齊春輝 張 振

(河南師范大學(xué)教育學(xué)部，新鄉(xiāng) 453007)

1 引言

社會(huì)規(guī)范是指導(dǎo)與約束人們?cè)谏鐣?huì)交互中如何表現(xiàn)的行為標(biāo)準(zhǔn)，并通過獎(jiǎng)善懲惡來維持其效用（McAuliffe & Dunham, 2017）。尊重和遵循社會(huì)規(guī)范會(huì)促進(jìn)人際合作，而忽視與違背社會(huì)規(guī)范則會(huì)導(dǎo)致人際沖突。資源分配情景是受社會(huì)規(guī)范影響的重要領(lǐng)域之一，同時(shí)資源分配的不均衡性也是誘發(fā)人際沖突的重要原因之一。人們?cè)庥霾还榫皶r(shí)自愿付出利益來懲罰違規(guī)者的意愿與行為被定義為公平規(guī)范執(zhí)行（楊邵峰, 齊春輝, 張志超,張振, 2018）。研究發(fā)現(xiàn)，人們具有強(qiáng)烈的公平偏好，極度厭惡不公分配結(jié)果，并且愿意付諸公平規(guī)范執(zhí)行（McAuliffe, Blake, Steinbeis, & Warneken,2017）。學(xué)界普遍將公平規(guī)范執(zhí)行視為偏離經(jīng)濟(jì)人假設(shè)的偏好行為，從認(rèn)知、情緒和動(dòng)機(jī)角度來闡述其發(fā)生機(jī)制，并強(qiáng)調(diào)情境因素和人格因素能夠交互影響其表現(xiàn)形式（張振等, 2020）。

良好社會(huì)適應(yīng)的關(guān)鍵在于，人們?cè)跊_突事件發(fā)生后仍能有效修復(fù)并維持重要的人際關(guān)系。自我擴(kuò)張模型認(rèn)為自我擴(kuò)張動(dòng)機(jī)是一種基本動(dòng)機(jī)，它促使個(gè)體去發(fā)展與維持親密關(guān)系，而且個(gè)體也會(huì)從親密關(guān)系中獲取他人的資源、觀念或認(rèn)同等以實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)張，因此，親密關(guān)系使得雙方存在較強(qiáng)的自我融合和重疊，形成強(qiáng)烈的善意期望和積極偏愛（賴曉璐, 劉學(xué)蘭, 黎莉, 2018）。價(jià)值關(guān)系理論強(qiáng)調(diào)，修復(fù)并維持有價(jià)值的人際關(guān)系能夠帶來更長(zhǎng)遠(yuǎn)的利益，具有自然進(jìn)化上的優(yōu)勢(shì)性（McCullough, Kurzban, & Tabak, 2013）。靈長(zhǎng)類動(dòng)物和人類研究均表明親社會(huì)行為多存在于基因相關(guān)的親屬之間，能夠極大地增進(jìn)彼此的進(jìn)化適宜性（Rand & Nowak, 2013）?，F(xiàn)實(shí)生活中人們并非無差別地付諸規(guī)范執(zhí)行，而是依據(jù)雙方的關(guān)系親密性表現(xiàn)出明顯的“人情效應(yīng)”（徐杰等, 2017;McAuliffe & Dunham, 2016），即相比于親密性較遠(yuǎn)的個(gè)體（如陌生人），人們更愿意寬容并回避與親密他人（如家人或朋友）之間的利益沖突（王珍珍, 蔣文明, 2016; Campanh?, Minati, Fregni, &Boggio, 2011; Fatfouta, Meshi, Merkl, & Heekeren,2018; Wu, Zhang, Zhang, & Tian, 2015）。因此，人際親密性是調(diào)節(jié)人際沖突情境中公平規(guī)范執(zhí)行的重要因素。

