白 潔 楊沈龍 徐步霄 郭永玉

(1 南京師范大學(xué)心理學(xué)院,南京 210097)

(2 西安交通大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院社會(huì)心理學(xué)研究所,西安 710049)

(3 紹興文理學(xué)院大腦、心智與教育研究中心,浙江 紹興 312000)

1 引言

古語(yǔ)有言“窮則獨(dú)善其身,達(dá)則兼善天下”(《孟子·盡心上》)。而在現(xiàn)代社會(huì),再分配(redistribution)是“兼善天下”這一思想的集中體現(xiàn);它對(duì)于減少社會(huì)不平等、階層沖突等突出的社會(huì)問(wèn)題具有重要的作用。那么事實(shí)上“達(dá)者”會(huì)“兼濟(jì)天下”嗎？或者,怎樣的“達(dá)者”會(huì)“兼濟(jì)天下”或者說(shuō)較支持再分配？基于對(duì)這一問(wèn)題的思考,本研究將結(jié)合已有的理論與研究,探討社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的影響與心理機(jī)制;并重點(diǎn)發(fā)現(xiàn)促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)策略。

1.1 社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的影響

再分配偏向(redistributive preferences,又譯“再分配偏好”)是指人們?cè)趹B(tài)度或行為上對(duì)再分配的支持傾向(徐建斌,劉華,尹開(kāi)國(guó),2013)。近年來(lái),大量研究基于社會(huì)階層的研究視角,發(fā)現(xiàn)社會(huì)階層能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)再分配偏向。如Brown-Iannuzzi等(2015)基于自編的再分配偏向問(wèn)卷考察個(gè)體的再分配偏向,問(wèn)卷通過(guò)11 道題目考察人們對(duì)個(gè)人稅收、社會(huì)福利的態(tài)度,結(jié)果發(fā)現(xiàn)主觀(guān)階層越高的個(gè)體,越傾向于反對(duì)再分配政策。Andersen 和Curtis(2015)分析了世界價(jià)值觀(guān)調(diào)查(World Values Survey)的數(shù)據(jù),并以“國(guó)家是否應(yīng)該保障每個(gè)人的生活”這一項(xiàng)目作為支持社會(huì)福利的度量,發(fā)現(xiàn)在澳大利亞、加拿大、智利、法國(guó)等所有的24 個(gè)國(guó)家,與工人階層相比,專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員、經(jīng)理、私營(yíng)企業(yè)主更不支持社會(huì)福利。Page 等人(2013)得益于與美國(guó)芝加哥大學(xué)全國(guó)民意研究中心(National Opinion Research Center)這一富有研究經(jīng)驗(yàn)的機(jī)構(gòu)合作,他們對(duì)排名在國(guó)家前1%的83 名美國(guó)富人展開(kāi)訪(fǎng)談,結(jié)果發(fā)現(xiàn)與一般公眾相比,這些富人對(duì)稅收、經(jīng)濟(jì)調(diào)控、社會(huì)福利項(xiàng)目的態(tài)度更保守?？傮w來(lái)看,這些研究在一定程度上反映出通常情況下,“達(dá)者”并沒(méi)有那么地“兼濟(jì)天下”。當(dāng)然目前這些結(jié)論主要來(lái)自于歐美國(guó)家。是否在中國(guó)社會(huì)背景下,高階層者的再分配偏向也顯著低于低階層者？隨著對(duì)社會(huì)階層研究的深入,研究者除關(guān)注其直接的影響效應(yīng)之外,也越來(lái)越關(guān)心這些影響效應(yīng)在不同社會(huì)文化下的一致性與差異性(Miyamoto,2017)?；诖?本研究將首先在中國(guó)社會(huì)背景下驗(yàn)證社會(huì)階層對(duì)再分配偏向影響效應(yīng)的存在。

1.2 社會(huì)階層影響再分配偏向的心理機(jī)制

以上研究揭示出再分配偏向階層差異的普遍性。那么與低階層者相比,高階層者的再分配偏向?yàn)楹胃?？這背后的心理機(jī)制是怎樣的？關(guān)于此問(wèn)題的探討可以追溯至上個(gè)世紀(jì)80 年代Meltzer和 Richard (1981)構(gòu)建的經(jīng)典的理性選民模型(rational voter model)。這一模型的一大假設(shè)即認(rèn)為人之所以追求再分配是受到經(jīng)濟(jì)自利動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)。當(dāng)然這種自利動(dòng)機(jī)的視角仍然囿于經(jīng)濟(jì)學(xué)“理性人假說(shuō)”的傳統(tǒng)框架,而越來(lái)越多的研究者認(rèn)為再分配偏向不僅受到自利動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng),也在很大程度上受到公平認(rèn)知的影響,即發(fā)展出了再分配偏向研究的公平認(rèn)知視角(Alesina &Angeletos,2005)。在此視角下研究者發(fā)現(xiàn)即使在控制自利動(dòng)機(jī)的情況下,高階層者的再分配偏向仍顯著低于低階層者(Brown-Iannuzzi et al.,2015);并開(kāi)始探討究竟是何種認(rèn)知因素造成了再分配偏向的階層差異(Brown-Iannuzzi et al.,2017;Bullock,2017)。不過(guò)在此方面目前還缺少直接的心理機(jī)制的揭示。

