的威胁性区分有效。
符号材料来源于预实验，包括38张文化符号和38张金箱子图片，经进一步配对样本t检验，文化符号（6.35±0.48）和金箱子的中华文化代表性（2.11±1.27）差异显著，t（28）=16.43，P＜0.001，Cohen′sd=4.42；
积极情绪情感唤醒度显著不差异，t（28）=1.39，P=0.177。
无规则图形材料选自Hong等［2］绘制的图形，共13个类型117张图片，图片分辨率均为400×300像素。30名被试（男性15名）根据自身的第一印象对无规则图形的主观喜好程度进行“1～7”评分，“1”代表“非常不喜欢”，“4”代表“中等”，“7”代表“非常喜欢”。采用SPSS 25.0软件，将13个图形类型的喜好评分分别与中间值“4”进行单样本t检验，结果如表1所示，黑色正方形、黑色梯形、黑色五角形以及黑色圆柱形与中间值“4”的差异显著，因此，以上四种类型图形不用于后续研究；
随后，本研究又将其他所有无规则图形的评分与中间值“4”进行单样本t检验，其结果显示，图形序号4、5、14、38的主观喜爱评分与中间值“4”有显著差异，故将这几张图片也进一步删除。剩余图片用于正式实验。
表1 无规则图形的喜好评分（M±SD）Tab.1 Likeability of random geometric patterns （M±SD）
2.2.4 程序 通过TC Lab在线实验平台进行呈现和记录，具体实验流程如下：首先呈现指导语，被试完全理解指导语后进入练习阶段，练习共有8个试次，待被试已完全理解实验流程后，开始进入正式实验。否则，被试需要重新进行练习。实验中单个试次的流程为：首先呈现1 000 ms的注视点，随后依次呈现17 ms的威胁（或非威胁）图片、17 ms的文化符号（或金箱子符号）图片以及30 ms的掩蔽刺激，最后呈现无规则图形，被试的任务是按照第一印象对无规则图形进行李克特“1～7”的喜好评价，“1”为“非常不喜欢”，“7”为“非常喜欢”。所有实验材料的顺序在被试间随机。
2.3 结果
采用SPSS 25.0软件，以情境类型与符号类型为自变量，以主观喜好评分为因变量进行两因素重复测量方差分析。其结果显示情境类型与符号类型的交互作用显著，F（1， 39）=4.54，P=0.039，ηp2=0.10，进一步简单效应分析发现（如图2所示），在威胁情境中，相对于金箱子符号，文化符号启动条件下的无规则图形的评分更高，t（39）=3.21，P=0.003，Cohen′sd=0.41；
两者在非威胁情境下无显著差异，t（39）=0.99，P=0.33。另外，符号类型的主效应显著，F（1， 39）=9.52，P=0.004，ηp2=0.20，进一步事后检验分析，文化符号（3.99±0.83）启动下的无规则图形的评分显著高于金箱子（3.77±0.77），t（39）=3.09，P=0.004，Cohen′sd=0.27，而情境类型的主效应不显著，F（1， 39）=0.27，P=0.61。
3.1 实验目的与假设
正式实验1的结果显示，“多元一体”文化背景下的中国民众对中华文化会产生依恋。正式实验2进一步探究中华文化依恋状态对外群体信任的影响，外群体信任程度用人们对其面孔可信度评分来衡量。由于外群体面孔自身有高低可信度之分，假设：文化依恋启动会影响对外群体信任的知觉结果，且会受到面孔自身可信度的调节。
3.2 方法
3.2.1 被试 通过Gpower_3.1.9软件进行样本量估算，根据effect sizeƒ=0.40，α=0.05，1-β=0.80［19-20］计算每组需要样本量7人，采用TC Lab在线实验平台从全国随机招募30名被试，根据缺失值、反应时大于3 000 ms和小于300 ms的标准删除5名被试，有效被试25名（男性9名），其年龄分布在18～26岁之间（M=21.56，SD=1.92），所有被试视力或矫正视力正常，均签署知情同意书。