另外，資產(chǎn)分配任務(wù)是一種牽涉多人利益的相依情景，參與者的親社會(huì)性直接影響其對(duì)相依情景的感知、判斷和行為。親社會(huì)性是指?jìng)€(gè)體指向他人的積極情緒、態(tài)度和行為（Ruci, van Allen, &Zelenski, 2018），在經(jīng)濟(jì)博弈任務(wù)中則表現(xiàn)為對(duì)他人利益的關(guān)注程度，可以通過誠(chéng)實(shí)-謙遜性、社會(huì)價(jià)值取向等概念來量化，被視為解釋人類合作與沖突行為的動(dòng)機(jī)因素（張振, 張帆, 原勝, 郭豐波, 王益文, 2015; Thielmann & B?hm, 2016）。相較于低親社會(huì)性者，高親社會(huì)性者更在意他人利益，追求合作共贏，傾向于選擇回避沖突或接納不公提議（Hilbig, Thielmann, Wührl, & Zettler, 2015;Karagonlar & Kuhlman, 2013）。近年來，多個(gè)研究檢驗(yàn)了親社會(huì)性對(duì)沖突情景下人情效應(yīng)的影響，所獲結(jié)果卻存在分歧。有研究認(rèn)為親社會(huì)性與狹隘利他性是協(xié)同進(jìn)化的（Rusch, 2014），發(fā)現(xiàn)親社會(huì)者更在意親密關(guān)系的維持與修復(fù)，并竭力回避與親密他人產(chǎn)生沖突（袁博等, 2014; Aaldering,Greer, van Kleef, & De Dreu, 2013）。但是，Thielmann和B?hm（2016）并未發(fā)現(xiàn)親社會(huì)性對(duì)沖突情景中人情效應(yīng)的影響，相反親社會(huì)者的合作性是跨越群體界限的。該研究認(rèn)為親社會(huì)者的合作性應(yīng)該是具有普遍性的，不應(yīng)受限于人際親密性的影響，而更易于孕育群際合作。通過對(duì)上述文獻(xiàn)的分析，本研究認(rèn)為親社會(huì)性的界定方式和實(shí)驗(yàn)任務(wù)的特征可能是結(jié)論不一致的原因。一方面，依據(jù)個(gè)體在單次囚徒困境博弈或三優(yōu)勢(shì)測(cè)量中的抉擇，以簡(jiǎn)單的二元分類尺度來界定親社會(huì)者和親自我者，可能會(huì)削弱結(jié)果的有效性（張振,張帆, 黃亮, 袁博, 王益文, 2014）；另一方面，采用群際囚徒困境博弈或懦夫博弈等同時(shí)性博弈操縱人際沖突時(shí)，個(gè)體對(duì)他人的互惠預(yù)期和自身偏好會(huì)交互影響其行為決策，導(dǎo)致無法區(qū)分親社會(huì)性的獨(dú)立效應(yīng)（Everett, Faber, & Crockett, 2015）。

為解決上述爭(zhēng)議并澄清親社會(huì)性對(duì)沖突解決情景中人情效應(yīng)的作用機(jī)制，當(dāng)前研究采用誠(chéng)實(shí)-謙遜性量表來篩選高、低親社會(huì)者，檢驗(yàn)其與家人、朋友或路人完成最后通牒博弈時(shí)的行為差異。誠(chéng)實(shí)-謙遜性是HEXACO模型在大五人格模型基礎(chǔ)上發(fā)展的一種人格維度，是指?jìng)€(gè)體在可能遭受剝削的危險(xiǎn)情景中選擇合作的傾向性，反映了一種積極主動(dòng)的合作性，并且是度量親社會(huì)性的有效指標(biāo)之一（Ashton, Lee, & De Vries, 2014）。最后通牒博弈是繼時(shí)性互動(dòng)的典型范式，常被用來模擬人際沖突、談判和反應(yīng)性攻擊等情景（Liu &Pelowski, 2014）。該任務(wù)由提議者和反應(yīng)者共同完成，其中提議者提出如何與反應(yīng)者分享金錢的提議，隨后反應(yīng)者選擇接受或拒絕提議；若接受，則雙方獲得金錢，若拒絕，則雙方均無收益。誠(chéng)實(shí)-謙遜性量表和最后通牒博弈的聯(lián)合使用，在一定程度上能夠克服先前研究中的不足：其一，采用連續(xù)尺度的誠(chéng)實(shí)-謙遜性來度量并篩選高、低親社會(huì)者能夠有效降低粗糙的二分方法導(dǎo)致的組內(nèi)誤差，增強(qiáng)研究結(jié)論的真實(shí)有效性；其二，最后通牒博弈的繼時(shí)性使得反應(yīng)者直接對(duì)提議者的決策做出反應(yīng)，并且要求反應(yīng)者報(bào)告其對(duì)提議者的事先互惠預(yù)期，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)互惠預(yù)期和社會(huì)偏好的有效分離。依據(jù)價(jià)值關(guān)系理論（McCullough et al.,2013）和人際沖突中人情效應(yīng)的實(shí)證研究（王珍珍, 蔣文明, 2016; Campanh? et al., 2011; Fatfouta et al.,2018; Wu et al., 2015），本研究預(yù)期公平規(guī)范執(zhí)行也存在人情效應(yīng)，并據(jù)此提出假設(shè)1：相比于非親密他人，個(gè)體更愿意包容親密他人的不當(dāng)或挑釁行為，接受更多的不公提議。同時(shí)，考慮到親社會(huì)性和狹隘利他性是協(xié)同進(jìn)化的（Rusch, 2014），且多數(shù)研究表明親社會(huì)性能夠提升沖突解決中人情效應(yīng)的強(qiáng)度（袁博等, 2014; Aaldering et al.,2013），本研究提出假設(shè)2：相比于低誠(chéng)實(shí)-謙遜者，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者更關(guān)注有價(jià)值的親密關(guān)系，愿意接受其提供的不公提議。