受到社會(huì)階層不平等維持模型(inequality of maintenance model of social class,Piff et al.,2018)的啟發(fā),本研究擬提出貧富差距歸因傾向的中介作用。由Piff 等(2018)提出的社會(huì)階層不平等維持模型,其中重要的觀(guān)點(diǎn)即認(rèn)為社會(huì)不同層級(jí)的人在適應(yīng)其生存環(huán)境的過(guò)程中會(huì)自然而然地形成不同的對(duì)經(jīng)濟(jì)不平等的合理化信念(如對(duì)貧富差距不同的歸因傾向等),并會(huì)通過(guò)反映在其投票選舉、政策偏向等不對(duì)等的政治參與中,而加劇階層間的不平等。相關(guān)的實(shí)證研究也表明不同階層者總體的系統(tǒng)合理信念有所不同(Li et al.,2020;楊沈龍 等,2016)。而具體到對(duì)貧富差距歸因上,高階層者也更傾向于內(nèi)歸因,即將貧富差距歸因于能力、努力、志向或抱負(fù)等個(gè)體內(nèi)部因素(Kraus et al.,2009;李靜,2014;Whyte &Han,2008)。而這種貧富差距的內(nèi)歸因傾向確實(shí)會(huì)促成較低的再分配偏向。研究或從已有的CGSS 數(shù)據(jù)中選取衡量再分配偏向的項(xiàng)目“應(yīng)該從有錢(qián)人那里征收更多的稅來(lái)幫助窮人”(潘春陽(yáng),何立新,2011;徐建斌,劉華,2013),或通過(guò)問(wèn)卷考察其對(duì)政府政策、社會(huì)福利、累進(jìn)稅、慈善等再分配政策的綜合態(tài)度(Rodriguez-Bailon et al.,2017),均發(fā)現(xiàn)當(dāng)個(gè)體越傾向于將貧富差距歸因于個(gè)人努力、進(jìn)取心時(shí),再分配偏向越低。另一些實(shí)驗(yàn)則基于參與者在再分配游戲中的轉(zhuǎn)移支付的額度考察其再分配偏向(Durante et al.,2014;Krawczyk,2010),也發(fā)現(xiàn)與報(bào)酬由運(yùn)氣決定的情形相比,在最初報(bào)酬由參與表現(xiàn)決定時(shí)個(gè)體的平均轉(zhuǎn)移支付額度更低(Krawczyk,2010)?；谝陨系挠^(guān)點(diǎn)與研究發(fā)現(xiàn),本研究將探討貧富差距歸因傾向在社會(huì)階層影響再分配偏向中的中介作用。

1.3 謙卑對(duì)高階層者再分配偏向的促進(jìn)作用

置于大的社會(huì)背景下,高階層者較低的再分配偏向會(huì)造成再分配的阻滯,進(jìn)而加劇社會(huì)不平等,引發(fā)階層沖突(Kraus &Callaghan,2014;Laurison,2016)。因此,有必要從心理機(jī)制的角度切入,進(jìn)行提升高階層者再分配偏向的干預(yù)。這便需要進(jìn)一步挖掘高階層者為何更傾向于對(duì)貧富差距進(jìn)行內(nèi)歸因。著名政治哲學(xué)家Sandel (2018)指出高階層者過(guò)多強(qiáng)調(diào)個(gè)人能力、努力對(duì)財(cái)富的影響,而忽略了外部環(huán)境因素的作用,源于一種精英的傲慢(meritocratic hubris)。而相關(guān)的實(shí)證研究也表明無(wú)論是成人還是來(lái)自高階層家庭的學(xué)生確實(shí)有更多自我膨脹的想法(Belmi &Laurin,2016;Leckelt et al.,2019;Martin et al.,2016;Piff,2014);覺(jué)得自己應(yīng)該比他人得到的更多、更好(Piff,2014)。針對(duì)精英的傲慢,Sandel (2018)呼吁社會(huì)應(yīng)關(guān)注培育高階層者謙卑的心態(tài)。謙卑(humility)是一種傳統(tǒng)美德。在積極心理學(xué)的視角下,它也被視為一種相對(duì)穩(wěn)定(仍然會(huì)受到環(huán)境影響或是可塑造)的積極人格特質(zhì)(Exline et al.,2004);是個(gè)體擁有準(zhǔn)確的自我看法,以及在人際中表現(xiàn)出謙虛的態(tài)度或行為、關(guān)心他人福祉的傾向(Davis et al.,2010;Worthington &Allison,2018)。大量有關(guān)謙卑與成功歸因、平等主義、親社會(huì)行為相關(guān)的研究表明謙卑使人更傾向于將個(gè)人成就歸功于他人的幫助、支持(Berg et al.,2006;Blickle et al.,2012);更傾向于支持平等政策,擁有更多的捐贈(zèng)、助人等親社會(huì)行為(Exline &Hill,2012;Kruse et al.,2017;Wright et al.,2018)。這些研究間接說(shuō)明了在謙卑的狀態(tài)下,個(gè)體更可能對(duì)貧富差距進(jìn)行外歸因、更支持再分配。基于以上的觀(guān)點(diǎn)與研究發(fā)現(xiàn),本研究將考察啟動(dòng)謙卑心態(tài)對(duì)高階層者貧富差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對(duì)其再分配偏向的影響。

綜上,本研究將通過(guò)3 個(gè)子研究分別考察社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的影響與心理機(jī)制,并重點(diǎn)發(fā)現(xiàn)促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)策略。研究1 通過(guò)大樣本數(shù)據(jù)驗(yàn)證在中國(guó)社會(huì)背景下,社會(huì)階層對(duì)再分配偏向預(yù)測(cè)效應(yīng)的存在;對(duì)此,基于前文介紹和分析,研究提出假設(shè)1：在中國(guó)社會(huì)背景下,與低階層者相比,高階層者的再分配偏向更低。在研究1得到直接效應(yīng)的基礎(chǔ)上,研究2 進(jìn)一步通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查法探討貧富差距歸因傾向在社會(huì)階層影響再分配偏向中的中介作用;對(duì)此,研究提出假設(shè)2：與低階層者相比,高階層者更傾向于對(duì)貧富差距進(jìn)行內(nèi)歸因,進(jìn)而再分配偏向更低。在研究2 得到心理機(jī)制的基礎(chǔ)上,研究3 從實(shí)際意義出發(fā),專(zhuān)門(mén)以高階層者為實(shí)驗(yàn)對(duì)象,進(jìn)一步通過(guò)干預(yù)實(shí)驗(yàn)考察啟動(dòng)謙卑心態(tài)對(duì)高階層者貧富差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對(duì)其再分配偏向的影響;對(duì)此,研究提出假設(shè)3：與控制條件相比,在啟動(dòng)謙卑心態(tài)的條件下,高階層者貧富差距內(nèi)歸因傾向更低,進(jìn)而再分配偏向更高。總體而言,3 個(gè)子研究是層層遞進(jìn)的關(guān)系。

