(武漢大學(xué)哲學(xué)學(xué)院心理學(xué)系，武漢 430072)

1 引 言

1.1 差別信任

Fukuyama(1996)認(rèn)為中國(guó)社會(huì)屬于低信任社會(huì)。由于中國(guó)人的社會(huì)聯(lián)系主要發(fā)生在家庭中，他們很少信任家庭或家族以外的人。盡管關(guān)于中國(guó)社會(huì)是否屬于低信任社會(huì)尚存在爭(zhēng)議(Buchan & Croson，2004)，但中國(guó)人很少信任陌生人的觀點(diǎn)得到不少研究的支持。如2013年發(fā)布的《社會(huì)心態(tài)報(bào)告》顯示，約70%的中國(guó)人表示不敢信任陌生人(王俊秀，楊宜音，2013)。李小山，趙娜，周明潔，劉金和張建新(2016)通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中國(guó)人的人際信任水平從親人、熟人到陌生人依次顯著遞減。梁雅君(2015)通過(guò)信任游戲的經(jīng)典范式發(fā)現(xiàn)，無(wú)論在意識(shí)水平還是無(wú)意識(shí)水平上，親疏關(guān)系對(duì)中國(guó)人的人際信任產(chǎn)生顯著影響。Song，Cadsby和Bi(2012)發(fā)現(xiàn)在中國(guó)，情感型信任，即以對(duì)交往雙方關(guān)系強(qiáng)度的感知為基礎(chǔ)的信任(Johnson & Grayson，2005)比認(rèn)知型信任具有更大的作用。眾多研究的結(jié)果表明，中國(guó)人傾向根據(jù)關(guān)系親疏決定信任水平，相信親近的人，不相信陌生人。

本文將這種“只信任親近的人，不信任陌生人”的現(xiàn)象稱為差別信任。盡管參照關(guān)系親疏決定信任水平合乎情理，但過(guò)于依賴這一標(biāo)準(zhǔn)會(huì)妨礙陌生人之間的人際合作、信息共享，甚至造成社會(huì)資源分配不公、引發(fā)社會(huì)沖突。由于差別信任存在諸多弊端，研究者試圖找到一種減少差別信任的心理學(xué)方法。

1.2 共情與差別信任

共情既是一種理解和感受他人情緒和狀態(tài)的能力，也是在理解他人所處情境的基礎(chǔ)上，產(chǎn)生的與他人相似的情感反應(yīng)(Eisenberg，Eggum，& Giunta，2010)。一個(gè)處于共情狀態(tài)的人會(huì)穿著另一個(gè)人的鞋子，戴著另一個(gè)人的眼鏡去體會(huì)他所在的世界。研究發(fā)現(xiàn)，共情能顯著預(yù)測(cè)人際信任(Feng，Lazar，& Preece，2004)、社會(huì)合作(Rumble，Lange，& Parks，2010)、親社會(huì)行為(Stocks，Lishner，& Decker，2009)，促進(jìn)社會(huì)紐帶的形成?？梢哉f(shuō)，共情在社會(huì)交往中發(fā)揮巨大作用。

信任通常被認(rèn)為是一種基于對(duì)他人意向或行為的積極預(yù)期而愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的心理狀態(tài)(Rousseau，Sitkin，Burt，& Camerer，1998)。本文猜測(cè)共情能緩解差別信任有兩點(diǎn)原因。首先，中國(guó)人對(duì)陌生人持有消極的內(nèi)隱態(tài)度，將陌生人和消極屬性(如懷疑、欺侮)聯(lián)系得更緊密(袁曉勁，郭斯萍，2017)。由于共情能顯著減少個(gè)體對(duì)外群體成員的偏見(Vescio，Sechrist，& Paolucci，2010；Vorauer & Sasaki，2014)，對(duì)外群體成員產(chǎn)生更積極的態(tài)度和行為(Batson，Chang，Orr，& Rowland，2002；Wang，Kenneth，Ku，& Galinsky，2014)，因此共情有可能促進(jìn)指向?qū)儆谕馊后w的陌生人的信任，進(jìn)而減少差別信任。

