竇 凱 劉耀中 王玉潔 聶衍剛

(1廣州大學教育學院) (2廣州大學廣州人心理與行為研究中心,廣州 510006) (3暨南大學管理學院,廣州 510632)(4廣東輕工職業(yè)技術學院馬克思主義學院,廣州 510300)

1 引言

人類的很多決策行為時常要面對“個人利益與集體利益”、“眼前利益與長遠利益”相沖突的博弈情境,這種廣泛存在于人類生活中的兩難選擇被稱為社會困境問題(劉長江,郝芳,2014)。選擇合作(cooperation)可以最大化集體利益,而選擇競爭(competition)可以最大化個人利益。競爭往往能使個人獲得更高的利益,但一旦所有人都選擇競爭,每個人獲得的利益將少于所有人選擇合作時得到的收益。可見,社會困境的妥善解決通常依賴于合作行為(van Lange,Joireman,Parks,& van Dijk,2013)。

目前,關于合作行為的影響因素研究主要聚焦在決策者個人特征和決策設置上,較缺乏關注對手(opponent)層面的因素在影響個體合作行為上所發(fā)揮的作用。雖然以往研究證實,社會價值取向(Fiedler,Gl?ckner,Nicklisch,& Dickert,2013)、社會階層(van Doesum,Tybur,& van Lange,2017)等個人特征和獎懲(Balliet,Mulder,& van Lange,2011)、人際控制感(劉耀中,竇凱,2015)等決策設置是影響合作行為的重要因素。然而現(xiàn)實生活中的合作行為時常發(fā)生在真實的人際互動過程中,來自對手的線索信息勢必會影響個體的合作行為。例如,博弈對象的面孔吸引力(Chen et al.,2012)、種族特征(Tortosa,Lupiá?ez,& Ruz,2013)等線索可能會通過增進信任或減小社會距離間接影響個體的合作行為。

近期,有學者基于相互依賴理論(interdependent theory),發(fā)展出一個用于描述人際互動中關注和滿足他人自主性需要的概念：社會善念(social mindfulness),提出了“社會善念促進合作行為”的理論假設 (van Doesum,van Lange,& van Lange,2013; van Lange & van Doesum,2015),并在足球運動員樣本中證實社會善念對建立良好的人際/團隊關系發(fā)揮重要的作用(van Doesum,van Prooijen,Verburgh,& van Lange,2016)。可見,社會善念的提出為尋找合作行為的促進策略提供了一個新的視角。有鑒于此,本研究設置“施—受”雙方真實互動的實驗室情境,揭示實施者的社會善念對人際互動中接受者合作行為的影響機制。

2 文獻回顧與假設提出

2.1 社會善念與合作行為

社會善念是個體在人際互動中充滿善意地關注、尊重并保護他人選擇的需要和權利的行為(van Doesum et al.,2013; 竇凱,聶衍剛,王玉潔,張慶鵬,2017),可通過社會善念范式(簡稱“SoMi 范式”)開展研究(詳見“3.2 方法”)。

社會善念作為一種策略性的人際溝通,是合作行為的促進因素 (van Lange & van Doesum,2015)。首先,社會善念者善于識別他人的想法,有助于建立社交網(wǎng)絡、增進群體歸屬感(Declerck,Boone,&Emonds,2013),于是會與行為接受者迅速建立彼此信任、親密的關系(van Doesum et al.,2013)。研究指出,信任是促進合作行為的重要機制(Balliet,& van Lange,2013),當人與人之間處于高度信任的狀態(tài)時,社會關系中的易變性和不確定性均會降低,這是合作行為的基礎。其次,正如 van Lange和 van Doesum (2015)所述,人際互動中的高社會善念行為會促進親密關系的建立,而低社會善念會導致攻擊行為、厭惡感的加劇。一方面,實施社會善念對改善人際關系、建立親密關系具有重要作用。有研究采用 SoMi范式(包含 2個試次)考察了行為接受者對以下三類決策傾向者的印象：(1) 2次選擇非唯一物品; (2) 唯一物品和非唯一物品各選擇1次; (3) 2次選擇唯一物品。結果發(fā)現(xiàn),前兩種人被評價為友好地、可信賴的人; 而第三種人往往被評價為很不友好、不可信賴且自私的人(see Study 2a and b; van Doesum et al.,2013)?？梢?當社會善念行為被接受者識別時,他們就會感到自己的自主性需要得到了尊重和保護,于是會拉近與行為實施者間的社交距離,建立親密關系,而這些都是誘導合作行為的有效路徑。另一方面,阻礙他人達成目標或限制他人的選擇是低社會善念的表現(xiàn),被限制的一方通常會感知到一種帶有敵意的冒犯行為,同時會伴隨厭惡或憎恨等負性情緒的發(fā)生(Twenge,Catanese,& Baumeister,2002)、親社會動機的下降(Twenge,Baumeister,DeWall,Ciarocco,& Bartels,2007)。據(jù)此,提出假設：

假設1：社會善念與合作行為呈正相關,即實施高社會善念行為,會提升行為接受者的合作水平。

2.2 積極情緒的中介作用

積極情緒(positive emotion) 即正性情緒或具有正效價的情緒,如高興、自豪等(郭小艷,王振宏,2007),它在社會互動中發(fā)揮著重要作用,可幫助人們更好地應對挑戰(zhàn)(Conway et al.,2014)、緩解壓力(Edwards,Edwards,& Lyvers,2016)、增進合作行為(Rand,Kraft-Todd,& Gruber,2015)。

積極情緒對合作行為的影響包含兩種取向：一種是考察情緒體驗在隨后社會決策中的作用。研究發(fā)現(xiàn),自豪和快樂等積極情緒可促進個體在捕魚游戲(fishing game)中抑制利己誘惑,進而做出更多的“返回(return)”決策(Dorfman,Eyal,& Bereby-Meyer,2014)。另一種是揭示互動對象的情緒表達對個體合作行為的影響。van Doorn,Heerdink和van Kleef(2012)通過3個實驗考察了情緒表達對競合意圖識別的影響,結果發(fā)現(xiàn),相比于快樂或失望,對手表達憤怒情緒會讓觀察者體驗到更多的是競爭而非合作。此外,相比于憤怒者或無情緒者,人們更愿意向失望者表達親社會行為,如提供幫助或捐款(van Doorn,van Kleef,& van Pligt,2014)。由此可見,個體無論作為當局者來體驗情緒,還是作為旁觀者來觀察他人情緒,情緒效價及水平都會影響他們的決策與判斷,即相比于消極情緒,積極情緒更有助于增進親社會行為,如捐獻、助人、合作等。