2 研究1——預(yù)測(cè)效應(yīng)：高階層者再分配偏向更低

研究1 的目的是基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查發(fā)布的大樣本數(shù)據(jù)(Chinese General Social Survey,CGSS2015),從中抽取衡量社會(huì)階層、再分配偏向的指標(biāo),以在中國(guó)社會(huì)背景下考察社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的影響效應(yīng)。中國(guó)國(guó)家調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)(Chinese National Survey Data Archive,CNSDA)負(fù)責(zé)收集的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查始于2003 年,而本研究所使用的CGSS2015,調(diào)查內(nèi)容涵蓋了個(gè)人、家庭、社區(qū)、社會(huì)等多個(gè)方面的社會(huì)態(tài)度,其中也包括能夠代表社會(huì)階層、再分配偏向的一些指標(biāo)。

2.1 被試

CGSS2015 采用分層抽樣的方式,廣泛地調(diào)查來(lái)自中國(guó)大陸各個(gè)省市自治區(qū)的18 歲以上的成年人,共有被試11438 人,最終有效樣本量為10968人,有效率為89.0%。在本研究中,刪除那些在所選取的指標(biāo)中選擇拒絕回答、無(wú)法回答或回答不知道、不適用的數(shù)據(jù);研究最終保留有效被試8376人。所有被試的年齡在18～94 歲之間,平均年齡為51.02 歲(

SD

=16.17)。

2.2 指標(biāo)選取

本研究從CGSS2015 中分別選取了代表主、客觀(guān)社會(huì)階層,再分配偏向的一些指標(biāo)?？陀^(guān)社會(huì)階層的指標(biāo)包括受教育程度和年收入。其中受教育程度的測(cè)量題目是“您目前的最高教育程度是”,要求被試做14 分評(píng)價(jià),1 表示“沒(méi)有受過(guò)任何教育”,13表示“研究生及以上”(其中14 表示“其他”,由于選擇這一分類(lèi)的被試較少,且該分類(lèi)的存在會(huì)影響變量的連續(xù)性;因此在實(shí)際的統(tǒng)計(jì)分析中刪除了該分類(lèi))。年收入的測(cè)量題目是“您個(gè)人去年(2014)全年的總收入是多少？”,要求被試從個(gè)位至百萬(wàn)位(元)各填寫(xiě)相應(yīng)的數(shù)字。參照同類(lèi)研究的做法,本研究將個(gè)人年收入進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化后取標(biāo)準(zhǔn)分,再將其與受教育程度的標(biāo)準(zhǔn)分平均,合成了總的客觀(guān)階層分?jǐn)?shù)(Tan &Kraus,2015)。

主觀(guān)社會(huì)階層的指標(biāo)包括主觀(guān)社會(huì)階層、家庭相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位、個(gè)人相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位。主觀(guān)社會(huì)階層的測(cè)量題目是向被試呈現(xiàn)代表社會(huì)階層的梯子,要求被試判斷“您認(rèn)為您自己目前在哪個(gè)等級(jí)上？”;并從1～10 中選擇一個(gè)數(shù)字填入,1 表示“最底層”,10 表示“最頂層”。家庭相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量題目是“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔？”要求被試進(jìn)行5 分評(píng)價(jià),1 表示“遠(yuǎn)低于平均水平”,5表示“遠(yuǎn)高于平均水平”。個(gè)人相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量題目是“與同齡人相比,您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是”;要求被試進(jìn)行3 分評(píng)價(jià),1 表示“較高”,2 表示“差不多”,3 表示“較低”。為了方便后續(xù)研究結(jié)果的理解,本研究對(duì)此數(shù)值進(jìn)行了反向計(jì)分的處理。

再分配偏向的測(cè)量題目是“應(yīng)該從有錢(qián)人那里征收更多的稅來(lái)幫助窮人”,要求被試在以下選項(xiàng)中作出選擇：1 表示“非常同意”,2 表示“同意”,3 表示“無(wú)所謂”,4 表示“不同意”,5 表示“非常不同意”。為了方便后續(xù)研究結(jié)果的理解,本研究對(duì)此數(shù)值進(jìn)行了反向計(jì)分的處理。同時(shí)以往的研究發(fā)現(xiàn)性別、年齡、民族身份等人口學(xué)變量都會(huì)對(duì)個(gè)體的再分配偏向產(chǎn)生影響(徐建斌,劉華,尹開(kāi)國(guó),2013)。因此本研究將這些人口學(xué)變量也納入分析,進(jìn)行統(tǒng)計(jì)上的控制。

2.3 研究結(jié)果

首先相關(guān)性分析結(jié)果顯示(見(jiàn)表1),客觀(guān)階層(

r

=-0.12,

p

＜ 0.001)、主觀(guān)階層(

r

=-0.06,

p

＜ 0.001)、家庭相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位(

r

=-0.08,

p

＜ 0.001)、個(gè)人相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位(

r

=-0.06,

p

＜ 0.001)均與再分配偏向呈顯著的負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

隨后研究以這些反映主、客觀(guān)階層的指標(biāo)作為自變量;以再分配偏向作為因變量;以性別、年齡、民族身份等作為控制變量進(jìn)行分層回歸分析。在模型1 中納入性別、年齡、民族、宗教信仰、政治面貌、婚姻狀況進(jìn)行分析時(shí),模型是顯著的,

