何种教育参与有助于提升大学生的中华民族认同

李家新 刘甜甜 刘子云

摘  要：本文基于粤港澳大湾区内地九市3088位大学生的调查样本，对大学生中华民族认同及其与相关教育参与之间的关系进行的实证分析发现，大学生的中华民族认同与相关教育的参与投入度和经验丰富度呈显著正相关，也与性别、民族、生源地、国家通用语言文字水平、就读专业和年级，以及与不同民族的群际接触经历等因素相关，但相对于教育经验丰富度，教育参与投入度更可能有利于大学生中华民族认同的提升。同时，相关思政课程以及研讨会、青年交流活动等实践性、互动性活动课程对中华民族认同也具有较大的正向影响。高校需重视中华民族认同教育的资源整合与系统设计，通过协同育人提升教育的系统性、吸引力和实效性；重视研讨会、青年交流活动等实践性、互动性活动课程在中华民族认同教育中的重要价值，强调在实践经验和切身体验中塑造认同；重视大学生日常生活环境中的群际接触与互动，开发基于日常情境的生活教育和隐性课程资源。

关键词：铸牢中华民族共同体意识；中华民族认同；认同教育；教育效果

中图分类号：D633    文献标识码：A    文章编号：2096-3378（2024）02-0095-15

一、问题的提出

铸牢中华民族共同体意识、培育中华民族认同是当前高校落实立德树人根本任务的重要内容之一。党的十八大以来，中央高度重视铸牢中华民族共同体意识。习近平总书记在主持中共中央政治局第九次集体学习时强调：“要全面贯彻党的二十大部署，准确把握党的民族工作新的阶段性特征，把鑄牢中华民族共同体意识作为党的民族工作和民族地区各项工作的主线。”［1］对铸牢中华民族共同体意识而言，建设中华民族现代文明、培育中华民族和中华文化认同具有重要意义。习近平总书记在2023年6月召开的文化传承发展座谈会上指出：“中华文化认同超越地域乡土、血缘世系、宗教信仰等，把内部差异极大的广土巨族整合成多元一体的中华民族。”［2］他在2023年10月召开的全国宣传思想文化工作会议上也要求“着力赓续中华文脉、推动中华优秀传统文化创造性转化和创新性发展”［3］，为新时代抓实铸牢中华民族共同体意识工作指明了方向。

随着铸牢中华民族共同体意识成为新时代党的民族工作的主线和国家治理体系建设的重要组成部分［4］，与中华民族认同相关的理论研究逐渐丰富。有学者认为，中华民族认同在本质上是一种群体认同意识，是国家认同的一种表现形式，集中体现于对国家、族际和民族社会发展道路等方面的认同。作为一种具有共同特性的集体意识，中华民族认同理论上应包含三个核心元素，即辨识归属要素、同一延续要素和行为期许要素［5］，它们分别对应共同体成员在认知、价值、行为层面对于共同体的指认归属、共同信仰和实践模式。同时，中华民族认同除了具有体现各族认同的核心要素外，还涉及内部各民族、地区间的关系，即共同体内部不同群体之间的交往交流交融历史、共同的历史记忆与历史生活［6］，需要以交往交流交融构筑中华民族共有精神家园，引导中华民族精神文化由“多元”走向“一体”［7］。在具体实践路径上，中华民族认同的培育需借助于中华民族现代文明建设、中华优秀传统文化的创造性转化与创新性发展［8］、深化民族团结进步教育［9］等方式，不断增强中华民族共同体成员的文化和心理归属感。

在当前高校思想政治教育和德育工作中，与中华民族认同培育相关的内容主要涉及中华民族的历史命运共同体属性、中华民族“多元一体”格局和文化特质等［10］。不少高校重视将中华民族认同教育融入学校人才培养全过程，将上述内容引入思想政治理论课、爱国主义教育、传统文化教育等，尤其是强调课程体系建设在中华民族认同教育中发挥的重要作用［11］。同时，由于近年来高校课程思政建设不断完善、思政育人手段不断创新，高校中华民族认同教育逐渐向多样化、体系化方向发展，包括在语言、艺术等人文社科类课程中融入相关元素、开设专门的中华优秀传统文化课程和特色选修课程，结合高校及所在地的特色和资源禀赋组织参观、交流、讲座、研讨活动等［12］。相关教育活动也不仅局限于民族地区高校或少数民族学生，而是面向全体大学生的中华民族情感与认同［13］。在教育内容和形式广泛拓展的同时，高校中华民族认同教育的质量与效果问题正逐渐得到学界的关注。