2 方法

2.1 被試

采用Ashton和Lee（2009）編制的HEXACO-60中文版量表中的誠(chéng)實(shí)-謙遜性子量表測(cè)量487名大學(xué)生，剔除未完成測(cè)試的受測(cè)者47人，最終有效問卷440份，其中男生109名，女生331名，平均年齡20.23±1.34歲。誠(chéng)實(shí)-謙遜性量表共計(jì)10個(gè)題項(xiàng)，包含誠(chéng)意、公平、貪婪回避和謙遜四個(gè)子成分，每個(gè)子成分至少含2個(gè)題項(xiàng)。量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，從1表示“極不同意”到5表示“非常同意”，總均分越高表示親社會(huì)性越強(qiáng)。當(dāng)前樣本中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.76。依據(jù)總均分進(jìn)行排序，并將排序的前后15%為標(biāo)準(zhǔn)來界定高分組（高于4.10）和低分組（低于2.90），然后招募高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者各43人參與實(shí)驗(yàn)。高分組中男生5名，女生38名，平均年齡20.05±1.17歲；低分組中男生16名，女生27名，平均年齡20.35±1.36歲。高分組和低分組被試的誠(chéng)實(shí)-謙遜性得分分別為4.43±0.21和2.49±0.27，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)高分組顯著高于低分組，t(84)=36.97，p＜0.001。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（誠(chéng)實(shí)-謙遜性：高分組、低分組）×3（人際親密性：家人、朋友、路人）×2（提議不公性：高不公提議、低不公提議）的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。誠(chéng)實(shí)-謙遜性為被試間變量，人際親密性和提議不公性為被試內(nèi)變量。鑒于提議不公性反映了雙方收益的不均等程度，本研究將其作為人際沖突程度的一種度量，即高不公提議反映了強(qiáng)烈的人際沖突，低不公提議反映了較弱的人際沖突。因變量為被試對(duì)同伴的分配預(yù)期和接受提議的概率。

2.3 實(shí)驗(yàn)材料與工具

2.3.1 人際親密性操作與檢驗(yàn)

參考前人研究（Campanh? et al., 2011; Fatfouta et al., 2018），人際親密性分為家人、朋友和路人三種條件。具體而言，要求被試想象：當(dāng)其作為反應(yīng)者，與家人、朋友或路人共同完成最后通牒博弈時(shí)，如何應(yīng)對(duì)對(duì)方提供的分配提議。同時(shí)，采用Aron，Aron和Smollan（1992）發(fā)展的人際關(guān)系親密度量表（Inclusion of Other in the Self Scale,IOS）評(píng)定受測(cè)者感知到的人際親密性，進(jìn)而檢驗(yàn)人際親密性操縱的有效性。該量表通過兩個(gè)環(huán)間的重疊度來反映人際親密性，從完全不重疊的1分逐漸過渡到近似重疊的7分。

