楊昭寧1,顧子貝2王杜娟譚旭運4王曉明

(1濟南大學教育與心理科學學院, 濟南 250022)

(2北京師范大學心理學院, 應(yīng)用實驗心理北京市重點實驗室, 北京 100875)

(3曲阜師范大學教育科學學院, 曲阜 273165) (4中國社會科學院社會學研究所, 北京 100732)

1 引言

理解助人決策的影響因素, 有助于實現(xiàn)個體做出更多助人決策、產(chǎn)生更多助人行為的目標(Kandrack & Lundberg, 2014)。日常生活中, 情緒體驗無處不在, 許多助人決策正是我們在各種與決策任務(wù)無關(guān)的附帶情緒(incidental emotion)狀態(tài)下做出的。目前, 情緒影響助人決策的研究主要基于效價維度探討積極和消極情緒與助人決策的關(guān)系(Forgas, Dunn, & Granland, 2008; Manucia, Baumann,& Cialdini, 1984), 關(guān)于具體情緒影響助人決策的研究相對較少, 而且對于同一效價內(nèi)不同具體情緒是否對助人決策有相同作用的研究也甚為少見?；诖? 本研究嘗試探討同為負性效價的憤怒和悲傷兩種具體情緒對助人決策的影響, 并在此基礎(chǔ)上探討人際責任歸因在二者關(guān)系中的邊界作用。

附帶情緒是預(yù)測助人決策的重要信號(Barasch,Levine, Berman, & Small, 2014), 不同效價情緒對助人決策有不同的影響。Sharma (2015)采用相關(guān)研究法, 探究大學生群體中積極情緒和消極情緒與親社會行為之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn), 積極情緒與親社會行為存在顯著正相關(guān), 消極情緒與親社會行為呈顯著負相關(guān), 這說明積極情緒個體更有可能做出幫助他人的決策和行為(Tsai, Chen, & Liu, 2007), 消極情緒個體做出幫助他人的決策或行為的可能性更小。Lamy, Fischer-Lokou 和 Guéguen (2012)在真實情境中通過實驗考察積極和消極情緒啟動對助人決策的影響發(fā)現(xiàn), 在“愛”的積極情緒條件下, 被試會向住院兒童捐助更多的錢, 而在“壓力”的消極情緒條件下, 被試捐助的錢更少。類似地, Forgas等人(2008)也在真實情境采用無干擾現(xiàn)場實驗發(fā)現(xiàn), 與消極情緒相比, 積極情緒組提供幫助的次數(shù)更多,持續(xù)時間更長。此外, 也有實驗室研究發(fā)現(xiàn)積極情緒下個體做出的助人決策和行為顯著多于消極情緒組(Manucia et al., 1984)。

近年來, 有研究者開始探討相同效價的具體情緒對不同決策的影響(Angie, Connelly, Waples, &Kligyte, 2011; Lerner & Keltner, 2000; Lerner, Li,Valdesolo, & Kassam, 2015)。例如, 在職業(yè)和博弈決策中, 有研究發(fā)現(xiàn), 悲傷個體更偏好高風險、高獎賞的決策, 而焦慮個體更偏好低風險、低獎賞的決策(Raghunathan & Pham, 1999)。在風險決策中,與負性情緒恐懼相比, 負性情緒憤怒下個體會更冒險(Lerner, Gonzalez, Small, & Fischhoff, 2003;Lerner & Keltner, 2001)。在經(jīng)濟決策中, 悲傷個體和厭惡個體在稟賦效應(yīng)(Endowment Effect)中存在差異, 具體而言, 悲傷個體會降低銷售價格但會增加購買價格, 表現(xiàn)為稟賦效應(yīng)的反轉(zhuǎn), 而厭惡個體則既降低銷售價格也降低購買價格, 表現(xiàn)為稟賦效應(yīng)的消失(Lerner, Small, & Loewenstein, 2004)。以上這些研究都表明相同效價的具體情緒會對決策產(chǎn)生不同影響, 我們認為相同效價的具體情緒也可能對助人決策存在不同的效應(yīng)。

根據(jù)具體情緒理論——評價傾向框架(Appraisaltendency Framework, ATF)理論, 每種情緒都有其特定的認知評價維度, 其中發(fā)揮主導作用的評價維度是特定情緒的核心評價主題。在諸多評價維度中,責任性(Responsibility)和控制性(Control)這兩種評價維度對了解決策動因具有獨特作用(Roseman,1984), 責任性指某些人或某些因素為事件結(jié)果的產(chǎn)生承擔責任的程度; 控制性指事件結(jié)果的發(fā)生由個人、他人或情境因素控制的程度(Smith &Ellsworth, 1985)。負性情緒憤怒和悲傷在責任性和控制性這兩種評價維度上處于相反的兩端(Smith &Ellsworth, 1985), 當個體憤怒時, 傾向于認為當事人對事件結(jié)果的產(chǎn)生是可控的, 應(yīng)為事件結(jié)果的產(chǎn)生承擔責任, 即憤怒在兩種維度上的核心評價主題是人為責任和可控性; 當個體悲傷時, 傾向于認為事件結(jié)果的產(chǎn)生對當事人而言是不可控的, 不應(yīng)承擔責任, 其由外部情境因素所導致, 即悲傷在兩種維度上以情境責任和不可控為核心評價主題(Keltner, Ellsworth, & Edwards, 1993; Smith &Ellsworth, 1985; Yang & Tong, 2010)。同時, 該理論也主張(Smith & Ellsworth, 1985), 情緒會通過特定情緒核心評價主題所激發(fā)的評價傾向影響個體的判斷和決策(Keltner et al., 1993; Angie et al., 2011)。就憤怒和悲傷情緒與助人決策的關(guān)系而言, 在責任性和控制性評價維度上, 憤怒個體可能會認為事件當事人對事件結(jié)果負有責任, 在當事人的努力下事件結(jié)果可控, 即當事人自身原因?qū)е铝耸录Y(jié)果,從而做出更少的助人決策; 對于同一事件, 悲傷個體可能傾向于認為環(huán)境是產(chǎn)生當下事件結(jié)果的原因, 事件的發(fā)生對當事人而言不可控, 從而做出更多的助人決策(Keltner et al., 1993; Smith & Ellsworth,1985; Yang & Tong, 2010)。鑒于此, 我們認為：憤怒和悲傷兩種負性情緒對助人決策可能有不同的影響, 與憤怒相比, 悲傷會引起更多的助人決策(假設(shè) 1)。