F

(6,8369)=16.55,

p

＜ 0.001;所有這些控制變量能夠解釋再分配偏向變異的1.2%。在模型2 至5 中除在第一層納入人口學(xué)變量之外,還在第二層分別納入客觀(guān)階層、主觀(guān)階層、家庭相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位、個(gè)人相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位。結(jié)果顯示與模型1 相比,所有這些模型解釋量的變化都是顯著的,

p

＜ 0.001?？陀^(guān)階層顯著負(fù)向預(yù)測(cè)再分配偏向(

β

=-0.09,

SE

=0.13,

p

＜ 0.001)。所有反映主觀(guān)階層的指標(biāo)：主觀(guān)階層(

β

=-0.03,

SE

=0.01,

p

＜ 0.001)、家庭相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位(

β

=-0.10,

SE

=0.01,

p

＜ 0.001)、個(gè)人相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位(

β

=

-0.11,

SE

=0.02,

p

＜ 0.001)也都顯著地負(fù)向預(yù)測(cè)再分配偏向。

2.4 討論

本研究基于CGSS2015 這一樣本量大、覆蓋面廣的調(diào)查數(shù)據(jù),揭示出所有反映社會(huì)階層的指標(biāo)均能夠顯著預(yù)測(cè)再分配偏向。即研究支持了假設(shè)1：與低階層者相比,高階層者的再分配偏向更低。這與以往在歐美國(guó)家開(kāi)展研究得到的結(jié)論是一致的(Andersen &Curtis,2015;Brown-Iannuzzi et al.,2015;Page et al.,2013);說(shuō)明社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的預(yù)測(cè)效應(yīng)具有跨文化的普遍性?；谶@一研究發(fā)現(xiàn),研究2 將進(jìn)一步探討社會(huì)階層影響再分配偏向的心理機(jī)制。

3 研究2——心理機(jī)制：貧富差距歸因傾向的中介作用

研究2 的目的是通過(guò)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的廣泛調(diào)查考察社會(huì)階層影響再分配偏向的心理機(jī)制,即貧富差距歸因傾向的中介作用。

3.1 被試

研究通過(guò)問(wèn)卷網(wǎng)平臺(tái),對(duì)寧夏、山西、湖北、江蘇、廣東等多個(gè)省份的城鄉(xiāng)居民(包括少量的學(xué)生)展開(kāi)調(diào)查,共發(fā)放問(wèn)卷700 份。刪除規(guī)律性作答、作答時(shí)間過(guò)長(zhǎng)(過(guò)短)以及存在做假嫌疑的問(wèn)卷,最終獲得有效問(wèn)卷621 份,有效率為88.71%。所有被試的年齡在18～65 歲之間,平均年齡為32.73 歲(

SD

=8.73)。

3.2 研究工具與程序

社會(huì)階層的測(cè)量考察了主觀(guān)階層與客觀(guān)階層兩方面的指標(biāo)。主觀(guān)階層的測(cè)量是采用階梯量表(Kraus et al.,2010;Piff et al.,2010),過(guò)程是向被試呈現(xiàn)一個(gè)10 級(jí)階梯,要求被試想象梯子不同的層級(jí)代表不同人所處的社會(huì)階層,層級(jí)越高,表示其社會(huì)階層越高;并要求被試主觀(guān)評(píng)定覺(jué)得自己當(dāng)前位于1 至10 級(jí)的哪一層級(jí)。客觀(guān)階層的測(cè)量包括個(gè)人年收入、受教育程度、職業(yè)三項(xiàng)指標(biāo);其中個(gè)人年收入的測(cè)量是詢(xún)問(wèn)被試的個(gè)人年收入(含各種津貼、福利、紅利、租金等),要求被試在1=“1 萬(wàn)元及以下”、2=“10001 元～2 萬(wàn)元”、3=“20001 元～3 萬(wàn)元”、4=“30001 元～5 萬(wàn)元”、5=“50001 元～7萬(wàn)元”、6=“70001 元～10 萬(wàn)元”、7=“100001 元～20萬(wàn)元”、8=“200001 元～50 萬(wàn)元”、9=“500001 元～100 萬(wàn)元”、10=“100 萬(wàn)元以上”中作出選擇。受教育程度的測(cè)量是詢(xún)問(wèn)被試的受教育程度,要求被試在1=“小學(xué)及以下”、2=“初中”、3=“高中／中專(zhuān)／技?！?、4=“大專(zhuān)／夜校／電大”、5=“本科”、6=“碩士及以上”中作出選擇。

職業(yè)的測(cè)量是參考了社會(huì)學(xué)學(xué)者劉欣(2007)以公共權(quán)力、市場(chǎng)能力為基礎(chǔ)而提出的中國(guó)城市社會(huì)分層框架,并結(jié)合該框架中所缺的社會(huì)下層及農(nóng)村職業(yè)類(lèi)別(陸學(xué)藝,2002),共得到社會(huì)階層從低到高的7 個(gè)類(lèi)別：(1)城鄉(xiāng)無(wú)業(yè)、失業(yè)、半失業(yè)者;(2)非技術(shù)工人或體力勞動(dòng)者,如產(chǎn)業(yè)工人和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者;(3)商業(yè)服務(wù)業(yè)員工,如廚師、司機(jī)、理發(fā)師等;(4)個(gè)體自雇勞動(dòng)者或辦事人員;(5)中產(chǎn)下層,包括低級(jí)職務(wù)的黨政事業(yè)單位的干部、小型企業(yè)經(jīng)理或中大型企業(yè)基層管理人員、中級(jí)及以下職稱(chēng)專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員等;(6)中產(chǎn)上層,包括黨政事業(yè)單位的中層領(lǐng)導(dǎo)干部、中大型企業(yè)上層管理人員、高級(jí)職稱(chēng)專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員等;(7)社會(huì)上層,包括黨政事業(yè)機(jī)構(gòu)的高層領(lǐng)導(dǎo)干部、大型國(guó)有企業(yè)的高級(jí)管理人員及民營(yíng)企業(yè)家。研究讓受調(diào)查者選擇或填寫(xiě)其職業(yè),隨后處理數(shù)據(jù)時(shí)按照這7 個(gè)類(lèi)別進(jìn)行歸類(lèi)和賦值(1～7分)。研究最后參照同類(lèi)研究(Tan &Kraus,2015)與研究1 的做法,將三項(xiàng)指標(biāo)取標(biāo)準(zhǔn)分后再平均,得到總的客觀(guān)階層分?jǐn)?shù)。