積極情緒的產(chǎn)生通常與某種需要相關聯(lián)(郭小艷,王振宏,2007)。根據(jù)自我決定理論 (selfdetermination theory,SDT) 的觀點,心理需要得到滿足或理想被實現(xiàn),能激發(fā)個體的積極情緒體驗(Bjerregaard,Haslam,Morton,& Ryan,2015)。自主性(autonomy)是人類的一種基本心理需要,是個體對自己的言行具有自由感和選擇感時的體驗(Langfred & Moye,2004)。從人際互動過程來看,社會善念行為接受者積極情緒的獲得,正是由于自主選擇的需要得到了尊重和保護,在互動過程中體驗到了自由感(van Doesum et al.,2013; 楊瑩,寇彧,2015)。此外,間接證據(jù)還顯示,實施社會善念行為有利于建立更友好的親密關系(van Doesum et al.,2013),而良好的人際關系也是積極情緒體驗的重要來源(Diener et al.,2010)。據(jù)此可推測：社會善念行為可增強接受者的積極情緒、降低消極情緒。

假設 2：積極情緒可促進個體在人際互動中的合作行為,消極情緒則反之。

既然人際互動中的個體體驗到社會支持、心理得到滿足、自主動機增強均會帶來強烈的積極情緒體驗,而這種瞬時的積極情緒增強又是維持合作行為的重要動力,我們推測積極情緒體驗在感知社會善念與合作行為之間發(fā)揮著“橋梁”作用。但這一推測有待進一步驗證。就本研究而言,我們認為個體在互動過程中感知到自己的自主性需要被尊重和保護后會體驗到更高的積極情緒,進而影響其合作行為。

假設 3：積極情緒在感知社會善念與合作行為間起中介作用。

2.3 自主性需要的調(diào)節(jié)作用

有必要指出,并非所有的利他性舉措都有助于增強互動中個體的積極情緒體驗,在互動中體驗到自主性才是獲得積極情緒的重要原因。社會善念行為之所以會提升行為接受者的積極情緒,是因為其自主性需要得到了滿足,即在人際互動過程中感到自己受到了尊重,體驗到了自由感(楊瑩,寇彧,2015)。研究發(fā)現(xiàn),對于那些未表現(xiàn)出幫助需要或提出要求的個體而言,強行提供幫助并不能帶來積極情緒體驗,反而會導致消極情緒的增多和自尊水平的下降(Schneider,Major,Luhtanen,& Crocker,1996)。另一項研究通過操縱任務難度來設置高、低幫助需要兩種條件,結果發(fā)現(xiàn)：在高幫助需要條件下,對被試實施幫助行為會得到被試的好評; 相反,在低幫助需要條件下實施幫助行為,不僅得不到被試的好感,反而會降低其自我價值感和積極情緒(Halabi,Nadler,& Dovidio,2011)。由此可見,自主性需要水平的高低是親社會互動中積極情緒增強或減弱的前提條件,如果個體在互動過程中自主選擇需要水平較低,即便對手充滿友善地實施社會善念行為,也難以激發(fā)積極的情緒和行為表現(xiàn)。

假設 4：自主性需要調(diào)節(jié)感知社會善念與積極情緒體驗間的關系。

綜上所述,社會善念行為的實施者通過增加接受者在人際互動過程中的積極情緒,進而促進合作行為的產(chǎn)生,而社會善念行為提升接受者積極情緒的關鍵在于接受者自主性需要是否得到了滿足。當接受者處于高自主性需要狀態(tài)時,實施社會善念行為不僅會帶來更高的積極情緒體驗(第一階段),而且這種積極情緒狀態(tài)會提升個體的合作行為(第二階段)。為驗證這一推論,本研究從互動博弈的視角構建了假設模型(如圖 1),并通過 2個實驗進行檢驗。實驗1通過操縱實施者選擇唯一選項和非唯一選項的比例來設置社會善念水平,借助公共物品游戲測查接受者的合作水平,采用兩階段評定法1兩階段情緒評定法：第一階段測查被試參加實驗前 2周內(nèi)的積極與消極情緒體驗(情緒基線),第二階段測查被試參與實驗過程中體驗到即時的積極與消極情緒。數(shù)據(jù)分析時,將情緒基線作為協(xié)變量加以控制,并采用即時的積極情緒和消極情緒作為指標(Kahneman,Krueger,Schkade,Schwarz,& Stone,2004)。測量接受者的積極情緒,進而檢驗積極情緒在感知社會善念和合作行為間的中介機制; 實驗2在實驗1 SoMi范式的基礎上,進一步操縱接受者在人際互動過程中需要對手提供幫助的程度來設置自主性需要水平,以此檢驗自主性需要所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

3 實驗1：社會善念誘導合作行為：積極情緒的中介效應

3.1 被試

通過校園招募,共 300名(男生 108名)在校大學生參加此實驗,隨機分配到高社會善念組(n=150)和低社會善念組(n= 150),年齡范圍17～23歲,平均年齡19.34 ± 1.01歲。所有被試均無精神病史且未參加過類似實驗,實驗結束后均可獲得 7～10元人民幣的報酬。

3.2 方法

3.2.1 實驗設計

實驗1采用單因素組間實驗設計,其中社會善念分組為自變量,被試的即時情緒體驗以及在公共物品游戲中的貢獻金額(即合作水平)為因變量。

3.2.2 實驗流程與任務

實驗流程如圖2所示。

第一步,被試來到舒適、安靜的實驗室之后,主試人員為其講解實驗概況,在“知情、自愿參與”的原則下簽署《知情同意書》; 緊接著,被試填寫人口學變量問卷(包括性別、年齡等)和一系列額外變量問卷(均為 Likert 7 點計分,“1→7”分別表示“非常不同意→非常同意”),包括特質(zhì)信任傾向(5個條目,例如“這些日子你不知道能夠相信誰。”,α=0.63; Schuessler,1982),移情關懷(6個條目,例如“對那些比我不幸的人,我經(jīng)常有心軟和關懷的感覺?！?α= 0.67; Davis,1980),觀點采擇(5個條目,例如“在做決定前,我試著從爭論中去看每個人的立場?！?α= 0.81; Davis,1980)。