現(xiàn)有少量研究已開始關(guān)注負性情緒憤怒和悲傷對助人決策的影響。例如, Kandrack和Lundberg(2014)采用電影誘發(fā)任務(wù), 嘗試探討憤怒和悲傷對慈善捐助決策的作用。Small和Lerner (2008)采用自傳體情緒記憶任務(wù), 考察憤怒和悲傷對“支持福利政策”的影響, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)悲傷組被試比憤怒組被試會支持援助標準更低的福利政策, 以使更多的人能接受政府援助。有研究表明, 決策任務(wù)情境會影響研究結(jié)果(Angie et al., 2011), 據(jù)此, 本研究使用與Small和Lerner (2008)研究中相同的自傳體情緒記憶任務(wù)誘發(fā)情緒, 通過“為具體個人提供幫助”的情境, 采用“為他人花費時間和金錢”兩種助人決策方式, 考察相同效價不同評價維度的憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響。

就受助者自身特點而言, 個體所知覺的受助者需要幫助的原因(即人際責任歸因)也會影響助人決策(Applebaum, 2001; Weiner, Osborne, & Rudolph,2011)。Weiner (1995)主張, 造成當事人需要獲得幫助的原因可控時(如, 自身人為原因‘缺乏努力’),與不可控原因(如, 外部情境原因‘身體疾病’)相比,個體提供幫助的可能性更小。Weiner認為, 與可控歸因相比, 進行不可控歸因的個體更相信當事人對事件結(jié)果承擔的責任較小, 因此會提供更多的幫助。這一觀點在人際支持(Weiner, 1995)和政策支持領(lǐng)域(Applebaum, 2001; Bullock, Williams, & Limbert,2003)等多種情境中獲得證實。例如, 當個體進行不可控歸因時, 也就是將貧窮的歸因?qū)ο笾X為情境時, 其幫助窮人的意愿就會增強; 而將貧窮的歸因?qū)ο蟠_定為自身人為, 并進行可控歸因時, 個體幫助窮人的意愿就會減弱, 即歸因?qū)ο蠛涂刂菩詺w因的不同會影響助人決策。由此, 我們可以看到, 人際責任歸因作用于助人決策的機制與憤怒和悲傷影響助人決策類似, 憤怒和悲傷情緒所具備的責任性和控制性評價維度存在于決策情境對對象進行的人際責任歸因中。

已有啟動研究表明, 當決策情境中與啟動內(nèi)容相關(guān)的決策對象模糊時, 潛意識的啟動結(jié)構(gòu)會對決策產(chǎn)生影響(Uleman & Bargh, 1989)。換言之, 當兩種特定情緒的評價維度具有啟動作用, 涉及此種評價維度的決策情境會調(diào)節(jié)情緒對決策的影響(Lerner& Keltner, 2001)。具體而言, 與評價維度相關(guān)的決策情境模糊時, 情緒對決策的影響差異最大(Gutnik,Hakimzada, Yoskowitz, & Patel, 2006; Lerner &Keltner, 2000)。當與評價維度相關(guān)的決策情境清晰時, 情緒啟動結(jié)構(gòu)不再影響決策, 或影響較小, 決策情境在最終決策中發(fā)揮主要作用(Solloway, Slater,Chung, & Goodall, 2013)。此外, Loersch和Payne(2012)指出, 歸因過程可以解釋情緒對判斷的影響,他們通過研究發(fā)現(xiàn)歸因調(diào)節(jié)情緒啟動對決策的影響(Feigenson & Park, 2006)。由此產(chǎn)生一個問題：決策情境中對對象進行的人際責任歸因是否影響憤怒和悲傷情緒與助人決策之間的關(guān)系？對此, 我們提出假設(shè)2：人際責任歸因是影響情緒與助人決策關(guān)系的邊界條件, 與清晰的人際責任歸因相比,只有在模糊人際責任歸因下, 悲傷情緒才比憤怒情緒誘發(fā)更多的助人決策。

為了驗證以上兩個假設(shè), 探究憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響, 考察人際責任歸因在二者關(guān)系中的作用, 本研究進行了兩個實驗。實驗1力圖驗證假設(shè) 1, 采用單因素(情緒)三水平被試間設(shè)計,因變量操作為為他人提供幫助的時間。為探討人際責任歸因在情緒與助人決策關(guān)系中的邊界作用, 驗證假設(shè) 2, 實驗 2采用 2(情緒：憤怒、悲傷)×3(人際責任歸因：模糊、不可控的情景、可控的自身)的混合實驗設(shè)計?？傮w上, 我們預(yù)期：相同效價的憤怒和悲傷對助人決策產(chǎn)生不同的影響, 二者間關(guān)系受人際責任歸因的影響。