第二，情感型信任在中國(guó)人的人際交往中發(fā)揮重要作用(Song et al.，2012)，但在中國(guó)人的差序格局式人際關(guān)系中，個(gè)體與陌生人形成的情感聯(lián)結(jié)十分疏遠(yuǎn)(費(fèi)孝通，1998)。由于共情能促進(jìn)個(gè)體與他人產(chǎn)生情感聯(lián)系，對(duì)他人的期望更敏感。因此，處于共情狀態(tài)的中國(guó)人可能因?yàn)樵谝饽吧说那榫w狀態(tài)對(duì)其表示信任。

為檢驗(yàn)共情能否增強(qiáng)中國(guó)人對(duì)陌生人的信任，減少差別信任，研究者一共開展了3個(gè)實(shí)驗(yàn)。在實(shí)驗(yàn)1中，被試被安排與一位身份不確定的虛擬人物完成信任游戲。實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3分別通過(guò)文章和圖片記憶任務(wù)誘發(fā)被試的共情狀態(tài)，以證明共情與差別信任之間的因果關(guān)系。

2 實(shí)驗(yàn)1

2.1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象

某高校65名學(xué)生(男24人，女41人)參與本實(shí)驗(yàn)，年齡在17到28歲之間(M=20.92，SD=2.43)。

2.2 實(shí)驗(yàn)材料

2.2.1 共情誘發(fā)材料

參照Batson，Early和Salvarani(1997)啟動(dòng)共情的方法，研究者編寫了一段300字左右的共情誘發(fā)材料。這段材料介紹了一位大學(xué)生李瑤的近況：父親患上重病，因此自己無(wú)心準(zhǔn)備研究生入學(xué)考試。

2.2.2 共情狀態(tài)量表

采用Baston等人(1997)編制的6項(xiàng)目共情狀態(tài)量表，讓被試對(duì)自己在“同情的、心軟的、慈悲的、溫柔的、溫暖的、感動(dòng)的”上的情緒感受強(qiáng)度進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)分(1=完全沒有，7=十分強(qiáng)烈)。本實(shí)驗(yàn)中，該量表的α系數(shù)為0.82。

2.2.3 信任游戲

信任游戲是測(cè)量人際信任水平的常見手段(Johnson & Mislin，2011)。參照Xin和Liu(2013)的方法，本實(shí)驗(yàn)讓被試想象自己手中有10元錢，并可將10元錢的任意一部分投資給李瑤(X，0≤X≤10)。錢一旦投資給李瑤就膨脹為原來(lái)的3倍，李瑤再將3倍金額中的任意一部分返還給自己(0≤Y≤3X)。被試投資給李瑤的金額代表他的信任水平。實(shí)驗(yàn)表明，假想信任游戲能很好地預(yù)測(cè)實(shí)際信任行為(Buchan & Croson，2004)。

2.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

實(shí)驗(yàn)1通過(guò)2(共情水平：高、低)×2(關(guān)系距離：陌生人、表姐/妹)的混合設(shè)計(jì)初步探討共情狀態(tài)與差別信任的關(guān)系。

被試首先閱讀關(guān)于李瑤的近況介紹，然后在被告知李瑤分別為陌生人、表姐/妹的情況下，與其完成假想信任游戲。隨后，被試對(duì)自己的積極情緒(快樂、欣喜，α=0.95)、消極情緒(悲傷、沉重，α=0.80)進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)分。最后填寫自己的性別、年齡。

2.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

首先，共情狀態(tài)得分最高和最低的33%(n=21)被試被劃分為高、低共情組。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明，高共情組的共情水平(M=6.21，SD=0.41)顯著高于低共情組(M=4.21，SD=0.79)，t(30)=10.31，p<0.001，Cohen’sd=2.53。兩組被試在積極情緒、消極情緒上均無(wú)顯著差異(t(40)=0.07，p>0.05;t(40)=0.17，p>0.05)。

被試在李瑤分別為陌生人、表姐/妹時(shí)，對(duì)其的信任水平見圖1。2×2的重復(fù)測(cè)量方差分析發(fā)現(xiàn)，關(guān)系距離的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，40)=49.26，p<0.001，η2=0.55。共情水平的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1，40)=2.12，p>0.05。關(guān)系距離和共情水平的交互作用顯著，F(xiàn)(1，40)=5.47，p<0.05，η2=0.12。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)李瑤是自己的表姐/妹時(shí)，高(M=9.43，SD=1.07)、低共情組(M=9.48，SD=1.25)的信任水平?jīng)]有差異，t(40)=0.13，p>0.05。當(dāng)李瑤是陌生人時(shí)，高共情組的信任水平(M=7.90，SD=2.30)高于低共情組(M=6.43，SD=2.56)，t(40)=1.97，p=0.056，Cohen’sd=0.60。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，誘發(fā)共情能增強(qiáng)個(gè)體對(duì)陌生人的信任，進(jìn)而減少差別信任。