但是，当前的研究以描述性为主，主要通过调查大学生的中华民族认同状况、民族交往交流交融情况、对相关教育活动的满意度及其影响因素，间接反映高校中华民族认同教育效果，且多数聚焦于少数民族大学生等个别群体。比如，有的调查指出，大学生在中华民族认同行为的发展上弱于认知水平，这可能是由于相关教育存在“重认知轻行为”、“活动课程地位未被完全重视”、隐性课程“去生活化”，理论性、宣教性教育内容过多，实践性、活动性教育内容较少等因素［14］。在课程开发方面，高校中华民族认同教育一定程度上存在目标相对模糊、途径相对简单和内容稀少、制度薄弱等问题［15］。总体看来，对大学生中华民族认同与相关教育参与的直接关系仍有待系统深入的实证分析［16］。对高校而言，日渐多样的教育形式是否能够真正有效提升大学生的中华民族认同，以何种方式参与会有相对更好的教育效果，亟待相关的实证研究予以揭示，以为教育实践与改革提供参考。

作为改革开放的先行地区和高等教育大省，广东省在高校思想政治教育及中华民族认同教育方面开展了诸多理论与实践探索。自2019年中共中央、国务院印发的《粤港澳大湾区发展规划纲要》提出“推动教育合作发展，打造教育和人才高地”后，通过中华民族认同教育推进区域社会文化整合，以更好地服务于粤港澳大湾区建设这一国家战略，更成为大湾区高等教育发展的重要使命［17］。本文以粤港澳大湾区内地九市高校为例，对大学生中华民族认同与相关教育参与之间的关系进行了问卷调查和数据分析。在借鉴相关研究的基础上，本文认为，高校中华民族认同教育不同于一般的知识教育，其主要着眼于学生对中华民族的认知、情感及行为发展，因此在效果上可能主要依赖于学生参与相关教育活动的投入度和经验丰富度。其中，教育参与投入度是指学生在教育活动中投入时间精力的程度，反映了学生教育参与的深度与主动性，其在学生参与理论中被认为是影响教育质量的核心因素，常被用来评价学生在社会性发展等方面的教育效果［18］。教育经验丰富度则是指高校为学生提供多元化学习体验以丰富其教育经历的程度。相对而言，这一指标主要反映高校在教育资源、教育支持和教育质量管理方面的投入与能力，在中国大学生学习与发展追踪调查（CCSS）等高校学情调查中常被视为重要的维度与指标，与教育质量、教育效果的关系也在实证研究中得到了广泛证实［19］。

本文主要使用最小二乘法（OLS）对大学生的中华民族认同情况和相关教育参与投入度、教育经验丰富度之间的关系进行分析。这一方法主要用于线性回归的参数估计，原理是通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。通过最小二乘法估计，能够较为直观地发现各类影响因素与大学生中华民族认同之间的关系，尤其是能够在控制其他各类变量的情况下，分析教育参与投入度和经验丰富度对大学生中华民族认同的影响。同时，为解决遗漏变量和逆向因果关系导致的内生性问题，本文借鉴郭冬梅等学者的思路［20］，即社群内其他成员的平均行为作为个人行为的工具变量（IV）进行估计。本文将与个体同所学校、同个年级、同类专业（同为人文社科、理工农医专业）的同学参与中华民族认同教育活动的频率、种类均值作为个体教育参与投入度、经验丰富度的工具变量，理由是高校开展中华民族认同教育一般较少聚焦于单个学生。无论学生必须参与（如必修课）还是自愿参与（如交流会、研讨会）的教育活动，多数以院系、专业、年级、宿舍等为单位进行组织，即周边同学参与相关教育活动越频繁、多样，个体的教育参与很可能也越频繁、多样，这意味着工具变量与所替换的解释变量高度相关。其次，同校、同级、同类专业同学参与相关教育活动的情况，与个体自身的中华民族认同并不直接相关，与个人及家庭背景等其他控制变量也不相关，有可能仅通过影响个体参与相关教育活动的情况来对其中华民族认同产生影响，这意味着工具变量具有外生性。