2 實驗1

實驗1的目的在于考察同為負性情緒不同評價維度的憤怒和悲傷對助人決策的影響。通過向被試提供助人決策情境, 根據(jù)被試愿意在未來為研究者提供幫助的時間操作助人決策。

2.1 方法

2.1.1 被試

在校健康大學生 90人, 隨機分配至三種情緒條件中。剔除不理解實驗要求、不認真完成實驗任務(wù)、懷疑實驗真實性的數(shù)據(jù), 有效數(shù)據(jù)為 85人(女生81人), 平均年齡為19.46 ± 1.20歲。所有被試均在實驗結(jié)束后接受實驗禮品。

2.1.2 實驗設(shè)計

實驗采用單因素被試間設(shè)計, 自變量為情緒,包括憤怒、悲傷和中性三個水平。因變量為助人決策, 操作為愿意提供幫助的時間。

2.1.3 實驗材料

情緒誘發(fā)材料

采用簡單、便捷, 在研究中常用的自傳體情緒記憶任務(wù)誘發(fā)具體情緒(Lerner & Keltner, 2001;Small & Lerner, 2008)。情緒材料有兩項題目：第一,要求被試描述所經(jīng)歷的感到悲傷的4件事情。第二,要求被試詳細地描述一種最感到悲傷或者曾經(jīng)最悲傷的情境。兩項均要求被試如實記錄, 并要求被試確保他人在閱讀其填寫的內(nèi)容時, 也能感受到相同的情緒。其中, 憤怒和中性條件材料與此相同,區(qū)別在于憤怒條件要求被試回憶憤怒的經(jīng)歷, 中性條件要求被試回憶日常生活常做的事情。

情緒自我評估量表

情緒評估量表是參照前人研究自編的情緒自評量表(邱林, 鄭雪, 王雁飛, 2009; Hill, DelPriore,& Vaughan, 2011; Mills & D'Mello, 2014)。采取 9點等級評定, 要求被試在每個情緒詞后選擇最能表達自己情緒感受的數(shù)字, 0=一點都沒有, 8=非常地強烈, 數(shù)字越大表明等級越高, 對某一情緒的感受越強。其中, 憤怒、惱火和惱怒表示憤怒情緒(Cronbach’sα=0.940), 悲傷和難過表示悲傷情緒(Cronbach’sα=0.938)。

助人決策情境

采用改編版的“在未來研究提供幫助”的情境測量被試的助人決策, 該情境最早在 Nelson及其同事的研究中使用(Nelson & Norton, 2005)。實驗中告知被試：在另外一間實驗室的研究者為完成畢業(yè)研究設(shè)計, 也需要其提供幫助。要求被試填寫愿意提供幫助的時間(單位：分), 0表示不愿意提供幫助。并且, 為避免被試懷疑實驗的真實性和猜測實驗的目的, 實驗會告知被試將會根據(jù)其個人意愿對接下來的實驗進行安排。

2.2 實驗程序

實驗通過Qualtrics專業(yè)測試平臺進行。被試到達實驗室機房并簽署知情同意書之后, 登陸Qualtrics在線調(diào)研平臺, 嚴格按照指導語要求進行實驗。為避免被試猜測實驗意圖, 在指導語中告知被試該研究內(nèi)容豐富, 要依次進行3個獨立的小研究, 研究1為情境記憶測驗, 研究2為行為決策實驗, 研究3為自我認知測驗。事實上, 研究1為自傳體情緒誘發(fā)任務(wù), 研究 2為助人決策情境任務(wù),研究3為情緒自我評估任務(wù)。被試完成情緒誘發(fā)任務(wù)后, 進行助人決策任務(wù), 為避免情緒誘發(fā)效應(yīng)的消退, 最后進行情緒評定。

所有實驗任務(wù)完成后, 要求被試填寫個人基本信息, 以及是否懷疑研究的真實性和獨立性。最后,主試向被試解釋實驗的真正意圖, 確認實驗過程中被試對研究的真實目的不知情, 并贈送被試小禮品。被試通過無償方式招募, 其在完成實驗任務(wù)之前, 并不清楚完成實驗任務(wù)后會有禮品獎勵。

2.3 結(jié)果

2.3.1 情緒誘發(fā)效果操作檢查

對情緒誘發(fā)結(jié)果進行方差分析發(fā)現(xiàn), 在憤怒等級評定上情緒間主效應(yīng)顯著,F(2, 82)=12.44,p<0.01, ηp2=0.23; 悲傷評分結(jié)果上情緒間主效應(yīng)顯著,F(2, 82)=42.51,p< 0.01, ηp2=0.51。事后多重比較發(fā)現(xiàn), 憤怒組被試自我報告的憤怒等級評分顯著高于悲傷組(MD=2.23,SD=0.57)和中性組 (MD=2.63,SD=0.56),ps < 0.01; 悲傷組被試自我報告的悲傷等級評分顯著高于憤怒組(MD=2.52,SD=0.53)和中性組(MD=4.72,SD=0.51),ps < 0.01。這表明情緒誘發(fā)有效。