貧富差距歸因傾向的測(cè)量是采用李靜(2014)編制的具有良好信效度水平的貧富差距歸因傾向問(wèn)卷(參見(jiàn)：楊沈龍 等,2016)。問(wèn)卷包括了內(nèi)部歸因和外部歸因兩個(gè)維度,各有8 個(gè)項(xiàng)目。內(nèi)歸因的項(xiàng)目如“個(gè)人勤奮或努力程度不同”、“個(gè)人的能力不同”等;外歸因的項(xiàng)目如“有無(wú)關(guān)系或門(mén)路”、“家庭背景或出身不同”等內(nèi)容。對(duì)于每一種歸因,讓被試報(bào)告其同意或不同意的程度,采取7 點(diǎn)計(jì)分(1=“完全不同意”,7=“完全同意”)。在本研究中內(nèi)、外歸因兩個(gè)維度及總量表的α 系數(shù)分別為0.82、0.82、0.86。在計(jì)算分值時(shí),由于研究在理論上更強(qiáng)調(diào)的是內(nèi)歸因傾向,依照前人研究做法(Hussak &Cimpian,2015),也是工具編制者(李靜,2014)的建議,取被試在內(nèi)歸因8 道題總分與外歸因8 道題總分的差值,作為衡量貧富差距內(nèi)歸因傾向的分值。得分越高,表示被試的內(nèi)歸因傾向越高。

再分配偏向的測(cè)量采用本研究自編的再分配偏向量表。本研究結(jié)合我國(guó)的再分配活動(dòng)主要包括個(gè)人稅收、社會(huì)保障、均等化公共服務(wù)三個(gè)方面(李清彬,2012),編制了共12 個(gè)項(xiàng)目、3 個(gè)維度的再分配偏向量表。3 個(gè)維度的例題分別如下“政府應(yīng)該更多地向高收入群體征稅”、“政府應(yīng)該增加低收入群體的醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老金補(bǔ)貼等社會(huì)保險(xiǎn)”、“社會(huì)中的低收入群體應(yīng)享受與高收入群體同等的公共基礎(chǔ)設(shè)施”。對(duì)于每一條目,要求被試報(bào)告其同意或不同意的程度,采取7 點(diǎn)計(jì)分(1=“完全不同意”,7=“完全同意”)。研究對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果顯示：χ/d?

=

2.36、RMSEA=0.08、GFI

=0.92、CFI

=0.95、IFI

=0.95、NFI

=0.91;表明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。在本研究中3 個(gè)維度及總量表的α 系數(shù)分別為0.81、0.86、0.91、0.90。另外研究也收集了被試的性別、年齡、民族身份等人口學(xué)信息,進(jìn)行統(tǒng)計(jì)上的控制。

3.3 共同方法偏差檢驗(yàn)

3.4 研究結(jié)果

首先相關(guān)分析的結(jié)果顯示(見(jiàn)表2),主觀(guān)階層(

r

=-0.21,

p

＜ 0.001)、內(nèi)歸因傾向(

r

=-0.15,

p

＜ 0.001)與再分配偏向呈顯著負(fù)相關(guān),主觀(guān)階層與內(nèi)歸因傾向呈顯著正相關(guān)(

r

=0.22,

p

＜ 0.001)。而客觀(guān)階層與內(nèi)歸因傾向(

r

=-0.07,

p=

0.096

＞

0.05)、再分配偏向(

r

=0.01,

p=

0.866 ＞ 0.05)的相關(guān)不顯著。同時(shí)結(jié)果顯示,戶(hù)口類(lèi)型(

r

=0.10,

p

=0.018 ＜ 0.05)、政治面貌(

r

=0.11,

p=

0.008

＜

0.01)與內(nèi)歸因傾向呈顯著正相關(guān),年齡(

r

=0.23,

p

＜ 0.001)、宗教信仰(

r

=0.14,

p

＜ 0.001)、婚姻狀況(

r

=0.09,

p

=0.024 ＜ 0.05)與再分配偏向呈顯著正相關(guān),因此在進(jìn)一步的中介效應(yīng)分析中,研究將這些人口學(xué)變量予以統(tǒng)計(jì)上的控制。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

(1)內(nèi)歸因傾向在主觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用

研究以主觀(guān)階層為自變量,再分配偏向?yàn)橐蜃兞?控制年齡、宗教信仰等)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果表明主觀(guān)階層對(duì)再分配偏向具有顯著的預(yù)測(cè)作用(

β

=-0.19

,SE

=0.04

,p ＜

0.001),即主觀(guān)階層對(duì)再分配偏向的總效應(yīng)是顯著的;然后采用SPSS 23.0 的Process 插件檢驗(yàn)中介效應(yīng)(Hayes,2013),Bootstrap抽樣次數(shù)為5000,控制年齡、宗教信仰等人口學(xué)變量。如表3 所示,結(jié)果表明主觀(guān)階層顯著正向預(yù)測(cè)內(nèi)歸因傾向(

β

=0.24

,SE

=0.04

,p ＜

0.001);主觀(guān)階層和內(nèi)歸因傾向同時(shí)預(yù)測(cè)再分配偏向時(shí),主觀(guān)階層(

β

=-0.17

,SE

=0.04

,p ＜

0.001)和內(nèi)歸因傾向(

β

=-0.11

,SE

=0.04

,p=

0.005

＜

0.01)均有顯著預(yù)測(cè)效應(yīng)。校正的Bootstrap 檢驗(yàn)表明,內(nèi)歸因傾向在主觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用顯著,間接效應(yīng)值為-0.03,95%的置信區(qū)間為[-0.08,-0.01];中介效應(yīng)占總效應(yīng)(-0.19)的15.79%。