二、数据的描述统计

（一）问卷、数据来源与变量选择

本文的问卷及数据来源于一项对粤港澳大湾区内地九市高校中华民族认同教育及大學生中华民族认同现状的调查。问卷内容包括大学生的个人及家庭基本信息、对中华民族的认知与认同情况、参与高校中华民族认同教育的情况等。为确保样本在民族、生源地、院校、年级等方面的合理分布，尤其是提升少数民族学生在样本中的比例，并减少测量方法所导致的共同方法变异，课题组使用分层随机抽样与目的抽样相结合的方式进行抽样，委托高校学生工作部门以定向发放回收的方式收集问卷，并向调查对象强调数据的重要性，承诺调查不记名且严格保密。调查问卷最终回收3 096份，剔除无效、信息不全问卷，得到有效问卷3 088份，有效率为99.7%。样本涵盖汉族、壮族、蒙古族、藏族、维吾尔族、苗族、瑶族等多个民族，生源地覆盖我国大多数省（直辖市、自治区）、港澳台地区及海外（侨生）。整体而言，该数据具有较高的代表性，变量的描述性统计见表1。

本文的因变量是大学生的中华民族认同，在参考Phinney的MEIM民族认同量表［21］、Mark Cleveland等人的中华民族认同量表［22］，以及国内有关学者对中华民族认同核心概念及基本要素界定的基础上，编制了由10个题项组成的测量量表（克隆巴赫α信度系数为0.903）。测量量表中包含对中华民族内在意涵的了解程度，以及对中华民族认同所蕴含的辨识归属、同一延续和行为期许要素的认同程度，如“全国各民族的文化共同构成中华民族文化”（辨识归属）、“学习国家通用语言文字不会削弱少数民族文化”（同一延续）、“学习国家通用语言文字是所有中国公民的义务”（行为期许）等，以李克特5点量表计分。由于各题项的测量内容与标准不一，不宜使用简单相加或取平均值的方式计分。为反映各题项的相对重要性，本文采用因子分析法求出一个均值为0、标准差为1的因子值，并将其转化为0～100间的指数［23］，即中华民族认同分数（值越大表示意识越强）。转换后，样本的分数均值为91.64，标准差为12.21。

本文的解释变量是大学生参与高校中华民族认同教育活动的投入度与经验丰富度，分别用参与相关教育活动的频率和种类进行测量，前者为标准分数，值越大代表相对而言越经常参与，即投入度越高；后者由9个题项组成（量表克隆巴赫α信度系数为0.750），调查学生是否参与过相关思政课程、中华文化课程、教育基地参观、青年交流等教育活动，通过因子分析法提取出的因子代表学生参与相关教育的种类，值越大表示参与种类相对越多，即丰富度越高。本文的控制变量包括样本的人口学特征（性别、民族、生源类型、生源地、入学前在内地时间）、现阶段特征（就读学校类型、专业、年级、经济状况、国家通用语言文字水平）、家庭背景（父母学历、职业）等，这些因素常被认为可能与大学生的中华民族认同有关［24］。

三、计量检验

（一）基准回归（OLS）结果：教育参与投入度和经验丰富度均与中华民族认同显著正相关

基准回归结果显示（表2），无论是否控制其他变量，教育参与投入度（模型1：β1=1.603***；模型2：β1=1.321***；模型5：β1=1.090***）和经验丰富度（模型3：β2=1.677***；模型4：β2=1.529***；模型5：β2=1.186***）都在1%显著性水平下与大学生的中华民族认同显著正相关。这在一定程度上表明，提升大学生参与相关教育的投入度和丰富度对改善大学生中华民族认同而言都具有积极意义。