2.3.2 助人決策

不同情緒下年齡差異不顯著,F(2, 82)=1.32,p=0.27。年齡變量不再納入后續(xù)統(tǒng)計分析。

對被試在助人決策中愿意提供幫助的時間進行單因素方差分析發(fā)現(xiàn), 情緒的主效應(yīng)顯著,F(2,82)=8.63,p< 0.01, ηp2=0.17。事后多重比較表明,悲傷組被試愿意提供幫助的時間(M=39.24,SD=3.49)顯著多于憤怒組(M=24.23,SD=2.62)和中性組(M=31.50,SD=2.44),p1< 0.01,p2< 0.05; 憤怒組被試愿意提供的幫助顯著少于中性組,p=0.046(結(jié)果見圖1)。

圖1 三種情緒下被試愿意提供幫助的時間(注：誤差線表示標準誤)

2.4 討論

實驗1采用為他人花費時間作為助人決策任務(wù)探究具體情緒對助人決策的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與憤怒和中性組相比, 悲傷情緒下個體會提供更多的時間幫助另一位研究者; 與中性組相比, 憤怒情緒下個體會提供更少的時間幫助另一位研究者。這表明,負性情緒憤怒和悲傷對助人決策有不同影響, 假設(shè)1得到證實。

研究中憤怒和悲傷影響助人決策的結(jié)果表明相同效價的具體情緒對助人決策有不同的影響, 這與 ATF理論所主張的情緒主要通過核心評價主題影響決策的觀點相一致(Lerner & Keltner, 2000,2001), 具有不同責任性和控制性評價維度的憤怒和悲傷對助人決策的影響不同。就本研究而言, 憤怒情緒下的個體可能更傾向于對“研究者需要幫助”進行“這是研究者自己的事情, 與我無關(guān), 即便我不提供幫助, 研究者也可以通過向別人尋求幫助來解決問題”的人際責任歸因, 從而愿意提供幫助的時間會更少; 而悲傷個體或許更傾向于對“研究者需要幫助”進行“研究者想順利完成畢業(yè)設(shè)計, 的確不是一己之力就足夠, 確實需要外界我們的參與才能順利完成實驗”的人際責任歸因, 從而愿意提供幫助的時間更多。為進一步論證以上這一解釋,鑒于憤怒和悲傷情緒所具備的責任性和控制性評價主題存在于決策情境對對象進行的人際責任歸因中, 根據(jù)Uleman和Bargh (1989)關(guān)于啟動情緒影響決策的觀點, 考察決策情境中人際責任歸因的作用為進一步探究憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響提供了思路。

此外, 以時間和金錢為成本的利他是兩種最主要的親社會類型(李繼波, 黃希庭, 2014; Cnaan, Jones,Dickin, & Salomon, 2010; Gino & Mogilner, 2014),個體對作為價值的時間和金錢進行決策時具有不同的認知加工和決策行為(張軍偉, 徐富明, 劉騰飛,陳雪玲, 蔣多, 2010)。在實驗1中我們采用為他人花費時間的助人決策情境, 那么, 憤怒和悲傷情緒對作為價值的金錢花費的影響如何？因此, 實驗 2采用為他人花費金錢的助人決策情境, 對決策對象進行人際責任歸因, 進一步探究憤怒和悲傷與助人決策的關(guān)系。

3 實驗2

實驗 2通過為他人花費金錢操縱助人決策,設(shè)置人際責任歸因情境考察人際責任歸因?qū)η榫w與助人決策關(guān)系的影響, 進一步證實并延伸實驗 1結(jié)果。

3.1 方法

3.1.1 被試

在校健康大學生 75人, 隨機分配至兩種情緒條件中。剔除不理解實驗要求、不認真完成實驗任務(wù)、懷疑實驗真實性的數(shù)據(jù), 有效數(shù)據(jù)為 70人(女生53人), 平均年齡為19.32 ± 0.63歲。所有被試均在實驗結(jié)束后接受實驗禮品。

3.1.2 實驗設(shè)計

實驗為2(情緒：憤怒、悲傷)×3(人際責任歸因：模糊、不可控的情景、可控的自我)的混合實驗設(shè)計。情緒為組間變量, 人際責任歸因為組內(nèi)變量。因變量操作為為他人花費金錢的助人決策。

3.1.3 實驗材料

情緒誘發(fā)材料和情緒評定量表同實驗1。

助人決策情境：改編Small和Lerner (2008)研究中受助對象的一般情況作為助人情境材料, 但要求被試完成不同的助人決策。首先, 告知被試慈善捐助活動中受助對象的一般情況, 最后, 要求被試回答在100元人民幣范圍內(nèi)會向該受助對象捐助多少錢, 100元這一范圍根據(jù)個體日常每次捐款在平均數(shù)50元上下浮動而制定。