表3 內(nèi)歸因傾向在主觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用分析

(2)內(nèi)歸因傾向在客觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用

隨后研究以客觀(guān)階層為自變量,再分配偏向?yàn)橐蜃兞?控制年齡、宗教信仰等)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果表明客觀(guān)階層對(duì)再分配偏向總的預(yù)測(cè)效應(yīng)不顯著(

β

=0.08

,SE

=0.06

,p

=0.218

＞

0.05);同樣采用SPSS 23.0 的Process 插件檢驗(yàn)中介效應(yīng),Bootstrap抽樣次數(shù)為5000,控制年齡、宗教信仰等人口學(xué)變量。如表4 所示,結(jié)果表明客觀(guān)階層對(duì)內(nèi)歸因傾向的預(yù)測(cè)作用不顯著(

β

=0.03

,SE

=0.06

,p

=0.673

＞

0.05);客觀(guān)階層和內(nèi)歸因傾向同時(shí)預(yù)測(cè)再分配偏向時(shí),客觀(guān)階層對(duì)再分配偏向的預(yù)測(cè)效應(yīng)不顯著(

β

=0.08

,SE

=0.06

,p

=0.191 ＞ 0.05);內(nèi)歸因傾向的預(yù)測(cè)作用顯著(

β

=

-0.15

,SE

=0.04

,p ＜

0.001)。校正的Bootstrap 檢驗(yàn)表明,內(nèi)歸因傾向在客觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用不顯著,間接效應(yīng)值為0.00,95%的置信區(qū)間為[-0.01,0.01]。

表4 內(nèi)歸因傾向在客觀(guān)階層預(yù)測(cè)效應(yīng)中的中介作用分析

3.5 討論

本研究通過(guò)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的廣泛調(diào)查,發(fā)現(xiàn)了貧富差距歸因傾向在主觀(guān)階層與再分配偏向的關(guān)系中起到部分中介作用。即研究結(jié)果支持了假設(shè)2：與主觀(guān)階層較低的個(gè)體相比,主觀(guān)階層較高的個(gè)體更傾向于對(duì)貧富差距進(jìn)行內(nèi)歸因,進(jìn)而再分配偏向更低。而研究并未發(fā)現(xiàn)貧富差距歸因傾向在客觀(guān)階層與再分配偏向關(guān)系中的中介作用(在本研究中客觀(guān)階層對(duì)貧富差距歸因、再分配偏向的預(yù)測(cè)作用均不顯著)。這可能是由于客觀(guān)階層預(yù)測(cè)再分配偏向本身的效應(yīng)量較小,因此可能像研究1 中那樣的大樣本量可以保證數(shù)據(jù)結(jié)果達(dá)到顯著,而研究2 的樣本量未能檢測(cè)到這一效應(yīng)。前人很多研究也發(fā)現(xiàn),主觀(guān)階層對(duì)于一些因變量的預(yù)測(cè)要好于客觀(guān)階層(Cohen et al.,2008;Sakurai et al.,2010;Whyte &Han,2008),這與本研究的結(jié)果一致。不過(guò)總體而言,研究2 還是支持了研究假設(shè)?；谘芯? 的發(fā)現(xiàn),研究3 將結(jié)合實(shí)際意義的考慮,進(jìn)一步探討謙卑對(duì)高階層者貧富差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對(duì)其再分配偏向的影響。

4 研究3——干預(yù)作用：謙卑對(duì)高階層者再分配偏向的促進(jìn)作用

研究3 的目的是通過(guò)實(shí)驗(yàn)法考察啟動(dòng)高階層者謙卑的心態(tài)對(duì)其貧富差距歸因傾向及再分配偏向的影響,以此嘗試探索促進(jìn)高階層者再分配偏向的可能途徑。

4.1 研究方法

基于研究目的,本研究參照類(lèi)似研究(e.g.,Sands &de Kadt,2020;Whitson &Galinsky,2008)的邏輯或做法,采用單因素完全隨機(jī)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來(lái)單純考察謙卑啟動(dòng)對(duì)高階層者貧差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對(duì)其再分配偏向的促進(jìn)作用。也就是說(shuō),本研究并未納入低階層參與者作為被試,而僅僅以高階層者為實(shí)驗(yàn)對(duì)象;因?yàn)楸狙芯扛嗍菑膶?shí)際意義角度出發(fā),旨在探索促進(jìn)高階層者再分配偏向的可能途徑。所以,研究包括：謙卑啟動(dòng)組與控制對(duì)照組,即自變量謙卑啟動(dòng)分為2 個(gè)水平;中介變量為貧富差距歸因傾向;因變量為再分配偏向。而同時(shí)考慮到由啟動(dòng)視頻引發(fā)的情緒狀態(tài)也可能會(huì)影響被試的再分配偏向,因此研究將被試看完視頻后的積極、消極情緒狀態(tài)作為控制變量,予以統(tǒng)計(jì)上的控制。

PFS投加量為1000 mg/L，設(shè)定交流變頻磁場(chǎng)強(qiáng)度12 mT、磁化頻率130 Hz，探究磁化時(shí)間對(duì)出水余鐵及亞鐵含量和pH值的影響，結(jié)果如圖8所示。由圖8可知，當(dāng)磁化時(shí)間為5 min時(shí)，廢水處理效果最佳；繼續(xù)延長(zhǎng)磁化時(shí)間，出水的余鐵和亞鐵含量呈增加趨勢(shì)。因此，選擇磁化時(shí)間為5 min較適宜。