圖1 互動博弈中“施—受”雙方各變量的假設模型

圖2 實驗1的操作流程(A)、物品選擇游戲示例(B)和公共物品游戲示例(C)

第二步,采用《積極和消極情緒量表(PANAS)》評定被試兩周內(nèi)的情緒狀態(tài)作為基線(Watson,Clark,& Tellegen,1988),該量表采用Likert 7點計分法(“1→7”表示“根本沒有→非常強烈”),分數(shù)越高表明情感體驗越明顯(α1= 0.73、α2= 0.69)。

第三步,告知被試將與隔壁實驗室的玩家 A(實質(zhì)上是由實驗助手擔任的假被試)共同完成后續(xù)的在線互動游戲,由于游戲的獎金均通過“微信紅包”的方式支付,所以邀請被試加入臨時組建的微信群(注：玩家 A已提前入群,且主試與玩家的 A的頭像均設置為標準化的風景照),入群后被試和玩家A立即領取5元紅包作為游戲的初始資金。關于使用微信紅包的目的將在第六步中詳細介紹。

第四步,被試加入微信群后,立刻與玩家A在計算機上完成物品選擇游戲(玩家 A的選擇策略實質(zhì)上是主試提前設置好的計算機程序),該任務是在鋼筆選擇范式(pen-choice paradigm; Hashimoto,Li,& Yamagishi,2011)和社會善念范式(SoMi Paradigm; van Doesum et al.,2013)基礎上修訂的,通過設置“物品選擇游戲”中玩家A選擇“唯一選項”和“非唯一選項”的比例來操控社會善念水平(見圖2-B)。每輪任務中,首先要求玩家A在同種類的4個(或3個)物品中選擇1個,整個實驗共包括10個種類物品(如水杯、蘋果等),每個種類物品按照特征差異分為“唯一物品”和“非唯一物品”,即4個(或3個)同類物品中,有3個(或2個)物品完全相同(視為“非唯一物品”),而另一個物品僅在某一表面特征上與之相區(qū)別(視為“唯一物品”)。

如果玩家A從3個(或2個)“非唯一物品”中選擇一個(如選擇紅水杯),那么被試(或玩家 B)仍然擁有選擇的機會(可在紅水杯與綠水杯間選擇),這種情況則視為高社會善念行為; 如果玩家A選擇了“唯一物品” (如選擇綠水杯),則意味著被試(或玩家B)失去了選擇的機會(只能從3個紅水杯中選擇),這種情況則視為低社會善念行為。

在高社會善念組中,設置玩家 A選擇“非唯一選項”的比例占 80%,選擇“唯一選項”的比例 20%;而在低社會善念組中,設置玩家 A選擇“非唯一選項”的比例占20%,選擇“唯一選項”的比例80%。實驗過程中,玩家A擔任行為實施者角色,而被試擔任行為接受者角色,當玩家A做出選擇后需要在剩下的3個(或2個)中選擇1個。整個實驗共包含24個試次,其中 4個試次為控制條件(即 4個物品中,“非唯一選項”與“唯一選項”各為2個)。為排除實驗設置對結果的干擾,所有種類的物品和每輪物品的排放位置均進行了隨機化處理。

第五步,當被試完成物品選擇游戲后,需立刻填寫《積極與消極情緒量表》和一系列回溯性問卷(主要測查被試感知到玩家A的社會善念水平),即根據(jù)玩家A在游戲中的表現(xiàn)和自己的真實感受,對此時此刻的積極情緒與消極情緒體驗(α1= 0.85、α2= 0.81)、感知到玩家A的自利水平(perceived self interestedness,PSI; 3 個條目,α= 0.78),對他/她的喜歡程度(Liking,3 個條目,α= 0.75)、與他/她共事的意愿(willingness to collaborate,WC; 3個條目,α= 0.85)、是否期待在現(xiàn)實生活中和他/她相遇(desire to meet in real life,DM; 3 個條目,α= 0.89)等方面進行評定。已有研究證實,上述回溯性調(diào)查結果可作為檢驗社會善念分組有效性的操作性指標(Van Doesum et al.,2013)。此外,在審稿人的建議下,100名被試重復了實驗 1的內(nèi)容(N高社會善念=50,N低社會善念= 50; 男生 39名,女生 61名; 年齡范圍18～21歲,平均年齡為19.67 ± 1.02),并完成物品選擇游戲后評定了感知對手的友善程度(perceived mindfulness,PM; 4個條目,α= 0.93)2非常感謝審稿人對本研究檢驗物品選擇游戲操縱高、低社會善念水平有效性所提出的建設性意見,所有回溯性問卷題目可參見：https://www.researchgate.net/profile/Kai_Dou5,結果發(fā)現(xiàn),相比于低社會善念組,被試感知到高社會善念組中的玩家A更加友善(t= 10.08,p< 0.001,d= 2.01),這再次證實了物品選擇游戲操縱高、低社會善念水平的可靠性。

第六步,告知被試實驗即將結束,結束前需要與玩家A共同完成一項“紅包接龍游戲” (見圖2-C),其原理來自公共物品游戲(陳欣,趙國祥,葉浩生,2014)?；谙惹暗难芯?Tazelaar,van Lange,&Ouwerkerk,2004),為提高被試在公共物品游戲中的真實體驗感以及與物品選擇游戲中被試所擔任角色的契合度,本研究引入微信紅包作為公共物品的獎金池,被試與玩家A均要決定從剛獲得的5元紅包中選擇1個金額數(shù)(0～5元)發(fā)送給主試(私聊發(fā)送)3通過“私聊發(fā)送”這種雙盲的形式搜集被試的貢獻金額,其目的在于避免被試因看到微信群中對手的貢獻金額后影響自己的決策。,然后主試將收到二人紅包的金額總和乘以1.2(增值1.2倍)后平均分給被試和玩家A。根據(jù)公共物品游戲的邏輯,被試在這里選擇貢獻的紅包數(shù)額越大表明其合作行為越高。