人際責任歸因情境：人際責任歸因情境用于說明助人決策情境中受助對象的一般情況。參照Weiner等人(2011)總結(jié)的導致個體貧窮需要幫助的原因, 采用彭小凡、謝德光和張大均(2013)、張愛卿和劉華山(2002)在研究中編制歸因情境的方法,根據(jù)歸因模糊程度、歸因?qū)ο蠛涂刂菩园讶穗H責任歸因分為三種：模糊歸因、不可控的情景歸因、可控的自我歸因, 后兩種屬于歸因不模糊情境。模糊歸因沒有清晰說明助人情境中受助對象需要幫助原因的歸因?qū)ο蠛涂刂菩? 不可控的情景歸因指出受助對象需要幫助的主要原因是外部環(huán)境因素, 受助者無法通過努力改變需要被幫助的結(jié)果, 受助者對這一原因不可控; 可控的自我歸因指出受助對象需要幫助的主要原因是自身不努力, 受助者完全可以通過個人努力改變需要被幫助這一事實, 受助者對這一原因可控。三種情境的具體操作如下：模糊歸因情境只說明某對象是受助對象; 不可控情景歸因情境中, 除了有模糊情境中的信息, 還說明受助者需要幫助的原因是父親生病需要照顧, 其在工作中雖然努力并被認可, 但不得不在家照顧無人照看的父親; 可控的自我歸因情境中, 首先呈現(xiàn)模糊情境中的信息, 然后說明受助者需要幫助的原因是自己好吃懶做、不努力, 在受助者努力的情況下完全可以改變貧窮, 但是其并沒有付出努力。

3.2 實驗程序

3.2.1 人際責任歸因情境操縱

為避免正式實驗中無法有效區(qū)分人際責任歸因是歸因情境還是情緒影響的結(jié)果(Cassese &Weber, 2011), 我們招募26名大學生提前進行人際責任歸因操縱有效性測量。實驗采用被試內(nèi)設(shè)計,被試均完成三種人際責任歸因情境, 為避免后兩種情境對模糊情境的影響, 所有被試均首先完成模糊情境, 后兩種情境進行順序平衡。采用11點兩極量尺測量人際責任歸因, 有兩個指標：一是歸因?qū)ο笾笜? 用于說明受助者貧窮和需要幫助的原因, 1=完全是自身人為原因, 11=完全是情境原因, 等級越高表明受助者需要接受捐助的原因越可能是情境原因; 二是控制性指標, 說明受助者對造成其需要幫助的原因的控制程度, 1=對于造成該受助者需要幫助的原因受助者完全可以控制, 11=受助者完全不能控制, 等級越高表示不可控程度越大。在閱讀以上一種情境后, 完成11點量尺測量, 然后依次完成其它兩種情境。在正式實驗中, 被試閱讀人際責任歸因情境后不再進行操作性檢查。

結(jié)合情緒與歸因的緊密關(guān)系(Major, 2011; Quigley& Tedeschi, 1996; Weiner, 1980), 為說明實驗2與實驗1研究的具體情緒相同, 我們招募34名被試,對模糊人際責任歸因情境下憤怒和悲傷的結(jié)果進行檢驗。實驗采用被試內(nèi)設(shè)計, 所有被試在閱讀模糊人際責任歸因情境后報告目前的憤怒和悲傷情緒感受, 采用11點等級評定, 1=一點都沒有, 11=非常地強烈, 數(shù)字越大表明情緒感受性越強。為結(jié)合模糊人際責任歸因情境下具體情緒憤怒和悲傷對助人決策的影響, 更好地說明實驗2和實驗1中研究的具體情緒相同, 在助人決策結(jié)果后報告該結(jié)果。此外, 我們也同時對兩種清晰人際責任歸因情境下憤怒和悲傷的結(jié)果進行檢驗, 該結(jié)果有助于解釋人際責任歸因影響情緒與助人決策關(guān)系的機制。

3.2.2 正式實驗

實驗程序類似實驗1。區(qū)別是：指導語要求被試完成兩個獨立的研究, 研究 1為情境記憶測驗,研究2為行為決策實驗。被試完成情緒誘發(fā)任務(wù)后,閱讀包含人際責任歸因情境的助人決策材料, 最后完成捐錢的助人決策任務(wù)。與實驗1相比, 由于助人決策情境中的人際責任歸因可能會作用于個體情緒, 情緒評定結(jié)果并不完全是情緒誘發(fā)的結(jié)果,實驗2沒有在決策任務(wù)結(jié)束后進行情緒誘發(fā)的操作性檢查。

3.3 結(jié)果

3.3.1 人際責任歸因有效性檢驗

對被試在歸因?qū)ο笊系脑u分進行人際責任歸因情境重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 人際責任歸因情境主效應(yīng)顯著,F(2, 50)=129.41,p< 0.01, ηp2=0.84。事后多重比較發(fā)現(xiàn), 模糊歸因情境中評分顯著高于可控的自我歸因情境(MD=2.04,SD=0.31), 但顯著低于不可控的情景歸因情境(MD=?4.81,SD=0.56); 不可控情景歸因情境下評分顯著低于可控的自我歸因情境(MD=?6.85,SD=0.40),ps <0.01。結(jié)果表明人際責任歸因情境就歸因?qū)ο蠖圆倏v有效。

對被試在控制性上的評分進行人際責任歸因情境重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 人際責任歸因情境主效應(yīng)顯著,F(2, 50)=102.31,p< 0.01, ηp2=0.80。事后多重比較發(fā)現(xiàn), 模糊歸因情境中評分顯著高于可控的自我歸因情境(MD=1.77,SD=0.30), 但顯著低于不可控情景歸因情境(MD=?4.50,SD=0.57);不可控情景歸因情境下評分顯著低于可控的自我歸因情境(MD=?6.27,SD=0.45),ps < 0.01。結(jié)果表明人際責任歸因情境就控制性而言操縱有效。