圖1 當(dāng)李瑤為不同身份時(shí)，被試的信任水平(M±SE)

盡管實(shí)驗(yàn)1發(fā)現(xiàn)共情水平與差別信任存在相關(guān)，但并未證明兩者間的因果關(guān)系。實(shí)驗(yàn)2通過(guò)文章記憶任務(wù)操縱被試的共情水平，進(jìn)一步明確狀態(tài)共情與差別信任的因果關(guān)系。

3.1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象

64名大學(xué)生被隨機(jī)分配到共情組和控制組。實(shí)驗(yàn)最后獲得有效樣本55人，其中共情組33人(女18人，M=20.73，SD=2.08)，控制組22人(女13人，M=20.18，SD=2.06)。

3.2 實(shí)驗(yàn)材料

3.2.1 記憶材料

共情組的記憶材料是一位留守兒童十分思念父母的故事?？刂平M的記憶材料是對(duì)香料沉香的客觀介紹。兩段文章的字?jǐn)?shù)均在550字左右。

3.2.2 共情狀態(tài)量表

同實(shí)驗(yàn)1，本實(shí)驗(yàn)中該量表的α系數(shù)為0.95。

3.2.3 信任游戲

同實(shí)驗(yàn)1，僅游戲?qū)ο蟾臑閰⑴c本實(shí)驗(yàn)的陌生人、關(guān)系不錯(cuò)的朋友、父母。

3.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

本實(shí)驗(yàn)采用3(關(guān)系距離：陌生人；朋友；父母)×2(實(shí)驗(yàn)條件：共情組，控制組)的混合設(shè)計(jì)，其中關(guān)系距離為被試內(nèi)變量，實(shí)驗(yàn)條件為被試間變量。因變量為被試投資給游戲?qū)ο蟮慕痤~。

被試被告知要完成一個(gè)記憶力測(cè)驗(yàn)，以避免猜到實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。在完成文章記憶任?wù)和共情狀態(tài)量表后，被試分別想象和參與本實(shí)驗(yàn)的陌生人、關(guān)系不錯(cuò)的朋友、父母進(jìn)行信任游戲。隨后，被試對(duì)自己的積極情緒(快樂)、消極情緒(悲傷)進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)分。最后，被試需完成一道與記憶內(nèi)容有關(guān)的選擇題，并猜測(cè)實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

3.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

總共9名被試的數(shù)據(jù)被作廢(7人未能正確回答記憶檢測(cè)題，2人猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。首先，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明，共情組的共情水平(M=4.98，SD=0.96)顯著高于控制組(M=1.95，SD=1.11)，t(53)=10.81，p<0.001，Cohen’sd=2.96。兩組被試在積極情緒、消極情緒上沒有顯著差異(t(53)=0.71，p>0.05；t(53)=0.80，p>0.05)。

以投資金額為因變量，進(jìn)行3(關(guān)系距離)×2(實(shí)驗(yàn)條件)的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果表明，關(guān)系距離的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2，106)=114.89，p<0.001，η2=0.68。實(shí)驗(yàn)條件的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，53)=6.36，p<0.05，η2=0.11。關(guān)系距離和實(shí)驗(yàn)條件的交互作用顯著，F(xiàn)(2，106)=3.48，p<0.05，η2=0.06。進(jìn)一步進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)游戲?qū)ο鬄槟吧藭r(shí)，共情組的信任水平(M=5.88，SD=2.23)顯著高于控制組(M=4.18，SD=2.01)，t(53)=2.86，p<0.01，Cohen’sd=0.79;為游戲?qū)ο鬄榕笥褧r(shí)，共情組的信任水平(M=7.76，SD=1.97)高于控制組(M=6.59，SD=2.52)，t(53)=1.92，p=0.06，Cohen’sd=0.53；當(dāng)游戲?qū)ο鬄楦改笗r(shí)，兩組被試的信任水平?jīng)]有差異，t(53)=0.61，p>0.05。結(jié)果再次證明，誘發(fā)共情能減少差別信任(見圖2)。