在閱讀并理解任務要求后,被試需要完成2道題目4(1) 假如：玩家A發(fā)送的紅包金額為1元,你發(fā)送的紅包金額數(shù)為2元,那么,你最終會獲得 元。(2) 假如：玩家A發(fā)送的紅包金額為4元,你發(fā)送的紅包金額數(shù)為1元,那么,你最終會獲得 元。,以考察他們是否理解這一情境,只有正確作答后才能繼續(xù)實驗。該實驗中,被試決定放入紅包的金額數(shù)將作為“合作”的指標(即貢獻金額)。

最后,被試離開實驗室前,重申保密原則并告知其實驗真相,以消除實驗設置對其心理與行為的影響,同時按照既定的游戲規(guī)則給被試派發(fā)微信紅包,以此作為實驗報酬。

3.2.3 實驗控制與數(shù)據(jù)分析

共12名碩士研究生(其中6名做主試,另6名扮演玩家 A)作為實驗助手,參與該實驗的數(shù)據(jù)收集工作。正式實驗之前,研究者對 12名實驗助手(其中男生5人)進行了培訓,并進行了1對 1的模擬演練,其目的在于統(tǒng)一指導語,盡可能使實驗過程標準化,減少主試的個人因素對實驗效果的干擾。

數(shù)據(jù)收集后全部錄入SPSS 21.0統(tǒng)計軟件進行處理,數(shù)據(jù)分析方法包括：描述性統(tǒng)計、相關分析、差異分析,路徑分析等。

3.3 結果

3.3.1 預分析

相比于低社會善念組,高社會善念組的被試感知到玩家 A擁有更低的自利水平(t= ?12.93,p<0.001,d= ?2.59),并且更喜歡玩家A (t= 9.82,p<0.001,d= 1.97),更期望在現(xiàn)實生活中與他/她相遇(t= 10.12,p< 0.001,d= 2.01),更愿意與玩家A共事(t= 8.58,p< 0.001,d= 1.72)。由此可見,被試在高社會善念組感知到玩家A更加友善,這說明本實驗對社會善念水平的操控是可靠的。

額外變量中,僅有年齡與貢獻金額呈顯著負相關(r= ?0.16,p< 0.01),故在后續(xù)分析中應將年齡作為協(xié)變量加以控制。

3.3.2 即時情緒和貢獻金額在社會善念分組上的差異

以社會善念分組為自變量,以情緒基線(Time 1)和年齡為協(xié)變量,分別對被試完成物品選擇游戲后的即時情緒(Time 2)進行協(xié)方差分析,結果發(fā)現(xiàn)(如圖 3)：積極情緒在社會善念分組上的主效應顯著(F(1,295) = 134.30,p< 0.001,η2= 0.31),高社會善念組被試比低社會善念組被試體驗到更強烈的積極情緒(M高社會善念= 4.44 ± 1.04,M低社會善念= 3.01 ±1.31); 而且社會善念分組對消極情緒的主效應也顯著(F(1,195) = 18.89,p< 0.001,η2= 0.06),即相比于低社會善念組被試,高社會善念組被試體驗到的消極情緒更低(M高社會善念= 1.44 ± 0.77,M低社會善念=1.88 ± 0.97)。

同樣,以社會善念分組為自變量,以年齡為協(xié)變量,對被試在公共物品游戲中的貢獻金額進行協(xié)方差分析,結果發(fā)現(xiàn)：貢獻金額在社會善念分組上的主效應非常顯著(F(1,297) = 39.12,p< 0.001,η2=0.12),即相比于低社會善念組,高社會善念組的被試向公共獎池貢獻的金額顯著更高(M高社會善念=3.90 ± 0.98,M低社會善念= 3.17 ± 1.16)。

圖3 積極與消極情緒體驗、貢獻金額(單位: 元)在社會善念分組上的差異

3.3.3 感知社會善念與情緒體驗、合作行為的相關分析

以感知自利水平(反向分)、喜歡程度、共事意愿和期待相遇四個維度的平均分作為感知社會善念的指標,以完成物品選擇游戲后的積極情緒和消極情緒(Time 2)為測量指標,以貢獻金額作為合作行為的指標。相關分析結果發(fā)現(xiàn)：感知社會善念與積極情緒體驗(r= 0.66,p< 0.001)、合作行為(r=0.34,p< 0.001)呈顯著正相關,與消極情緒體驗(r=?0.34,p< 0.01)呈顯著負相關; 積極情緒體驗與合作行為呈顯著正相關(r= 0.27,p< 0.001),消極情緒體驗與合作行為相關并不顯著。

3.3.4 情緒體驗的中介效應檢驗

本研究采用Hayes (2013)開發(fā)的PROCESS宏(model 4)檢驗積極情緒體驗、消極情緒體驗在感知社會善念與合作行為間的中介效應,并采用 5000次隨機抽樣的bootstrap法來計算中介效應值,根據(jù)95%的置信區(qū)間中是否包含0來判斷中介效應的顯著性,若 95%的置信區(qū)間中不包含 0,則說明中介效應顯著。

結果發(fā)現(xiàn)：感知社會善念可顯著正向預測個體的積極情緒體驗(β= 0.67,p< 0.001),且感知社會善念(β= 0.24,p< 0.001)與積極情緒體驗(β= 0.15,p< 0.01)均能顯著正向預測合作行為,而消極情緒體驗不能顯著預測個體的合作行為(β= 0.01,p=0.92)。由于感知社會善念對合作行為的直接預測作用顯著,故積極情緒體驗發(fā)揮部分中介作用。進一步中介效應分析發(fā)現(xiàn)(如圖4所示),由“感知社會善念→積極情緒體驗→合作行為”產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間不包含0 (95%CI = [0.03,0.19]),表明積極情緒體驗在感知社會善念與合作行為間具有顯著的間接效應(效應值 = 0.10,占總效應的29.41%);而由“感知社會善念→消極情緒體驗→合作行為”產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間包含 0 (95%CI =[?0.02,0.02]),表明消極情緒體驗在感知社會善念與合作行為之間不具有顯著的間接效應。由此可認為：感知社會善念除了直接影響個體的合作行為外,還通過積極情緒體驗的增強間接影響合作行為。