以上結(jié)果表明, 人際責任歸因情境在歸因?qū)ο蠛涂刂菩詢蓚€方面操縱有效。

3.3.2 助人決策

不同情緒下的年齡差異不顯著,t(67)=?1.09,p=0.28; 助人決策中愿意捐贈的金錢數(shù)額在性別上不存在顯著差異,F(1, 67)=1.85,p=0.18, 這表明年齡和性別對助人決策不存在影響, 因此, 年齡和性別變量均不納入后續(xù)統(tǒng)計分析。

對被試捐贈的金錢數(shù)額進行2(情緒：憤怒、悲傷)×3(人際責任歸因：模糊、不可控的情景歸因、可控的自我歸因)的重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 情緒間的主效應(yīng)顯著,F(1, 68)=13.89,p< 0.01, ηp2=0.17, 悲傷組被試捐贈的金錢數(shù)額(M=35.42,SD=2.78)顯著多于憤怒組(M=20.76,SD=2.78)。人際責任歸因的主效應(yīng)顯著,F(2, 136)=138.68,p<0.01, ηp2=0.67, 事后多重比較發(fā)現(xiàn), 不可控情景歸因組被試捐贈的金錢數(shù)額(M=58.43,SD=3.49)顯著多于模糊組(M=21.46,SD=2.94)、可控的自我歸因組(M=4.39,SD=1.34), 模糊組被試捐贈的金錢數(shù)額顯著多于可控的自我歸因組(MD=17.07,SD=2.64),ps < 0.01。兩自變量間的交互作用顯著,F(2, 136)=6.04,p< 0.01, ηp2=0.08 (結(jié)果見圖 2)。

圖2 憤怒和悲傷情緒在不同人際責任歸因情境下捐贈的金錢數(shù)額(注：誤差線表示標準誤)

進一步簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 模糊歸因組被試在不同情緒條件下捐贈的金錢數(shù)額存在顯著差異,F(1, 68)=21.69,p< 0.01, ηp2=0.24, 悲傷組捐贈的金錢數(shù)額顯著多于憤怒組(MD=27.37,SD=5.88)。在不可控情景歸因組[F(1, 68)=2.82,p> 0.05]、可控的自我歸因組[F(1, 68)=3.30,p> 0.05], 被試捐贈的金錢數(shù)額均不受情緒的影響。

在憤怒情緒條件下, 不同人際責任歸因情境下被試捐贈的金錢數(shù)額存在顯著差異,F(2, 67)=51.80,p< 0.01, ηp2=0.61; 不可控情景歸因組被試捐贈的金錢數(shù)額(M=52.57,SD=4.94)顯著多于模糊組(M=7.77,SD=4.16)、可控的自我歸因組(M=1.94,SD=1.89),ps < 0.01, 模糊組、可控的自我歸因組被試捐贈的金錢數(shù)額不存在顯著差異,p>0.05。在悲傷情緒下, 人際責任歸因情境影響捐贈金錢的數(shù)額,F(2, 67)=73.01,p< 0.01, ηp2=0.69;不可控情景歸因組被試捐贈的金錢數(shù)額(M=64.29,SD=4.94)顯著多于模糊組(M=35.14,SD=4.16)、可控的自我歸因組(M=6.83,SD=1.89), 模糊歸因組顯著多于可控的自我歸因組(MD=28.31,SD=3.73),all ps < 0.01。

此外, 對被試在模糊人際責任歸因條件下憤怒和悲傷的結(jié)果進行配對樣本t檢驗發(fā)現(xiàn), 憤怒和悲傷情緒結(jié)果不存在顯著差異,t(33)=0.96,p=0.346。這表明模糊人際責任歸因情境沒有明顯的誘發(fā)情緒, 結(jié)合模糊人際責任歸因情境下憤怒和悲傷對助人決策的影響, 說明模糊人際責任歸因情境下的助人決策是附帶情緒的結(jié)果, 這與實驗1中所研究的具體情緒對助人決策的作用相同。

對被試在兩種清晰人際責任歸因條件下憤怒的結(jié)果、悲傷的結(jié)果進行配對樣本t檢驗發(fā)現(xiàn), 憤怒結(jié)果存在顯著差異,t(33)=7.08,p< 0.01, Cohen’d=1.66, 可控自我歸因組的憤怒(M=8.21,SD=2.59)顯著高于不可控情景歸因組(M=3.94,SD=2.55);悲傷結(jié)果存在邊緣顯著,t(33)=?1.91,p=0.065,Cohen’d=0.48, 可控自我歸因組的悲傷(M=6.32,SD=3.48)顯著低于不可控情景歸因組(M=7.68,SD=2.01)。結(jié)合兩種清晰人際責任歸因條件下憤怒和悲傷對助人決策的影響, 這表明兩種清晰的人際責任歸因條件可能通過分別產(chǎn)生的憤怒和悲傷情緒與附帶的憤怒和悲傷情緒共同作用于最終的助人決策。