在其他变量方面，相较于生源地为内地东部的学生、汉族学生，来自内地中西部和边疆地区的学生、少数民族学生的中华民族认同显著更强，这可能是因为后者相对而言是现阶段相关教育工作的重点对象；港澳台侨生则相对较弱，其原因可能是这一群体在进入大学前的成长环境中较为缺少相关的教育体验。男生、大三学生的中华民族认同显著更强，国家通用语言文字使用水平等也与中华民族认同具有较强的正相关关系；但生源类型（城乡）、生活费、家庭背景即父母的学历与职业等因素，在控制其他条件后多对中华民族认同没有显著影响。

本文使用Hausman's single-factor test检验共同方法变异（CMV）问题。结果显示：6个因子的初始特征值超过1，第一个因子的方差解释为19.62%，小于临界值40%，这表明不存在严重的CMV问题。使用方差膨胀因子（VIF）检验5个模型中各变量间的多重共线性问题，结果显示：所有VIF均小于3，容忍度均大于0.1，这表明不存在严重的多重共线性问题。

（二）工具变量估计（IV-2SLS）结果：仅教育参与投入度和中华民族认同呈显著正相关

为处理潜在的内生性问题，本文使用基于工具变量的两阶段最小二乘法（IV-2SLS）进行估计。结果显示（表3）：在依次控制各变量的情况下，教育参与投入度与大学生的中华民族认同的正相关关系均在5%或10%显著性水平下显著，且回归系数大于OLS估计结果（模型2：β1=4.083**；模型3：β1=3.953*），这表明OLS估计可能因内生性问题低估了教育参与投入度的影响。而无论控制何种变量，教育经验丰富度与中华民族认同的相关关系都变得不再显著，且回归系数小于OLS估计结果（模型5：β2=1.322；模型6：β2=0.167），这表明OLS估计可能因内生性问题高估了教育经验丰富度的影响。这意味着大学生的中华民族认同可能更多与其参与相关教育活动的投入程度高低有关，而非教育资源的多寡。

弱工具变量检验结果显示，所有模型中Cragg-Donald Wald F和Kleibergen-Paap rk Wald F统计量均大于10%显著性水平下的临界值，因此可认为工具变量在10%显著性水平下不是弱工具变量。第一阶段回归结果（表4）显示：同校、同级、同类专业学生教育参与投入度、教育经验丰富度均值在1%显著性水平下与个体教育参与投入度、教育经验丰富度呈正相关，表明工具变量符合与解释变量显著相关的基本条件。

（三）进一步分析与稳健性检验

1．控制渠道变量：正（负）向群际接触与中华民族认同呈显著正（负）相关

理论上，尽管同校、同级、同类专业学生的教育参与不会直接影响个体的中华民族认同，但其很可能会通过提升周边同学的民族交往观念和行为，改善个体所处的民族交往交流交融环境，进而对个体的中华民族认同产生影响［25］。这意味着，本文的工具变量存在通过解释变量外的其他途径来影响因变量的可能性，这可能会引起对工具变量外生性的疑虑，影响研究结论的准确性。本文通过加入潜在渠道变量的方式对上述问题进行控制，将个体的群际（与不同民族间）接触经历作为反映个体周边民族交往交流交融环境的控制变量，其中包括正向群际接触经历（是否有过群际交友或相互学习经历）和负向群际接触经历（是否有过感受到群际异质性的经历、是否有过被动或主动的群际冲突经历）。

估计结果显示（表5），在OLS估计中，正向群际接触经历变量多在1%或5%显著性水平下与个体中华民族认同呈显著正相关；负向群际接触经历变量则均在1%显著性水平下与因变量呈显著负相关，且个体教育参与投入度和经验丰富度的回归系数较未控制上述变量时有所降低（模型1：β1=0.918***；模型5：β2=1.341***）。这表明，增进不同民族学生间的相互了解，消除彼此间的误会，弥合因生活习惯、文化差异等原因造成的心理芥蒂，对于提升中华民族认同而言具有极为重要的作用。在IV-2SLS估计中，依次加入正向、负向和全部群际接触经历控制变量，个体教育参与投入度仍在5%或10%显著性水平下对其中华民族认同具有显著正向影响，但回归系数较未控制上述变量时有所降低（模型2：β1=4.041**；模型3：β1=4.246**；模型4：β1=4.165*）；而教育经验丰富度对因变量的影响不再显著，与前文估计结果一致。