圖4 感知社會善念影響合作行為的中介路徑

3.4 小結

實驗1對高、低社會善念水平的兩組被試進行了比較,相比于低社會善念行為,互動初期接受高社會善念行為的被試體驗到更高的積極情緒和更低的消極情緒,并愿意在隨后的公共物品游戲中貢獻更多的資源。假設1的推論得以驗證。此外,從接受者的數(shù)據(jù)分析來看,感知社會善念與積極情緒、消極情緒、合作行為關系密切,而且積極情緒在感知社會善念與合作行為間發(fā)揮著部分中介作用。假設2和假設3的推論與研究結果一致。這說明相比于負性情緒,積極情緒體驗在人際互動中對合作行為的影響更強烈。至此,實驗1初步證實了社會善念誘導合作行為的情緒路徑：感知社會善念→積極情緒體驗(＋)→合作行為(＋),為進一步檢驗社會善念提升積極情緒體驗是否與行為接受者的自主性需要有關,實驗2在實驗1的基礎上操縱被試在物品選擇游戲中需要對手提供幫助的程度來設置自主性需要水平,進而檢驗自主性在社會善念影響合作行為中的作用機制。

4 實驗2：“樂”在何時：自主性需要的調(diào)節(jié)機制

4.1 被試

通過校園招募,共120名(男生42名)在校大學生參與實驗 2,隨機分配到高社會善念＋高自主性需要組(n= 30)、高社會善念＋低自主性需要組(n=30)、低社會善念＋高自主性需要組(n= 30)和低社會善念＋低自主性需要組(n= 30),年齡范圍17～28歲,平均年齡19.36 ± 2.21歲。所有被試均無精神病史且未參加過類似實驗(含實驗 1),實驗結束后均可獲得10～15元人民幣的報酬。

圖5 實驗2的操作流程(A)、紙牌選擇游戲示例(B)和公共物品游戲示例(C)

4.2 方法

4.2.1 實驗設計

實驗2采用2(社會善念分組：高、低)×2(自主性需要：高、低)的兩因素組間實驗設計,其中社會善念分組與自主性需要為自變量,被試在公共物品游戲中的貢獻金額(合作水平)及其情緒體驗為因變量。

4.2.2 實驗流程與任務

除了第四步與實驗1不同外,其他步驟與任務均和實驗1相同,具體如下所示：

第四步,為操控被試的自主性需要水平,實驗2在實驗1和前人研究(van Doesum et al.,2013)的基礎上,將“物品選擇游戲”改為“紙牌選擇游戲”,即將物品改為有顏色的紙牌(紅色紙牌與綠色紙牌兩種),通過設置“紙牌選擇游戲”中的假被試(即玩家 A,由實驗助手擔任)選擇“唯一紙牌”和“非唯一紙牌”的比例來操控社會善念水平(如圖 5B所示),并設置游戲結束后被試獲得綠色紙牌的個數(shù)及獎勵來操控其自主性需要水平。整個實驗共包括 20個試次,將綠色紙牌設置為“唯一紙牌”,紅色紙牌設置為“非唯一紙牌”,兩種紙牌僅在顏色這一屬性有所區(qū)別。

如果玩家A從3個(或2個)“非唯一紙牌(即紅色紙牌)”中選擇一個,那么被試仍然擁有在紅色紙牌與綠色紙牌間挑選的自主權,這種情況則視為高社會善念行為; 如果玩家A選擇了“唯一物品(即綠色紙牌)”,則意味著被試失去了選擇的機會(只能從 3張紅色紙牌中選擇),這種情況則被視為低社會善念行為。在高社會善念組中,設置玩家A選擇“紅色紙牌”的比例占80% (即16次),選擇“綠色紙牌”的比例為20% (即4次); 而在低社會善念組中,設置玩家A選擇“紅色紙牌”的比例占20% (即4次),選擇“綠色紙牌”的比例為80% (即16次)。為排除實驗設置對結果的干擾,每輪試次中紙牌的排放順序均進行了隨機化處理。

參考前人研究(Halabi et al.,2011),本實驗通過設置被試在“紙牌選擇游戲”中的獎勵規(guī)則來操縱其自主性需要水平。在高自主性需要條件下,告知被試如果游戲結束后選中的綠色紙牌比率超過50%(即10個以上)的話,便可立刻獲得10元現(xiàn)金和50元的中國知網(wǎng)充值卡; 如果選中的綠色紙牌比率未超過50%(即10個以下)的話,便無法獲得該獎勵。在低自主性需要條件下,僅告知被試根據(jù)自己的偏好選擇紙牌,無獎勵設置。由此不難想象,被試在高自主性需要條件下,要想獲得獎勵就需要得到對手的幫助和支持才有可能獲得規(guī)定數(shù)量的綠色紙牌; 但在低自主性需要條件下,由于未設置獎勵規(guī)則,被試強烈需要對手支持和幫助的期望相對較低。對被試評定的感知自主性水平(perceived autonomy,2個條目,α= 0.76)進行獨立樣本t檢驗也發(fā)現(xiàn)：被試在前一種條件下感知到的自主性需要水平顯著更高(t= 4.31,p< 0.001,d= 0.79)。已有研究也證實,通過設置被試在實驗情境中需要幫助的水平是操控自主性需要的有效方法(Halabi et al.,2011)。

需要補充說明的是,實驗2中使用的額外變量問卷和回溯性問卷的信度系數(shù)均達到心理測量學的要求(α= 0.73～0.90)。

4.2.3 實驗控制與數(shù)據(jù)分析

同實驗1。

4.3 結果

4.3.1 預分析

預分析方法同實驗 1,結果顯示社會善念水平的操控是有效的; 此外,只有貢獻金額在性別上的差異顯著(t= 2.90,p< 0.01,d= 0.59),后續(xù)數(shù)據(jù)分析中應將性別作為協(xié)變量加以控制。