鑒于清晰人際責任歸因情境中的助人決策反映了兩類情緒(個體附帶情緒和歸因情境誘發(fā)情緒)的共同作用, 而人際責任歸因模糊情境中的助人決策, 因為沒有明顯的歸因誘發(fā)的情緒, 則更可能反映了附帶情緒的作用。據(jù)此, 人際責任歸因清晰與模糊情境中助人決策結(jié)果的差值則突出了歸因情境誘發(fā)的情緒的效應(yīng)。為進一步說明清晰的人際責任歸因通過誘發(fā)情緒影響了附帶情緒與助人決策的關(guān)系, 以情緒為組間變量, 以歸因情境誘發(fā)的情緒(不可控情景歸因組和可控自我歸因組與模糊情景下助人決策結(jié)果的差值)為組內(nèi)變量, 進行重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 歸因情境誘發(fā)的情緒的主效應(yīng)顯著,F(1, 68)=232.27,p< 0.001, ηp2=0.774, 不可控情景歸因－模糊歸因下的助人決策顯著多于可控的自我歸因－模糊歸因(MD=54.04,SD=3.55)。情緒和歸因情境誘發(fā)情緒的交互作用不顯著,F(1,68)=0.93,p=0.339。這表明, 人際責任歸因清晰情境誘發(fā)的憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響在兩種附帶情緒憤怒和悲傷中均存在。

3.4 討論

實驗2證實假設(shè)2：當人際責任歸因模糊時, 個體無法明確受助者需要幫助的原因是否自身所致、是否可控, 與悲傷情緒相比, 憤怒情緒下個體會為受助者捐助更少的錢; 當人際責任歸因情境清晰時,不論受助者需要幫助的原因是情景還是自身人為所致、是可控還是不可控, 憤怒組和悲傷組所捐助的金錢數(shù)額均不存在顯著差異。這表明, 當人際責任歸因模糊時, 憤怒和悲傷情緒會影響助人決策;當人際責任歸因清晰時, 個體的助人決策主要受人際責任歸因情境的影響。

實驗2進一步證實并延伸了實驗1的結(jié)果, 憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響不僅存在于以時間為價值的決策情境, 也存在于以金錢為價值的決策情境。同時, 這種效應(yīng)的存在是有條件的, 只有決策情境中對象的人際責任歸因模糊時, 才會存在情緒影響助人決策的效應(yīng)。此外, 我們意外發(fā)現(xiàn)：人際責任歸因影響情緒與助人決策關(guān)系的機制可能是由人際責任歸因引起的憤怒和悲傷與附帶情緒的共同作用。

4 總討論

本研究嘗試通過兩項實驗探究相同效價的具體情緒與助人決策的關(guān)系及其人際責任歸因的邊界作用。實驗 1考察為他人花費時間的助人決策,實驗2考察為他人花費金錢的助人決策, 兩項實驗均探究同為負性情緒的憤怒和悲傷對助人決策的影響。結(jié)果表明, 負性情緒憤怒和悲傷對“為具體個人提供幫助”的助人決策有不同影響, 與憤怒情緒相比, 悲傷情緒下的個體會做出更多的助人決策。并且, 人際責任歸因調(diào)節(jié)了情緒與助人決策間的關(guān)系, 只有人際責任歸因模糊時, 相同效價的具體情緒才會產(chǎn)生不同的助人決策。

同為負性情緒的憤怒和悲傷情緒對助人決策有不同的影響, 與憤怒情緒相比, 悲傷情緒下的個體會做出更多的助人決策。實驗1將助人決策操縱為為他人花費時間, 實驗2將助人決策操縱為為他人花費金錢, 兩項以“為具體個人提供幫助”的助人情境實驗均證明了以上結(jié)論。該結(jié)論與 Small和Lerner (2008)進行的情緒與“支持福利政策”的關(guān)系的研究結(jié)果相一致。憤怒個體更傾向于將助人決策任務(wù)中受助者需要幫助的原因歸因為受助者自己造成, 通過受助者自己的努力, 貧窮的結(jié)果在受助者控制范圍內(nèi), 所以, 憤怒組被試愿意提供幫助的時間和捐助的錢更少。相反, 悲傷情緒的個體更傾向于將原因歸因為外部情境因素, 貧窮結(jié)果不在受助者控制范圍內(nèi), 與受助者是否努力關(guān)系不大, 所以, 悲傷組被試提供幫助的時間和捐助的錢更多。研究結(jié)果與Kandrack和Lundberg (2014)在研究中發(fā)現(xiàn)的悲傷情緒的作用一致, 與憤怒情緒的作用不同, 原因可能在于他們沒有有效誘發(fā)憤怒情緒, 因此憤怒對慈善捐助決策的影響沒有發(fā)生。根據(jù)以上分析, 我們認為相同效價的具體情緒會產(chǎn)生不同的助人決策結(jié)果。此外, 實驗1發(fā)現(xiàn)悲傷組個體比中性組個體愿意提供幫助的時間更多, 這似乎與前人所發(fā)現(xiàn)的消極情緒與親社會行為的負相關(guān)關(guān)系相違背, 其實不然。Sharma (2015)采用PANAS量表中的NA分量表來測量消極情緒, 這些測量項目主要涵蓋憤怒、恥辱、憎惡、負疚和緊張等情緒(張衛(wèi)東, 刁靜, Schick, 2004; Watson, Clark, &Tellegen, 1988), 且這些情緒在對決策動因具有獨特作用的責任性和控制性兩種評價維度上均不同于悲傷(Smith & Ellsworth, 1985)。因此, 實驗1與Sharma (2015)結(jié)果的不同間接說明不同負性情緒對親社會行為具有不同的預(yù)測作用。當然, 本研究僅考察同為負性情緒的憤怒和悲傷兩種情緒, 同為負性情緒的其它具體情緒與助人決策的關(guān)系如何,積極情緒中不同具體情緒如何影響助人決策均需要進一步研究。