4.2 被試

在開(kāi)始正式干預(yù)實(shí)驗(yàn)之前,本研究基于主、客觀(guān)階層從580 名大學(xué)生中篩選出出身于高階層家庭的大學(xué)生。參考同類(lèi)研究的做法(胡小勇 等,2016),研究選取了主觀(guān)階層、客觀(guān)階層都高的被試(主觀(guān)階層的分?jǐn)?shù)在6 分及以上,父母較高一方的職業(yè)是管理者、經(jīng)理人、企業(yè)主、技術(shù)人員)進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。其中主觀(guān)階層是基于梯子量表考察大學(xué)生對(duì)家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的感知,客觀(guān)階層是基于研究2使用的職業(yè)量表考察其父母的職業(yè)。依據(jù)篩選情況以及自愿參與正式實(shí)驗(yàn)的情況,有104 名高階層大學(xué)生參與正式的實(shí)驗(yàn)。刪除1 名在實(shí)驗(yàn)認(rèn)真度檢測(cè)題中作答不認(rèn)真者,最終有效被試為103 名獨(dú)立樣本 檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,若不刪除這1 名被試,與控制組相比(=2.12,=1.04),謙卑啟動(dòng)組被試的內(nèi)歸因傾向(=1.62,=0.77)仍然更低,(102)=-2.78,=0.006 ＜ 0.01;與控制組相比(=4.56,=3.48),謙卑啟動(dòng)組被試的再分配偏向(=6.02,=3.44)仍然更高,(102)=2.16,=0.034 ＜ 0.05。。被試的平均年齡為19.88 歲(

SD

=2.21)。其中謙卑啟動(dòng)組被試51 名,控制組被試52 名。且兩組被試并不存在主觀(guān)階層的差異,

t

(101)

=-1.63,

p=

0.106 ＞0.05;也不存在客觀(guān)階層的差異,

t

(101)

=1.70,

p=

0.092

＞ 0.05。

4.3 研究程序與工具

本研究的程序包括3 個(gè)步驟,首先結(jié)合真實(shí)的社會(huì)分配環(huán)境,并借鑒以往的再分配的實(shí)驗(yàn)范式(Brown-Iannuzzi et al.,2015;Xie et al.,2017),本研究程序首先是構(gòu)建出了高階層被試“在初次分配中得到更多且在再分配中扮演轉(zhuǎn)出方”的微觀(guān)情境。而由于本研究的高階層被試均是大學(xué)生,因此情境的設(shè)置是以答題得報(bào)酬為背景。具體過(guò)程如下：在被試與另一位“被試”(實(shí)則是本研究的實(shí)驗(yàn)助手)進(jìn)入實(shí)驗(yàn)室后,告知其兩個(gè)人將分開(kāi)完成兩個(gè)環(huán)節(jié)的測(cè)試題,每個(gè)環(huán)節(jié)都是8 道題,對(duì)應(yīng)的也是8 元的報(bào)酬;他們?cè)诘谝粋€(gè)環(huán)節(jié)共同答對(duì)5 道題及以上才能進(jìn)入第二環(huán)節(jié),繼續(xù)贏(yíng)取第二環(huán)節(jié)的報(bào)酬,且每道題需在10 秒內(nèi)完成;兩個(gè)環(huán)節(jié)結(jié)束后所有報(bào)酬并非平均分配,而是根據(jù)他們各自答對(duì)的題數(shù)進(jìn)行比例分配。在解釋完任務(wù)之后,告知被試與另一位“被試”將在不同的實(shí)驗(yàn)房間與電腦上完成此任務(wù),而事實(shí)上另一位“被試”,也是本實(shí)驗(yàn)的助手已退出,并未參與實(shí)驗(yàn)任務(wù)。且無(wú)論這位真被試的答題情況如何,依據(jù)測(cè)驗(yàn)系統(tǒng)的功能設(shè)定這位真被試與另一位“被試”在第一環(huán)節(jié)各自答對(duì)的題數(shù)分別是4、2,對(duì)應(yīng)的報(bào)酬分別是5.33 元、2.67 元,在第二環(huán)節(jié)各自答對(duì)的題數(shù)分別是6、2,對(duì)應(yīng)的報(bào)酬分別是6 元、2 元。因此最終這位真被試與另一位“被試”各自的報(bào)酬分別是11.33 元、4.67 元,即本研究的高階層被試在初次分配中得到了更多的報(bào)酬。在被試完成任務(wù)一后,告知其需再完成另一個(gè)視頻任務(wù),且該任務(wù)雖與最終的報(bào)酬無(wú)關(guān),但也是本實(shí)驗(yàn)的重要部分,需要被試認(rèn)真完成。

研究的第二步是通過(guò)觀(guān)看視頻任務(wù),啟動(dòng)高階層被試的謙卑狀態(tài)。其中謙卑啟動(dòng)組的高階層被試觀(guān)看的約5 分鐘的視頻是2 個(gè)家喻戶(hù)曉的謙卑人物(錢(qián)學(xué)森、田家炳)的人生故事。視頻或通過(guò)秘書(shū)的回憶或?qū)€(gè)人的采訪(fǎng)簡(jiǎn)要展現(xiàn)了他們謙卑的一生。而控制組的高階層被試觀(guān)看的約5 分鐘的視頻是關(guān)于合理膳食的健康知識(shí)。待被試觀(guān)看完視頻之后,要求其回答與視頻內(nèi)容有關(guān)的問(wèn)答題、選擇題,以鞏固啟動(dòng)效果并考察被試觀(guān)看視頻的認(rèn)真程度。隨后研究通過(guò)Davis 等(2017)的12 個(gè)項(xiàng)目的謙卑經(jīng)歷量表(the experiences of humility scale,EHS)考察被試因觀(guān)看視頻所引發(fā)的謙卑狀態(tài)。量表采取5 點(diǎn)計(jì)分,1 表示“極不同意”,5 表示“非常同意”;例題如：“意識(shí)到一些事物比自我更崇高”。在本研究中該量表的α 系數(shù)是0.74。研究通過(guò)邱林等(2008)修訂的積極情感消極情感量表(positive affect and negative affect scale,PANAS)考察被試因觀(guān)看視頻所引發(fā)的積極消極情緒狀態(tài)。量表同樣采取5 點(diǎn)計(jì)分,1 表示“非常輕微或根本沒(méi)有”,5 表示“非常強(qiáng)烈”,例題如：“活躍的”、“羞愧的”。在本研究中積極情感、消極情感兩個(gè)維度的α 系數(shù)分別是0.91,0.62。