4.3.2 社會善念與自主性需要對即時情緒的影響

為探究社會善念與自主性需要對被試完成紙牌選擇游戲過程中即時情緒體驗的影響,本研究以社會善念分組和自主性需要為自變量,以情緒基線和性別為協(xié)變量,分別對被試完成紙牌選擇游戲后填寫的積極情緒與消極情緒體驗進行協(xié)方差分析。結果發(fā)現(xiàn)：

在積極情緒上,社會善念分組的主效應顯著(F(1,113) = 11.61,p< 0.01,η2= 0.10),即相比于低社會善念組,高社會善念組中的被試體驗到更強烈的積極情緒(M高社會善念= 4.37 ± 0.15,M低社會善念=3.61 ± 0.15)。社會善念分組與自主性需要的交互效應也顯著(F(1,113) = 4.30,p< 0.05,η2= 0.04),進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn)(如圖 6所示),僅在高自主性需要條件下,社會善念分組的主效應達到了顯著性水平(F(1,113) = 17.99,p< 0.001,η2= 0.12),即相比于低社會善念者,被試與高社會善念者互動時體驗到的積極情緒更加強烈; 但在低自主性需要條件下,社會善念分組的主效應并不顯著。此外,并未發(fā)現(xiàn)其他的主效應。

在消極情緒上,社會善念分組的主效應顯著(F(1,113) = 4.35,p< 0.05,η2= 0.04),即相比于低社會善念組,高社會善念組中的被試體驗到的消極情緒更低(M高社會善念= 1.62 ± 0.12,M低社會善念= 1.97 ±0.12)。但是,并未發(fā)現(xiàn)消極情緒的其他主效應和交互效應。

圖6 積極情緒體驗在社會善念分組與自主性需要上的交互效應

4.3.3 社會善念與自主性需要對合作行為的影響

以社會善念分組和自主性需要為自變量,以性別為協(xié)變量,對被試在公共物品游戲中的貢獻金額為因變量進行協(xié)方差分析。結果發(fā)現(xiàn)：社會善念分組的主效應顯著(F(1,115) = 82.34,p< 0.001,η2=0.42),即相比于低社會善念者,被試與高社會善念者進行公共物品博弈時貢獻的金額更高(M高社會善念=4.16 ± 0.10,M低社會善念= 2.84 ± 0.10)。社會善念分組與自主性需要的交互效應也顯著(F(1,115) = 55.78,p< 0.001,η2= 0.33),進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn)(如圖7所示),在高自主性需要條件下,社會善念分組的主效應顯著(F(1,115) = 135.43,p< 0.001,η2=0.54),即相比于低社會善念者,被試與高社會善念者進行公共物品博弈時貢獻的金額更高; 但是在低自主性需要條件下,社會善念分組的主效應不顯著。值得注意的是,在高社會善念組上,自主性需要的主效應非常顯著(F(1,115) = 36.45,p< 0.001,η2= 0.24),即相比于低自主性需要,當被試的高自主性需要得到滿足時傾向于向公共賬戶貢獻更多的金額; 且在低社會善念組上,自主性需要的主效應也非常顯著(F(1,115) = 20.55,p< 0.001,η2=0.15),即相比于低自主性需要,當被試的高自主性需要未得到滿足時傾向于向公共賬戶貢獻更少的金額。

圖7 貢獻金額在社會善念分組與自主性需要上的交互效應

4.3.4 感知社會善念與情緒體驗、合作行為的相關分析

相關分析結果發(fā)現(xiàn)：在高自主性需要條件下,感知社會善念、積極情緒體驗與合作行為三者呈顯著正相關(r= 0.43～0.75,ps < 0.001),與消極情緒體驗呈顯著負相關(r= ?0.62,p< 0.001); 消極情緒體驗與合作行為相關并不顯著。與高自主性需要條件一致,個體在低自主性需要條件下的感知社會善念與積極情緒體驗呈顯著正相關(r= 0.46,p< 0.001),積極情緒體驗與合作行為呈顯著正相關(r= 0.26,p< 0.05); 但不同之處在于,感知社會善念與消極情緒體驗、合作行為的相關并未達到顯著性水平。

由此可見,感知社會善念與積極情緒、合作行為的關系非常緊密,但這種關系是否受到自主性需要的影響還有待進一步檢驗。

4.3.5 情緒體驗的中介效應檢驗

依然采用 Hayes (2013)開發(fā)的 PROCESS宏(model 4)來檢驗積極情緒體驗、消極情緒體驗在感知社會善念與合作行為間的中介效應。結果發(fā)現(xiàn)(見圖 8)：只有積極情緒體驗在感知社會善念與合作行為間起完全中介作用(效應值 = 0.17,占總效應的58.62%; 95%CI = 0.02～0.34)。因此,實驗2的結果再次驗證了實驗1的結論：感知社會善念會通過積極情緒體驗來促進合作行為的產(chǎn)生。

圖8 感知社會善念影響合作行為的中介路徑

4.3.6 自主性需要的調(diào)節(jié)效應檢驗

采用Hayes (2013)開發(fā)的PROCESS宏(model 1)檢驗自主性需要的調(diào)節(jié)作用,結果發(fā)現(xiàn)：在“感知社會善念→積極情緒體驗”這條路徑上,除了感知社會善念顯著正向預測積極情緒(β= 0.54,p< 0.001)外,感知社會善念與自主性需要的交互項也可顯著正向預測積極情緒體驗(β= 0.36,p< 0.001)。進一步調(diào)節(jié)效應分析也發(fā)現(xiàn)(如圖 9A所示),由乘積項到積極情緒體驗產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間不包含0 (95% CI = [0.019,0.694]),表明感知社會善念到積極情緒體驗的路徑受到了自主性需要的調(diào)節(jié)。為更加清晰的呈現(xiàn)自主性需要所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用,本研究將感知社會善念得分按照 27%標準分為高分組和低分組,簡單效應分析發(fā)現(xiàn)(如圖9B所示)：只有在低感知社會善念條件下,自主性需要的主效應顯著(F(1,60) = 6.77,p< 0.05,η2= 0.10),即相比于低自主性需要,個體的高自主性需要未得到滿足時產(chǎn)生的積極情緒體驗顯著更低; 但是在高感知社會善念條件下,雖然高自主性需要得到滿足時產(chǎn)生的積極情緒體驗高于低自主性需要,但差異未達到顯著性水平。