2.3.2 最后通牒任務(wù)

參考Haselhuhn和Mellers（2005）的實(shí)驗(yàn)任務(wù)，本研究中最后通牒任務(wù)為策略互動(dòng)博弈。研究者告知被試最后通牒任務(wù)的具體規(guī)則，要求其作為反應(yīng)者，指出若提議者從10元中分給自己2元或4元時(shí)，自己接受提議的概率分別是多少（范圍為0%～100%）。依據(jù)雙方所得金錢的相對(duì)多寡，將受測(cè)者得到2元的提議定義為高不公提議，而受測(cè)者得到4元的提議定義為低不公提議。

2.4 實(shí)驗(yàn)程序

所有被試均通過紙筆測(cè)驗(yàn)來完成實(shí)驗(yàn)。被試首先填寫個(gè)人的基本信息，然后分別與不同人際親密性的同伴完成策略性最后通牒博弈。被試在每種互動(dòng)條件依次需要作答下述四個(gè)問題，即，評(píng)定互動(dòng)雙方的人際親密性，預(yù)估互動(dòng)同伴給予的分配金額，以及分別回答自己接受對(duì)方提供的2元或4元提議的可能性。

3 結(jié)果

3.1 操縱檢驗(yàn)

鑒于誠(chéng)實(shí)-謙遜性高分組和低分組被試的性別存在較大差異，本研究將性別作為協(xié)變量納入所有的統(tǒng)計(jì)分析中。對(duì)人際關(guān)系親密度評(píng)分進(jìn)行2（誠(chéng)實(shí)-謙遜性）×3（人際親密性）的協(xié)方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人際親密性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2,166)=553.69，p＜0.001，η=0.87；事后比較表明，受測(cè)者對(duì)家人的親密度評(píng)分（6.15±0.13）顯著高于其對(duì)朋友（4.77±0.14）和路人（1.47±0.07）的親密度評(píng)分，ps＜0.001，而對(duì)朋友的親密度評(píng)分又顯著高于路人，p＜0.001。誠(chéng)實(shí)-謙遜性分組的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 83)=6.19，p＜0.05，η=0.07，事后比較表明誠(chéng)實(shí)-謙遜性高分組的人際關(guān)系親密度評(píng)分（4.34±0.12）顯著高于低分組（3.91±0.12）。誠(chéng)實(shí)-謙遜性分組和人際親密性的交互作用并不顯著。由于三種互動(dòng)條件下人際關(guān)系親密度評(píng)分均存在顯著差異，因此人際親密性變量操縱是有效的。

3.2 分配預(yù)期

鑒于高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者在人際關(guān)系親密度評(píng)定上存在顯著差異，因此本研究將三種人際關(guān)系親密度評(píng)分作為協(xié)變量納入隨后的統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)分配預(yù)期進(jìn)行2（誠(chéng)實(shí)-謙遜性）×3（人際親密性）的協(xié)方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅人際親密性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2, 160)=95.69，p＜0.001，η=0.55，事后比較表明，受測(cè)者對(duì)家人的分配預(yù)期（6.22±0.28元）顯著高于其對(duì)朋友（4.41±0.18元）和路人的分配預(yù)期（2.11±0.21 元），ps＜0.001，而對(duì)朋友的分配預(yù)期又顯著高于路人，p＜0.001。其他效應(yīng)均不顯著。