圖2 被試對(duì)不同游戲?qū)ο蟮男湃嗡?M±SE)

盡管實(shí)驗(yàn)1、2發(fā)現(xiàn)處于共情狀態(tài)下的個(gè)體愿意向陌生人投資更高的金額。但按照信任的定義，信任者除了對(duì)被信任者做出積極行為外，還會(huì)預(yù)期這樣做能獲得正向反饋。為證明共情增強(qiáng)個(gè)體對(duì)陌生人的信任，而非僅僅促進(jìn)利他行為，實(shí)驗(yàn)3將讓被試預(yù)期游戲?qū)ο蠓颠€給自己的金額。

4.1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象

64名大學(xué)生被隨機(jī)分配到共情組和控制組。實(shí)驗(yàn)最后獲得有效樣本60人，其中共情組26人(女15，M=21.38，SD=2.43)，控制組34人(女19人，M=20.29，SD=2.17)。

4.2 實(shí)驗(yàn)材料

4.2.1 記憶材料

兩組被試均需記憶10張圖片。其中共情組記憶能讓人產(chǎn)生共情的圖片(如一位衣著破爛的小孩用羨慕的目光看著街邊正在玩耍的孩子)；控制組則記憶普通的圖片(如一位老人在打籃球)。

4.2.2 共情狀態(tài)量表

同實(shí)驗(yàn)1，本實(shí)驗(yàn)中該量表的α系數(shù)為0.94。

4.2.3 信任游戲

同實(shí)驗(yàn)1，但實(shí)驗(yàn)對(duì)象改為你不認(rèn)識(shí)的同齡人、關(guān)系最好的朋友。此外，本實(shí)驗(yàn)要求被試預(yù)期游戲?qū)ο蠓颠€給自己的金額。

4.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

本實(shí)驗(yàn)采用2(關(guān)系距離：陌生人；好友)×2(實(shí)驗(yàn)條件：共情組，控制組)的混合設(shè)計(jì)，其中關(guān)系距離為被試內(nèi)變量，實(shí)驗(yàn)條件為被試間變量。因變量為被試在信任游戲中的投資金額、預(yù)期游戲?qū)ο蠓颠€給自己的金額。

在本實(shí)驗(yàn)中，被試被告知要完成一個(gè)與圖片記憶有關(guān)的測(cè)驗(yàn)。首先，被試對(duì)10張圖片進(jìn)行記憶，每張圖片記憶5秒。在完成記憶任務(wù)和共情狀態(tài)測(cè)驗(yàn)后，被試分別想象和不認(rèn)識(shí)的同齡人、關(guān)系最好的朋友完成信任游戲。除了回答自己愿意投資給對(duì)方的金額，被試還要估計(jì)對(duì)方返回給自己的金額。最后，研究者讓被試猜測(cè)實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

4.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

首先，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的結(jié)果表明，共情組的共情水平(M=5.26，SD=1.23)顯著高于控制組(M=3.00，SD=1.25)，t(58)=7.02，p<0.001，Cohen’sd=1.77。2(關(guān)系距離)×2(實(shí)驗(yàn)條件)的重復(fù)測(cè)量方差分析發(fā)現(xiàn)，關(guān)系距離的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，58)=166.96，p<0.001，η2=0.74。實(shí)驗(yàn)條件的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1，58)=0.59，p>0.05。關(guān)系距離和實(shí)驗(yàn)條件的交互作用顯著，F(xiàn)(1，58)=5.36，p<0.05，η2=0.085。進(jìn)一步的簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)信任對(duì)象為陌生人時(shí)，共情組的信任水平(M=5.27，SD=2.25)高于控制組(M=4.32，SD=1.55)，t(58)=1.92，p=0.06，Cohen’sd=0.50;當(dāng)信任對(duì)象為好友時(shí)，共情組(M=8.12，SD=2.18)和控制組(M=8.41，SD=1.78)的信任水平?jīng)]有差異，t(58)=0.58，p>0.05(見圖3)。

圖3 被試對(duì)不同游戲?qū)ο蟮男湃嗡?M±SE)