4.4 小結

實驗2的結果與實驗1保持一致,再次證實假設1～3。更重要的是,實驗2證實了自主性需要的滿足是社會善念行為提升接受者積極情緒體驗的關鍵,尤其是高自主性需要未得到滿足時,接受者的積極情緒顯著更低。該結果從內(nèi)在本質(zhì)上揭示了人際互動中積極情緒增強的根源：行為接受者的自主性需要得到了尊重和保護。至此,假設4的推論得以驗證。

圖9 自主性需要對感知社會善念—積極情緒關系的調(diào)節(jié)作用

5 綜合討論

5.1 結果分析與理論貢獻

人際互動中體驗到實施者社會善念行為所帶來的積極情緒,究竟能否促進被試為集體做出更多的貢獻？為檢驗這一假設,本研究通過2個真實互動情境下的博弈實驗,揭示人際互動中實施者的社會善念究竟如何以及為何會影響接受者的合作行為。研究結果及其理論貢獻如下三點所述。

5.1.1 檢驗了社會善念對合作行為的預測作用

社會善念的提出為揭示合作行為的促進與維持機制提供了一條新的路徑。2個實驗結果均表明：相比于低社會善念者,個體與高社會善念者進行公共物品博弈時表現(xiàn)出更高的合作行為; 而且,感知社會善念對合作行為具有顯著的正向預測作用。這一方面驗證了van Doesum等(2013)所提出的“感知社會善念”假設,即實施社會善念行為往往被他人感知為一種“親社會”信號,這是建立信任、促進合作的關系基礎; 另一方面,還從實證研究的角度驗證了van Lange和van Doesum (2015)的推測：社會善念有助于促進合作行為。相互依賴理論認為,當個體與他人進行社會互動時,其動機體系會被激活,開始準備和對手進行互動,這種準備狀態(tài)不僅受到對手特征的影響,還會受到個體對對手的評估和交互情境的影響。例如,面對一種新情境時,個體會根據(jù)對情境的綜合分析后再采取某種行為決策,也可能根據(jù)互動過程中的經(jīng)驗習得再采取行動。若對手的行為帶來了良好的結果,就會與對手產(chǎn)生一種特定關系的適應(relationship-specific adaptation),進而形成關系承諾(Rusbult & van Lange,2003)。研究證實,強關系承諾會促進親社會動機的產(chǎn)生,如信任、體諒和犧牲(Morgan & Hunt,2015)。由此可見,高社會善念的實施者在人際互動過程中會確保自己當下的選擇不會限制或決定他人的選擇,這種親社會性意圖的表達在互動初期有利于建立良好的人際關系情境,促使接受者親社會動機的轉(zhuǎn)換,進而表現(xiàn)出高水平的合作行為。理論貢獻在于：以往合作行為的研究大多是從實施者的單向視角展開的,而本研究通過引入真實的人際互動情境,探究實施者社會善念的表達對接受者合作行為的影響機制,不僅擴展了合作行為的研究視角,也從實證的角度為社會善念理論的發(fā)展奠定了基礎。

5.1.2 積極情緒在感知社會善念與合作行為間的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)積極情緒體驗是社會善念行為接受者愿意為集體捐獻更多資源的內(nèi)在動力。以往研究發(fā)現(xiàn),無論是實施者的情緒表達(Doorn et al.,2014; 高培霞,李常洪,2015),還是接受者的情緒體驗(Light et al.,2015),積極情緒均有助于合作行為的產(chǎn)生。顯然,本研究的結果支持了“接受者積極情緒體驗對合作行為具有促進作用”的觀點。根據(jù)情感信息模型(affect-as-information model)的觀點,情緒體驗可以解釋社會判斷的結果,例如積極情緒體驗表明世界是安全的、可預測的,會增進人際信任; 而消極情緒體驗則表明環(huán)境中存在著危險、不確定性的因素(Krauth-Gruber & Ric,2000)?？梢?積極情緒體驗會促使人們更積極地感知他人,對他人的知覺產(chǎn)生正偏向,進而表現(xiàn)出互惠行為。雖然,“積極情緒→合作行為”的直接效應得到了驗證,但并不能排除其他調(diào)節(jié)因素的影響。例如,何曉麗、王振宏和王克靜(2011)通過實驗任務誘發(fā)被試積極、消極和中性情緒,結果也發(fā)現(xiàn)積極情緒的誘發(fā)使得被試更信任博弈對手,但這種信任會受到目標線索和情境線索的制約。

此外,積極情緒在感知社會善念與合作行為間存在著部分中介效應(實驗 1),在操縱接受者的自主性需要水平后,積極情緒完全中介了感知社會善念與合作行為的關系(實驗 2)。這是本研究的另一個重要發(fā)現(xiàn),該結果揭示了人際互動中社會善念誘導合作行為的心理機制,為探究合作行為的發(fā)生機制提供了新的路徑。從接受者的視角來看,實施社會善念行為有效地保護了接受者自主選擇的需要,感知到對手所帶來的支持感和移情關懷,促使與實施者建立彼此信任的、親密的人際關系(van Doesum et al.,2013),同時積極情緒體驗也促使他們更積極地回報實施者(楊瑩,寇彧,2015)。需要指出的是,雖然高社會善念行為給接受者帶來的消極情緒更低,但是路徑分析并未發(fā)現(xiàn)消極情緒的中介效應,這也肯定了積極情緒體驗在社會善念誘導合作行為中的重要作用。