人際責任歸因影響情緒與助人決策的關(guān)系, 當人際責任歸因情境模糊時, 憤怒和悲傷情緒會產(chǎn)生不同的助人決策。這與Uleman和Bargh (1989)的觀點一致, 由于憤怒和悲傷情緒所具備的責任性和控制性存在于決策情境對對象進行的人際責任歸因中, 個體進行人際責任歸因的對象在啟動結(jié)構(gòu)上模糊時, 在具有不同啟動結(jié)構(gòu)的情緒中模糊的人際責任歸因由此會成為可能具有不同解釋的“墨跡”(Darley & Gross, 1983), 即憤怒情緒對模糊的人際責任歸因進行自身人為和可控解釋, 悲傷情緒使個體對模糊的人際責任歸因進行外部情境和不可控解釋, 從而最終作用于助人決策。但是, 當人際責任歸因在啟動結(jié)構(gòu)上清晰時, 在責任性和控制性上不同的憤怒和悲傷情緒可能不會對助人決策產(chǎn)生不同的影響或者說影響極小, 具備清晰歸因?qū)ο蠛涂刂菩缘娜穗H責任歸因在助人決策中發(fā)揮主要作用。這一結(jié)果強調(diào)了具有不同評價維度的相同效價的具體情緒與助人決策的獨特關(guān)系, 論證了助人決策任務(wù)中的人際責任歸因情境會調(diào)節(jié)具體情緒與助人決策的關(guān)系, 進一步證實ATF理論。此外, 根據(jù)不同人際責任歸因情境下憤怒和悲傷情緒的結(jié)果, 人際責任歸因?qū)η榫w與助人決策關(guān)系的影響,以及清晰人際責任歸因情境誘發(fā)的情緒對助人決策的影響, 本研究意外發(fā)現(xiàn)人際責任歸因影響情緒與助人決策關(guān)系的機制可能在于：個體在對事件結(jié)果做出歸因后, 會產(chǎn)生某種情緒, 這會影響個體原有的附帶情緒(Winterich, Han, & Lerner, 2010), 最后共同作用于助人決策。特別需要注意的是, 這也意味著實驗2中被試情緒的來源有二：一個是個體的附帶情緒, 另一個是清晰的人際責任歸因情境所誘發(fā)的情緒, 雖然我們認為這并不影響研究的結(jié)論和意義, 但是在未來研究中仍應(yīng)試圖對以上兩個來源進行分離或平衡。也有研究認為, 具體情緒通過影響個體對事件的歸因而產(chǎn)生行為(Wagner, 2014),因此具體情緒可能影響歸因, 然后與人際責任歸因相互作用, 最后影響助人決策。對于后一種解釋的合理性和適用性在本研究無法得到直接驗證, 還需要進一步研究。

總之, 本研究通過探討憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響及人際責任歸因在二者關(guān)系中的作用,加深了相同效價不同具體情緒影響助人決策的理解, 豐富了ATF的研究領(lǐng)域和證據(jù)。同時, 研究結(jié)果為進行現(xiàn)實助人決策的準確預(yù)測提供了依據(jù), 有助于了解何種條件情緒發(fā)揮主要作用, 何種條件人際責任歸因情境發(fā)揮主要作用, 如何在不了解個體情緒狀態(tài)情況下更好地操縱人際責任歸因以增加助人決策。

但是, 本研究仍然有一些不足之處, 未來可從以下四方面進一步推進助人決策、情緒與助人決策關(guān)系的研究。第一, 本研究關(guān)注實驗室情境下誘發(fā)的附帶情緒, 未來研究可通過現(xiàn)場實驗關(guān)注真實情境, 探討與當前助人決策相關(guān)的直接情緒與助人決策的關(guān)系。第二, 本研究并沒有對比作用于助人決策的憤怒和悲傷情緒是否存在強度差異, Keltner等人(1993)在研究中發(fā)現(xiàn), 不同強度的憤怒和悲傷、不同強度的憤怒情緒、不同強度的悲傷情緒均會對個體不同的社會知覺產(chǎn)生不同的影響。因此, 在未來研究中, 可以探討不同強度的具體情緒對助人決策的影響。并且, 根據(jù)前人研究, 為誘發(fā)不同強度的具體情緒, 可以采用不同的情緒誘發(fā)方法來操縱(Keltner et al., 1993)。第三, 由于客觀原因, 本研究樣本性別比例比較極端, 一方面我們認為本研究的目的是探究憤怒和悲傷兩種具體的負性情緒對助人決策的影響, 助人決策的性別差異不作為研究重點。雖然男生極少, 但在女生較多的情況下依然發(fā)現(xiàn)了憤怒和悲傷對助人決策的不同作用, 因此這種樣本選擇可能并不足以成為推翻研究結(jié)果的條件。但另一方面, 性別的確是影響親社會行為的一個有趣且重要的變量(Diekman & Clark, 2015), 未來研究可以探討在不同助人決策情境中的性別差異和性別相似性。

5 結(jié)論

本研究通過考察憤怒和悲傷情緒對助人決策的影響, 采用為他人花費時間和為他人花費金錢兩種助人決策任務(wù), 得出以下結(jié)論：

(1)憤怒和悲傷情緒影響助人決策, 悲傷比憤怒增加個體的助人決策, 相同效價不同具體情緒對助人決策的影響不同;

(2)人際責任歸因影響情緒與助人決策之間的關(guān)系, 其是具體情緒影響助人決策的邊界條件, 只有在模糊的人際責任歸因下, 悲傷個體才比憤怒個體做出更多的助人決策。

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