3.3 接受概率

對(duì)接受概率進(jìn)行2（誠(chéng)實(shí)-謙遜性）×3（人際親密性）×2（提議不公性）的協(xié)方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人際親密性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2, 160)=36.94，p＜0.001，η=0.32，事后比較表明，受測(cè)者對(duì)家人所提提議的接受概率（81.05%±2.20%）顯著高于其對(duì)朋友（65.08%±2.74%）和路人所提提議的接受概率（52.94%±3.70%），ps＜0.001，而對(duì)朋友所提提議的接受概率又顯著高于路人，p＜0.01。提議不公性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 80)=98.81，p＜0.001，η=0.55，表現(xiàn)為高不公提議的接受概率（58.11%±2.66%）顯著低于低不公提議（74.60%±2.12%）。人際親密性與提議不公性的交互作用顯著，F(xiàn)(2,160)=3.48，p＜0.05，η=0.04，簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，高不公提議上人際親密性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2,79)=26.19，p＜0.001，表現(xiàn)為家人互動(dòng)時(shí)高不公提議的接受概率（74.80%±2.87%）顯著高于朋友互動(dòng)（55.87%±3.29%）和路人互動(dòng)（43.66%±4.09%），ps＜0.001，且朋友互動(dòng)時(shí)的接受概率顯著高于路人互動(dòng)，p＜0.01；低不公提議上人際親密性的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)(2, 79)=19.78，p＜0.001，表現(xiàn)為家人互動(dòng)時(shí)低不公提議的接受概率（87.30%±1.89%）顯著高于朋友互動(dòng)（74.29%±2.61%）和路人互動(dòng)（62.21%±3.68%），ps＜0.001，且朋友互動(dòng)時(shí)的接受概率又顯著高于路人互動(dòng)，p＜0.001。

更為重要的是，誠(chéng)實(shí)-謙遜性、人際親密性和提議不公性存在線性顯著的交互作用，F(xiàn)linear(1,80)=4.39，p＜0.05，η=0.05。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)誠(chéng)實(shí)-謙遜性高分組而言，遭遇高不公提議時(shí)人際親密性主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2, 79)=12.76，p＜0.001，表現(xiàn)為家人互動(dòng)時(shí)高不公提議的接受概率（74.23%±4.24%）顯著高于朋友互動(dòng)（54.80%±4.86%）和路人互動(dòng)（42.05%±6.05%），ps＜0.001，且朋友互動(dòng)時(shí)的接受概率邊緣顯著高于路人互動(dòng)，p=0.052；低不公提議上人際親密性的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)(2,79)=5.88，p＜0.01，表現(xiàn)為家人互動(dòng)（85.15%±2.80%）和朋友互動(dòng)時(shí)低不公提議的接受概率（75.48%±3.86%）顯著高于路人互動(dòng)（64.92%±5.43%），ps＜0.05，但前兩者間無顯著差異，p＞0.05。對(duì)于誠(chéng)實(shí)-謙遜性低分組而言，高不公提議上人際親密性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2, 79)=11.22，p＜0.001，表現(xiàn)為家人互動(dòng)時(shí)高不公提議的接受概率（75.37%±4.24%）顯著高于朋友互動(dòng)（56.95%±4.86%）和路人互動(dòng)（45.27%±6.04%），ps＜0.01，但后兩者之間差異不顯著，p＞0.05；低不公提議上人際親密性的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)(2, 79)=13.00，p＜0.001，表現(xiàn)為家人互動(dòng)時(shí)低不公提議的接受概率（89.46%±2.80%）顯著高于朋友互動(dòng)（73.10%±3.86%）和路人互動(dòng)（59.50%±5.44%），ps＜0.001，且朋友互動(dòng)時(shí)的接受概率又顯著高于路人互動(dòng)，p＜0.01。詳見圖 1。

圖1 高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者與家人、朋友和路人互動(dòng)時(shí)對(duì)兩種不公提議的接受概率

3.4 分配預(yù)期與接受概率的相關(guān)和回歸分析

對(duì)高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者，本研究分別將三種互動(dòng)時(shí)的分配預(yù)期與兩種提議的接受概率進(jìn)行了相關(guān)和回歸分析，其中分配預(yù)期為自變量，提議接受概率為因變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者與家人互動(dòng)時(shí)的分配預(yù)期與高不公提議的接受概率呈顯著正相關(guān)，r=0.36，p＜0.05，表現(xiàn)為分配預(yù)期越高，高不公提議的接受概率就越高，分配預(yù)期解釋了12.6%的變異，F(xiàn)(1, 42)=5.92，p＜0.05，回歸方程為y=3.62x+50.42（見圖2A）。相較而言，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者與路人互動(dòng)時(shí)的分配預(yù)期與高不公提議的接受概率呈顯著負(fù)相關(guān)，r=-0.31，p＜0.05，表現(xiàn)為分配預(yù)期越高，高不公提議的接受概率越低，分配預(yù)期解釋率9.4%的變異，F(xiàn)(1, 42)=4.24，p＜0.05，回歸方程為y=-6.25x+58.58（見圖 2B）。其他相關(guān)均不顯著。