2．替换因变量：以民族交往交流交融意愿代表中华民族认同，结论仍然成立

由于中华民族具有的多元一体性质，中华民族认同不仅体现在人们对于共同体的归属意识与价值信念中，也反映在对于共同体内部族际关系与族际互动的观念上［26］。对各族群众而言，民族交往交流交融既是中华民族认同形成的情感纽带［27］，也是中华民族认同的重要体现。有学者指出，通过考察民族交往交流交融情况，能较直观地反映大学生的中华民族认同情况［28］。基于此，本文使用大学生民族交往交流交融意愿作为反映中华民族认同的替代变量进行估计，以验证研究结论的稳健性。该变量由5个题项组成的量表进行测量，题目涉及大学生在民族交往交流交融方面的意愿和态度，如是否愿意“和不同民族的同学共同策划或参与活动”“和不同民族的人成为亲密朋友”“和不同民族的人结婚”等（量表克隆巴赫α信度系数为0.901）。为方便比较，总分同样被转换为0?100之间的分数，转换后的分数均值为86.29，标准差为16.67。

替换因变量后估计结果显示（表6），在OLS估计中，个体参与相关教育的投入度和教育经验丰富度都在1%显著性水平上与大学生的民族交往交流交融意愿呈显著正相关；使用IV-2SLS估计并依次加入控制变量后，个体教育参与投入度仍在5%显著性水平下影响大学生的民族交往交流交融意愿，而个体教育经验丰富度对因变量的影响不再显著，与替换因变量前的估计结果基本一致。

3．更换因果推断方法：使用倾向得分匹配（PSM）估计，结论仍然成立

为进一步检验结论的稳健性，本文采用倾向得分匹配（PSM）方法处理解释变量的内生性问题，以便与工具变量估计结果进行比较。该方法通过构建一个除解释变量外，其他控制变量均接近一致的参照对象来作为个体在“反事实”情况下的替代者，形成对照组与处理组进行差异比较，从而尽量消除由未观察因素导致的显性偏差和自选择内生性偏差，得出解释变量的实际影响。本文将个体参与相关教育活动投入度、经验丰富度是否高于均值作为解释变量，并使用最近距离匹配、卡尺匹配、倾向值匹配和核匹配法进行匹配（通过Logit模型估計倾向值得分）。结果显示（表7），教育参与投入度仍在1%显著性水平上正向影响学生的中华民族认同，处理组（投入度高）较控制组（投入度低）的分数平均高3.815～3.957分；而教育经验丰富度对因变量的影响在多数情况下不显著，平均处理效应（ATT）也相对较小（0.743～1.041）。平衡性检验结果显示，协变量在处理组和控制组间已无显著差异，变量选择偏差在可接受范围内，表明估计结果具有可信度。该结果与工具变量估计结果近似，在一定程度上验证了结论的稳健性。

（四）机制分析：思政课程和实践性、互动性活动课程更有利于提升中华民族认同

本文通过加入渠道变量的方式进一步考察不同类型教育活动的实际效果。结果显示（表8），在剔除教育经验丰富度变量的情况下，个体教育参与投入度对中华民族认同的回归系数在依次加入教育类型渠道变量后均有所降低。各渠道变量中，相关思想政治课程的回归系数（模型2：γ=4.523***）远大于其他教育活动，这表明思政类课程在高校中华民族认同教育中扮演着至关重要的角色；时事政策课程（模型3：γ=1.401***）、中国历史课程（模型5：γ=0.957**）对提升中华民族认同也有显著影响。值得注意的是，参与研讨会（模型8：γ=1.936***）、青年交流活动（模型9：γ=1.555***）、主题班会（模型7：γ=1.371***）等实践性、互动性教育类型对因变量均具有显著正向影响，且回归系数几乎仅低于思想政治课程；而中华文化课程（模型4：γ=0.594）、参观活动（模型6：γ=0.711）对因变量的影响则较小且不显著。这在一定程度上表明，相对于宣讲、参观等被动接受式的教育类型，研讨、交流等实践性、互动性活动课程对中华民族认同的提升而言可能扮演着更为积极的角色。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