图2 不同情境和符号条件下的无规则图形喜好评分的均值、标准差及方差分析结果Fig.2 Mean， standard deviation and ANOVA results of the likeability of random geometric patterns under different situational and iconic conditions
3.2.2 实验设计 本实验采用2（情境类型：威胁和非威胁）×2（符号类型：文化符号和金箱子）×2（面孔可信程度：高可信和低可信）被试内实验设计，因变量是被试对外群体面孔的可信度评分。
3.2.3 实验材料 情境类型和符号类型材料来源于正式实验1。
面孔可信度材料选自Oosterhof 和Todorov［27］面孔数据库，该数据库中包含300张高加索面孔，高可信、低可信和中性面孔分别100张。为了克服面孔可信度的性别差异，本实验仅选取高加索男性面孔。根据数据库中可信度数值大小，分别选取可信度排序前19位和排序后19位的男性面孔38张。26名被试（男性8名）对所选面孔进行1～7可信度评分，随后对高可信与低可信面孔所得评分进行配对样本t检验，结果显示，高可信面孔（4.56±0.47）的可信度评分显著高于低可信面孔（3.22±0.56），t（25）=13.72，P＜0.001，Cohen′sd=2.59，该结果说明面孔材料的高低可信度区分有效。另外，面孔特征可激活内-外群身份知觉，高加索面孔特征会激活亚洲被试的外群体身份知觉［28-29］。因此，适用于作为外群体面孔的实验材料。
3.2.4 程序 正式实验2的程序与正式实验1类似，其不同之处为被试的实验任务是根据第一印象对外群体面孔可信度进行评分。
3.3 结果
采用SPSS 25.0软件，以情境类型、符号类型和面孔可信程度为自变量，以面孔可信度评分为因变量进行三因素重复测量方差分析。其结果显示，符号类型与面孔可信程度的交互作用显著，F（1， 24）=5.59，P=0.027，ηp2=0.19，进一步简单效应分析发现（如表2所示），相对于金箱子，人们在文化符号启动条件下对高可信面孔的评分更高，t（24）=2.60，P=0.016，Cohen′sd=0.25；
而对低可信面孔的评分无显著差异，t（24）=-0.37，P=0.72。另外，面孔可信程度的主效应显著，F（1， 24）=70.22，P＜0.001，ηp2=0.19，进一步事后检验分析，无论在哪种情境下，人们对高可信面孔的可信度评分（4.78±0.51）始终高于低可信面孔（3.72±0.70）。
表2 不同符号条件下的面孔可信度的评分（M±SD）Tab.2 Trustiness of random geometric patterns under different iconic conditions （M±SD）
本研究通过一个预实验和两个正式实验，依次筛选和评估人们心中的中华文化形象、证实中国民众的中华文化依恋以及拓展其对外群体信任的影响。
预实验结果发现，人们心中的文化符号既包含以故宫、长城为代表的具有历史性的符号，也包含以冰墩墩为代表的具有时代特征的符号，这说明中华文化符号既具有历史性，也具有时代特征［30］。本研究与王一川等［24］不同，除了学生群体外，也考虑了其他群体被试（如办事人员等），所获研究结果更具有推广性。因此，筛选和评估当代中华文化符号材料很有必要，对后续研究的开展起到基础性作用。
正式实验1结果显示，在威胁情境中，相对于金箱子条件，人们在文化符号启动条件下对无规则图形的喜好度评分更高，该结果支持假设1，表明长期生活在中国的本土居民也存在相似的国家文化依恋［2］，该结果拓展了文化依恋的适用范围，从接触两种平行文化的跨国个体延伸到“多元一体”文化背景下的个体［2］，也从外显的“多元”本民族文化依恋拓展至内隐的“一体”中华文化依恋［3］，该结果为后续深入研究“多元一体”文化背景下中华文化依恋的功能提供理论依据。