4 討論

當(dāng)前研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在最后通牒博弈建構(gòu)的人際沖突情景中，分配預(yù)期和接受概率存在顯著的人情效應(yīng)，即隨著互動(dòng)雙方人際親密性的增強(qiáng)，人們預(yù)期對(duì)方會(huì)給予自己更多金錢，更愿意接受對(duì)方提供的不公提議。分配預(yù)期的人情效應(yīng)與前人研究相一致（Wu et al., 2015），Wu等發(fā)現(xiàn)人們對(duì)朋友的分配預(yù)期要顯著高于陌生人的分配預(yù)期。這種結(jié)果在一定程度上符合自我擴(kuò)張模型的觀點(diǎn)（賴曉璐等, 2018），即人們與親密他人存在更緊密的自我融合和重疊，使其預(yù)期親密他人會(huì)更加善待自己。同時(shí)，公平規(guī)范執(zhí)行的人情效應(yīng)也與先前研究相一致（Campanh? et al., 2011; Fatfouta et al., 2018），并且支持了價(jià)值關(guān)系理論（McCullough et al., 2013），即人際親密性能夠影響人際沖突的解決方式。隨著人際親密性由路人提升到朋友，再提升到家人，人們接受不公提議的可能性越來越高。因此，有價(jià)值的親密關(guān)系能夠影響個(gè)體對(duì)挑釁、違規(guī)等沖突情景的感知與判斷，進(jìn)而調(diào)節(jié)沖突情景中的公平規(guī)范執(zhí)行。

圖2 高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者（A、B）中分配預(yù)期與高不公提議接受概率的顯著相關(guān)

更重要的是，親社會(huì)性能夠調(diào)節(jié)公平規(guī)范執(zhí)行中的人情效應(yīng)。一方面，高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者的公平規(guī)范執(zhí)行均受人際親密性的調(diào)節(jié)，存在明顯的人情效應(yīng)，該結(jié)果再次印證了價(jià)值關(guān)系理論的觀點(diǎn)（McCullough et al., 2013）。鑒于修復(fù)并維持有價(jià)值的親密關(guān)系能夠強(qiáng)化彼此的進(jìn)化優(yōu)勢(shì)和繁衍幾率，因此人們更愿意以包容與和解的方式解決其與親密他人之間的人際沖突。另一方面，相比低誠(chéng)實(shí)-謙遜者，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者在資產(chǎn)分配沖突情景中更在意親密他人的利益，存在相對(duì)更強(qiáng)的人情效益。首先，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者比低誠(chéng)實(shí)-謙遜者存在更親密的人際關(guān)系評(píng)分，雖然該差異無法影響隨后的公平規(guī)范執(zhí)行，但是仍然在一定程度上說明高誠(chéng)實(shí)-謙遜者對(duì)親密關(guān)系的感知更為緊密。其次，當(dāng)面臨較弱的利益沖突時(shí)，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者沒有區(qū)別化地對(duì)待家人和朋友，而是會(huì)將兩者劃歸為同一類別，對(duì)兩者均付諸相比路人更少的規(guī)范執(zhí)行。而當(dāng)遭遇強(qiáng)烈的利益沖突時(shí)，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者表現(xiàn)出隨人際親密性增強(qiáng)而逐級(jí)遞減地付諸規(guī)范執(zhí)行，表明其能夠依據(jù)關(guān)系親密性做出有序的差別性反應(yīng)，有效地識(shí)別與區(qū)別對(duì)待家人、朋友和路人。換言之，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者會(huì)隨著沖突程度的加劇，有意識(shí)地將朋友與家人相剝離，更為注重維持與自我融合更緊密的直系親屬的親密關(guān)系。最后，當(dāng)遭遇較弱的利益沖突時(shí)，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者呈現(xiàn)出隨人際親密性提升而逐級(jí)遞減地付諸規(guī)范執(zhí)行，表明其能夠有效地識(shí)別與區(qū)分家人、朋友及路人，并依據(jù)雙方的親密關(guān)系做出有序且差異化的反應(yīng)。相反，當(dāng)遭遇強(qiáng)烈的利益沖突時(shí)，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者非但沒有維持規(guī)范執(zhí)行的差序格局，反而將朋友與路人劃分為相同的親密范疇，對(duì)兩者付諸相比家人更多的規(guī)范執(zhí)行。也就是說，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者會(huì)隨著沖突程度的提高，有意識(shí)地將朋友與路人相融合，傾向于淡化或漠視親密友誼的長(zhǎng)遠(yuǎn)價(jià)值，表現(xiàn)出較弱的人情效應(yīng)。