1．大学生的中华民族认同与相关教育的参与投入度和经验丰富度呈显著正相关，也与性别、民族、生源地、入学前在内地的时间、国家通用语言文字水平、就读专业和年级，以及与不同民族的群际接触经历等因素相关。大学生参与高校中华民族认同教育的投入度和经验丰富度在OLS估计中均与其中华民族认同呈显著正相关，这意味着改善中华民族认同教育的参与投入度和经验丰富度，对提升大学生的中华民族认同均具有积极意义。此外，性别、民族、生源地、入学前在内地时间、国家通用语言文字水平、就读专业和年级，以及与不同民族的群际接触经历可能与中华民族认同有一定关系，但生源类型（城乡）、家庭背景（父母学历与职业）及经济状况等因素与中华民族认同的关系未得到验证。

2．相对于教育经验丰富度，教育参与投入度可能有利于提升大学生中华民族认同。在使用IV-2SLS估计控制内生性问题后，教育参与投入度与中华民族认同的正相关关系仍然显著，但教育经验丰富度对后者不再具有显著影响。控制重要渠道变量（群际接触经历）、使用间接指标（民族交往交流交融意愿）作为替代因变量、更换因果推断方法（PSM）进行估计，研究结论仍然稳健。这意味着相对于教育经验丰富度，高校应更加重视大学生参与中华民族认同教育的投入度，其可能更有利于提升大学生的中华民族认同。

3．思政课程和研讨会、青年交流活动等实践性、互动性活动课程对大学生中华民族认同具有较大的正向影响。机制分析结果显示，相关思想政治课程影响中华民族认同的回归系数最大。参与研讨会、青年交流活动、主题班会等实践性、互动性活动课程对因变量也具有较大且显著的正向影响。文化、参观类教育类型对因变量的影响则较小且不显著。这意味着高校既应重视与中华民族认同相关的思想政治课程建设，也需要高度关注实践性、互动性活动课程在提升学生中华民族认同方面的积极作用。

（二）政策建议

1．重视高校中华民族认同教育的资源整合与系统设计，通过协同育人提升教育的系统性、吸引力和实效性。随着高校对学生中华民族认同重要性的认识不断提升，相关的教育内容、手段日渐丰富，同时出现了教育资源和育人功能的分散化、割裂化、碎片化問题，影响预期效果的实现［29］。高校不仅需要关注相关教育资源的开发与教育手段的拓展，更应强调系统规划、顶层设计和协同育人工作机制的建立，通过资源的有效整合和教与育的良性互动，提升教育活动的吸引力，使学生更积极、更主动地参与其中，获得更具系统性与实效性的教育体验。

2．重视研讨会、青年交流活动等实践性、互动性活动课程在高校中华民族认同教育中的重要价值，强调在实践经验和切身体验中塑造认同。提升中华民族认同强调认知、情感与行为的均衡发展，相关教育活动不仅应重视知识性、宣教性的理论课程，同样应关注实践性、互动性活动课程。通过实践经验和切身体验，学生往往更容易全身心地投入其中，也更容易在情感、文化和行为层面体认中华民族共同体的真实意涵。高校需要在坚持思政课程和学科课程育人的同时，强化实践性、互动性活动课程在相关教育中的作用和地位，吸引学生主动参与、积极投入。

3．重视大学生日常生活环境中的群际接触与互动，开发基于日常情境的生活教育和隐性课程资源。中华民族认同不仅体现在对共同体的归属意识，也反映在对共同体内部群际关系的态度上。增进不同民族、群体间的沟通与相互了解，弥合因生活习惯、文化差异等造成的心理芥蒂，对提升中华民族认同具有重要意义。高校应在关注学生群际接触实际状况的基础上，开发基于日常情境的生活教育和隐性课程资源。比如，构建嵌入式的居住与生活格局，使学生体验多民族的生活场景，在生活体验中学习如何善待他者［30］；将中华民族认同的培育渗透于学生的日常生活之中，以潜移默化的方式提升学生参与相关教育的投入度。

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责任编辑：刘洢菡