正式实验2的结果显示，与积极情绪启动相比，中华文化依恋会提升人们对他国外群体高可信面孔的评分，且不会降低该群体低可信面孔的评分。该结果支持假设2，否定了假设3。此结果证实了中华文化依恋状态不仅对国内群际关系有积极作用［4-8］，对构建和谐的国际关系亦起到积极作用。这与中华文化天人合一、天下大同、和合为上等价值理念相一致［31］。
这一结果可用安全依恋的“拓延建构环”理论来解释［13-14］，与积极情绪的扩展-建构理论具有一定的相似性和差异性。对于高可信面孔来说，文化依恋的功能具有独特性。它与一般依恋类似，当启动文化符号时，与文化相关的积极经验会提供安全感，进而提升人们对外群体面孔可信度的评价。尽管积极情绪也可以通过“社会拓宽”的状态来建立资源，且在这种状态下的个体更愿意与他人合作互惠［32］，但其影响程度有限。文化依恋与积极情绪对外群体信任的影响也具有相似性，表现在对低可信面孔的评分上两者无显著差异。这可能源于面孔可信度具有进化意义，为了生存需要，人们会不自觉地趋近可信面孔和回避不可信面孔［19］。低可信面孔作为一种威胁信号，会作为一种启发式线索来唤起人们对该群体的负性记忆，并做出回避行为［33］。面对威胁信号，积极情绪有助于拓展认知与行为范围，使得人们能有效分析信息并做出恰当的行为选择［34］，从而缓解负性刺激的影响。在本研究中，文化符号和金箱子实验材料在愉悦度上匹配。因此，在面对不可信的外群体面孔时，文化依恋可能发挥积极情绪情感的作用来缓冲对外群体的负性知觉。另一方面，文化依恋也可能发挥一般依恋的作用，如亲子安全依恋有助于降低外群体偏见［13］和有效缓冲低可信面孔知觉结果对助人行为的消极影响［35］。
综上，文化依恋对外群体信任的影响总体上符合安全依恋的拓延-建构环模型，但其影响程度会根据外群体原有面孔可信度的变化而变化（支持假设2，否定假设3）。因此，面孔可信度会调节文化依恋的功能且具有相对稳定性。本研究的另一个结果也间接验证了这一观点，即面孔可信程度的主效应显著，人们对原本就是高可信的外群体面孔评分更高，反之亦然。
本文开展了文化依恋对国际外群体信任的影响研究，拓展了文化依恋的适用范围和功能，为该领域后续研究提供了理论依据，也为构建和谐的国际群际关系以及形成人类命运共同体提供了可能的实现路径。但本研究仍有需要完善之处：（1）由于Oosterhof 和Todorov数据库中的刺激材料是光头面孔［27］，这可能会影响人们对女性面孔的识别；
同时，为控制面孔可信度的性别差异，本次研究中仅包含外群体男性面孔。在后续研究中，可增加女性面孔来进一步验证本研究结果的适用性。（2）文化依恋总体上属于积极情绪情感，本研究参照Hong等［2］将愉悦度相匹配的金箱子符号作为对照。结果显示，相对于单纯积极情绪，中华文化依恋对外群体高可信面孔具有独特作用。但它对外群体低可信面孔的作用与积极情绪无显著差异，这暗示着人们面对外群体威胁线索时，文化依恋可能源于积极情绪的扩展-建构模型与积极情绪发挥相同的作用，也有可能源于文化依恋唤起的安全感缓解了外群体威胁，起到修复外群体信任的作用，其结果恰好与积极情绪扩展-建构的作用程度相同。因此，未来研究需进一步明晰文化依恋影响外群体低可信面孔的内在心理机制。（3）由于本研究是探索性研究，首次探究文化依恋对国际外群体信任的影响。在研究中将面孔可信度作为测量外群体信任的指标，此结果可说明文化依恋对外群体信任倾向的影响，未来还可结合外群体信任的其他行为范式（如信任博弈范式）来进一步拓展文化依恋的社会功能。未来研究还可继续比较文化依恋对内-外群体信任的影响差异，以期为构建和谐的群际关系提供理论和实证依据。