另外，雖然高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者在高不公提議上的接受率無差異，但是鑒于高誠(chéng)實(shí)-謙遜者比低誠(chéng)實(shí)-謙遜者存在更強(qiáng)的合作預(yù)期（Pletzer et al.,2018），遭遇不公提議時(shí)存在更強(qiáng)的預(yù)期違背和負(fù)性情緒體驗(yàn)（McAuliffe & Dunham, 2016），因此從解決認(rèn)知沖突程度上來講，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者也更為重視親密關(guān)系。一篇綜述指出，公平規(guī)范執(zhí)行中存在普遍的內(nèi)群體偏愛現(xiàn)象，即人們更愿意容忍與接納內(nèi)群體成員的不公提議，強(qiáng)調(diào)此內(nèi)群體偏愛既源自于群體認(rèn)同誘發(fā)的內(nèi)群體積極評(píng)價(jià)，又源自于維持群體凝聚力，提升群體進(jìn)化適應(yīng)性的長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮（張振等, 2020）。這些結(jié)果在一定程度上支持了親社會(huì)性和狹隘性協(xié)同進(jìn)化的觀點(diǎn)（Rusch, 2014），即親社會(huì)者更愿意與親密的內(nèi)群體成員發(fā)生協(xié)作行為，而非普遍意義上無條件合作（Aaldering et al., 2013）。再者，鑒于心理推理加工和自我控制能力有益于人際沖突的和平解決（Fatfouta et al., 2018），而親社會(huì)性可以顯著正向預(yù)測(cè)心理推理能力與自我控制資源（董軍等, 2018;張振等, 2019），因此高誠(chéng)實(shí)-謙遜者更善于合理化親密他人的挑釁與違規(guī)行為，并克服潛在的負(fù)性情緒和報(bào)復(fù)動(dòng)機(jī)，最終更愿意采取合作性方式來解決人際沖突。

相關(guān)與回歸分析結(jié)果表明，高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者在與家人或路人互動(dòng)時(shí)使用兩種迥異的反應(yīng)策略。高誠(chéng)實(shí)-謙遜者與家人存在更緊密的自我融合，使其對(duì)家人存在更積極的認(rèn)知評(píng)價(jià)與預(yù)期，更在意維持這種親密關(guān)系。當(dāng)遭遇家人提供不公提議時(shí)，高誠(chéng)實(shí)-謙遜者傾向于使用感性直覺的認(rèn)知策略來處理挑釁產(chǎn)生的沖突，高分配預(yù)期意味著越積極的評(píng)價(jià)與偏愛，從而越愿意容忍并接納不公提議（王珍珍, 蔣文明, 2016; Campanh? et al.,2011）。相較而言，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者與路人存在較差的自我重疊性，對(duì)路人存在更低的互惠預(yù)期，并且無法與路人建構(gòu)與維持有價(jià)值的關(guān)系。當(dāng)與路人發(fā)生利益沖突時(shí)，低誠(chéng)實(shí)-謙遜者更愿意采用理性計(jì)算的認(rèn)知策略處理人際沖突，高分配預(yù)期容易導(dǎo)致更大的預(yù)期違背，從而使其更多地訴諸公平規(guī)范執(zhí)行（Wu et al., 2015）。

5 結(jié)論

高、低誠(chéng)實(shí)-謙遜者在付諸公平規(guī)范執(zhí)行時(shí)均會(huì)受到人際親密性的影響，但高誠(chéng)實(shí)-謙遜者更在意維持有價(jià)值的人際關(guān)系，愿意寬容重要他人的違規(guī)行為。