以預(yù)期回報(bào)以因變量，進(jìn)行2(關(guān)系距離)×2(實(shí)驗(yàn)條件)的重復(fù)測(cè)量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，關(guān)系距離的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，58)=121.92，p<0.001，η2=0.68。實(shí)驗(yàn)條件的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1，58)=0.24，p>0.05。關(guān)系距離和條件的交互作用顯著，F(xiàn)(1，58)=3.91，p=0.05，η2=0.06。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)信任對(duì)象是陌生人時(shí)，共情組的預(yù)期回報(bào)(M=8.60，SD=5.94)高于控制組(M=6.49，SD=2.95)，t(34)=1.66，p=0.10，Cohen’sd=0.72;當(dāng)信任對(duì)象是好友時(shí)，共情組(M=15.25，SD=7.80)和控制組(M=16.04，SD=6.36)的預(yù)期回報(bào)沒有差異，t(58)=0.43，p>0.05(見圖4)。實(shí)驗(yàn)3說(shuō)明誘發(fā)共情減少了個(gè)體對(duì)不同關(guān)系距離他人的預(yù)期回報(bào)差異，因此真正地減少了差別信任。

圖4 被試對(duì)不同游戲?qū)ο蟮念A(yù)期回報(bào)(M±SE)

本研究通過(guò)3個(gè)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：誘發(fā)共情能減少差別信任。在實(shí)驗(yàn)1中，對(duì)虛擬人物的共情水平更高的被試，對(duì)該人物的信任程度更少受關(guān)系距離的影響。實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3分別通過(guò)文章、圖片記憶任務(wù)操縱被試的共情水平，結(jié)果發(fā)現(xiàn)共情組被試對(duì)陌生人的信任水平高于控制組，表現(xiàn)出更低的差別信任。實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步證明共情組被試對(duì)陌生人有更積極的行為預(yù)期，因此是真正地對(duì)陌生人產(chǎn)生更高水平的信任。

在以關(guān)系為本位的中國(guó)文化中，中國(guó)人傾向?qū)δ吧吮в邢麡O認(rèn)識(shí)和強(qiáng)烈的戒備心理(袁曉勁，郭斯萍，2017)。但在共情的作用下，人們一方面可能對(duì)陌生人的可靠程度做出更客觀的判斷，形成認(rèn)知型信任；也可能對(duì)對(duì)方的處境感同身受，形成情感型信任。由于以往研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)人的情感型信任和認(rèn)知型信任聯(lián)系得十分緊密(Chua，Morris，& Ingram，2009)，共情還可能同時(shí)通過(guò)上述兩種心理機(jī)制減少差別信任。

此外，盡管本研究證明共情能緩解差別信任，但Cikara，Bruneau，Bavel和Saxe(2014)發(fā)現(xiàn)個(gè)體的共情水平同樣會(huì)受到關(guān)系距離的影響。不過(guò)，以往研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)一些促進(jìn)個(gè)體對(duì)陌生人產(chǎn)生共情的方法，如強(qiáng)調(diào)雙方的相似性(Batson，Lishner，Cook，& Sawyer，2005)；簡(jiǎn)要描述共情對(duì)象的心理狀態(tài)(Bruneau，Cikara，& Saxe，2015)。本研究的意義在于證明中國(guó)人的差別信任并非不可破除的桎梏。對(duì)于感性的中國(guó)人，誘發(fā)共情能夠緩解關(guān)系距離對(duì)人際信任的不利影響。根據(jù)本研究的結(jié)果，為獲得重視人情、關(guān)系的中國(guó)人的信任，強(qiáng)調(diào)雙方相似性、表達(dá)自己心理感受的“打情感牌”式方法可能是不錯(cuò)的選擇。

當(dāng)然，本研究也存在一些局限。首先，研究采用假想信任游戲測(cè)量人際信任水平，降低了生態(tài)效度。其次，由于研究以大學(xué)生為實(shí)驗(yàn)對(duì)象，因此結(jié)論是否適用于更重視關(guān)系、更講人情的年長(zhǎng)人群，還需要進(jìn)一步的研究證明。為了更清晰地描繪共情與差別信任間的關(guān)系，未來(lái)研究還可進(jìn)一步探討在不同信任主題(如分享信息、借錢)下，共情對(duì)差別信任的影響，或者明確共情減少差別信任的心理機(jī)制。此外，在現(xiàn)代化過(guò)程中，依靠制度、規(guī)則減少差別信任是否比誘發(fā)共情更有效？這一問(wèn)題也值得深入研究。

6 結(jié) 論

誘發(fā)共情能提高中國(guó)人對(duì)陌生人的信任水平，進(jìn)而減少中國(guó)人的差別信任。