5.1.3 社會善念提升積極情緒：自主性需要的作用

“滴水之恩,涌泉相報”是人們所熟知的價值觀,但有研究卻指出,別人伸出援手對于接受者而言并不總會產(chǎn)生“及時雨”般的積極效果,有時那些無法滿足接受者需要的幫助反而會產(chǎn)生消極影響(Halabi et al.,2011),導致這一現(xiàn)象的原因可能與接受者的自主性需要是否得到滿足或尊重有關(楊瑩,寇彧,2015)。根據(jù)自我決定理論的觀點,行為接受者作為獨立的個體,也存在自主性的需要。但接受者由于在人際互動中常處于被動的狀態(tài),其自主性需要的滿足方式主要表現(xiàn)為是否在人際互動中體驗到自由感、自己的選擇是否受到了尊重和保護。由此可見,自主性需要的滿足與否成為社會善念行為影響接受者幸福感的關鍵所在。

因此,本研究的另一個理論貢獻體現(xiàn)在：揭示了自主性需要在社會善念增進接受者積極情緒中的關鍵作用。實驗2通過設置接受者在人際互動中的自主性需要水平,來檢驗自主性需要對社會善念影響積極情緒中的調(diào)節(jié)作用。結果發(fā)現(xiàn)：積極情緒在社會善念分組與自主性需要上的交互作用顯著,具體而言：僅在高自主性需要的條件下,接受者自由選擇的權利和需要得到實施者的保護與尊重時,才會體驗到更多的積極情緒。這與Halabi等(2011)的研究結論保持一致,相比于高幫助需要的人,強行幫助那些低幫助需要的人,不僅得不到接受者的好評,反而會降低他們的自我價值感和積極情緒體驗。由此可見,社會善念行為對接受者積極情緒的影響還與接受者自身的自主性需要有關,如果實施者的社會善念行為并不能滿足個體的自主性需要,或行為接受者的自主性需要并不是很強烈時,即使實施社會善念行為也很難喚起個體的積極情緒體驗。

5.2 實踐啟示

本研究的發(fā)現(xiàn)對于人類日常生活決策和管理實踐均具有一定的啟示意義。

(1) 選擇表達社會善念行為的恰當時機

社會善念行為接受者的積極情緒除了與其自主性需要的滿足有關,還存在著個體差異和文化差異(Komissarouk & Nadler,2014)。例如,獨立型自我建構的個體在與他人合作完成任務時,更偏向于自主定向的幫助或不尋求他人的幫助; 而互倚型自我建構的個體則更強調(diào)人際連結,傾向于尋求合作來應對挑戰(zhàn),偏好依賴定向的幫助?？梢?相比于獨立型自我建構者,互倚型自我建構者接受他人的社會善念行為會獲得更強烈的積極情緒體驗。此外,自主性需要也存在文化差異,在個體主義文化下,選擇權的喪失意味著自主性需要受到抑制; 但在集體主義文化下,關系親密的內(nèi)群體成員在為自己做選擇時,接受者也能體驗到強烈的積極情緒。因此,表達社會善念行為時,實施者需要根據(jù)對手的個性特征及文化差異做必要的區(qū)分處理。另一種簡單的方法就是,向他人實施社會善念行為前詢問其是否需要幫助,避免強行提供幫助所帶來的消極結果。

(2) 從社會善念的角度提升員工的積極情緒

在組織中,管理者可通過以下途徑來提升員工的積極情緒,進而促進員工表現(xiàn)出更多的合作行為。首先,加強社會善念實施者自主動機的培養(yǎng)。管理者可組織類似于“我為企業(yè)諫言”、“企業(yè)志愿者”等活動,鼓勵員工根據(jù)自身的優(yōu)勢,對企業(yè)存在的問題或工作流程進行調(diào)研取樣,并設計改進方案,經(jīng)過評估確實有效者應給予獎勵,并讓其參與方案的執(zhí)行。有研究證實這種激發(fā)個體自主動機的方法可有效提升行為實施者的社會能力和幸福體驗(Zimmerman,Stewart,Morrel-Susan,Susan,&Reischl,2011)。其次,多組織能夠滿足員工自主性需要的活動,例如,企業(yè)在制定員工旅游計劃的時候,可通過提供多種旅游路線讓員工進行選擇,或增加自行設計路線的自由,讓員工在享受福利的同時更能夠決定自己的選擇。

(3) 將社會善念納入員工培訓體系

從組織層面上看,員工或領導者的社會善念均有助于提升和維持其他成員的合作行為,這不僅對于個人生活決策、各類組織管理決策以及規(guī)范和引導正面的集體行為均具有非常重要的現(xiàn)實意義。既然社會善念如此重要,企業(yè)何不嘗試將提升員工社會善念納入員工素質(zhì)培訓的體系之中,設計行之有效的訓練方法,綜合運用行為訓練、心理輔導、情感談話等多種策略,幫助員工樹立一種保持“他位取向”的社會認知方式,并不定期的開展員工關懷活動,以檢驗社會善念培訓的有效性。

5.3 研究不足

首先,校園招募的被試多為大學生,年齡的平均差較小,且性別在高、低社會善念分組中未得到有效平衡,故研究結論的生態(tài)效度相對較弱。其次,本研究主要考察接受者識別高社會善念行為后的積極情緒體驗在合作決策中的作用機制,但被試對實施者社會善念行為動機的不同歸因、信任等認知因素很可能發(fā)揮作用,然而研究無法排除此類認知因素在互動過程中可能發(fā)揮的作用。最后,自主性需要的操控是通過“紙牌選擇游戲”中獎懲規(guī)則的設置來實現(xiàn)的,并利用自編的回溯問卷對被試感知自主需要滿足程度進行了測量,雖然操縱性檢驗結果有效,但自編的回溯問卷信效度難以考量。因此,未來研究中還需更謹慎的考慮上述不足。

6 研究結論

本研究考察了人際互動中實施者的社會善念影響接受者合作行為的情緒機制,從研究結果可以得出如下結論：

(1)高社會善念行為有助于誘導接受者的合作行為,主要表現(xiàn)為接受者與高社會善念者進行公共物品博弈時愿意貢獻更多的資源。

(2)社會善念行為的實施使接受者在互動中體驗到更強的積極情緒和更弱的消極情緒,其中積極情緒在感知社會善念與合作行為間發(fā)揮著中介作用。

(3)社會善念行為提升接受者的積極情緒與其自主性需要有關。即相比于低自主性需要,高自主性需要未得到滿足會導致積極情緒的顯著降低。

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