研究的第三步是考察高階層被試的貧富差距歸因傾向、再分配偏向。待被試完成以上視頻任務(wù)與相關(guān)測(cè)驗(yàn)之后,研究通過(guò)一個(gè)項(xiàng)目考察被試的貧富差距歸因傾向,即要求被試評(píng)定在這次實(shí)驗(yàn)中,對(duì)于自己目前得到的更多的報(bào)酬多大程度上是自己功勞。研究提供的選項(xiàng)包括：1.自己和同伴的功勞各占一半;2.自己的功勞占六成;3.自己的功勞占七成;4.自己的功勞占八成;5.自己的功勞占九成;6.完全是自己的功勞。從1 到6 表示內(nèi)歸因傾向逐漸增加。借鑒以往的實(shí)驗(yàn)范式(Brown-Iannuzzi et al.,2015;Xie et al.,2017)會(huì)在呈現(xiàn)分配結(jié)果后,基于一定的緣由要求被試進(jìn)行再分配;本研究也告知其考慮到另一位“被試”在第一環(huán)節(jié)也起到關(guān)鍵作用,因此現(xiàn)將對(duì)最初的分配方案(11.33 元、4.67 元,前者為被試的報(bào)酬)進(jìn)行一定的調(diào)整;要求被試(作為轉(zhuǎn)出方)根據(jù)內(nèi)心真實(shí)的想法在以下10 種重新調(diào)整的方案中作出選擇：(1) 11 元、5 元,(2) 10.67 元、5.33 元,(3) 10.33 元、5.67 元,(4) 10 元、6 元,(5)9.67 元、6.33 元,(6) 9.33 元、6.67 元,(7) 9 元、7元,(8) 8.67 元、7.33 元,(9) 8.33 元、7.67 元,(10) 8元、8 元。從1 到10 表示再分配偏向逐漸增加。當(dāng)被試完成所有的實(shí)驗(yàn)步驟之后,所有的被試均獲得10 元報(bào)酬。

4.4 研究結(jié)果

研究首先考察謙卑啟動(dòng)的有效性。即與對(duì)照組的內(nèi)容相比,謙卑啟動(dòng)組的視頻內(nèi)容是否能夠引發(fā)高階層者謙卑的狀態(tài)。獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)的結(jié)果表明,謙卑啟動(dòng)組的高階層被試(

M

=4.05,

SD

=0.56)在謙卑狀態(tài)上的得分顯著高于控制組的高階層被試(

M

=3.43,

SD

=0.70),

t

(101)

=4.98,

p

＜ 0.001,Cohen’

d

=0.98。這表明在本研究中謙卑狀態(tài)的啟動(dòng)是有效的。研究隨后繼續(xù)考察核心關(guān)注的研究結(jié)果,即謙卑啟動(dòng)對(duì)高階層者貧富差距歸因傾向的影響,繼而對(duì)其再分配偏向的影響。結(jié)果顯示,謙卑啟動(dòng)顯著影響了高階層者的貧富差距歸因傾向;與控制組相比(

M

=2.12,

SD

=1.04),謙卑啟動(dòng)組的高階層被試(

M

=1.59,

SD

=0.75)內(nèi)歸因傾向更低,

t

=-2.95,

p

=0.004 ＜ 0.01,Cohen’

d

=-0.58。謙卑啟動(dòng)也顯著影響了高階層者的再分配偏向;與控制組相比(

M

=4.56,

SD

=3.48),謙卑啟動(dòng)組的高階層被試(

M

=6.06,

SD

=3.46)再分配偏向更高,

t

(101)=2.20,

p

=0.03 ＜ 0.05,Cohen’

d

=0.43。

研究最后采用SPSS 23.0 的Process 插件檢驗(yàn)貧富差距歸因傾向在謙卑啟動(dòng)與再分配偏向中的中介作用。Bootstrap 抽樣次數(shù)為5000,控制性別、年齡、積極情緒狀態(tài)、消極情緒狀態(tài)。校正的Bootstrap檢驗(yàn)表明,貧富差距歸因傾向的中介效應(yīng)顯著,中介效應(yīng)值為0.11,95%的置信區(qū)間為[0.04,0.20];中介效應(yīng)(0.11)占總效應(yīng)(0.21)的52.38%。也即啟動(dòng)謙卑的心態(tài)對(duì)高階層者再分配偏向的提升,一定程度上是通過(guò)降低其貧富差距內(nèi)歸因傾向而起作用的。

4.5 討論

本研究通過(guò)對(duì)103 名高階層大學(xué)生實(shí)施干預(yù)實(shí)驗(yàn),發(fā)現(xiàn)通過(guò)視頻啟動(dòng)的范式確實(shí)能夠啟動(dòng)高階層被試謙卑的狀態(tài)。且與控制組相比,謙卑啟動(dòng)組的高階層被試貧富差距內(nèi)歸因傾向更低,再分配偏向更高。即研究結(jié)果支持了假設(shè)3：通過(guò)啟動(dòng)謙卑的心態(tài)能夠降低高階層者的貧富差距內(nèi)歸因傾向,進(jìn)而提升其再分配偏向。

5 總討論

在貧富差距相當(dāng)嚴(yán)峻的社會(huì)背景下,本研究考察了社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的直接影響效應(yīng)與心理機(jī)制,并發(fā)現(xiàn)了促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)策略。研究確立了在中國(guó)社會(huì)背景下這一影響效應(yīng)的存在;揭示了可能的心理機(jī)制;并為推動(dòng)再分配、實(shí)現(xiàn)發(fā)展成果共享等提供了一定的社會(huì)治理啟示。

5.1 在中國(guó)社會(huì)背景下確立直接影響效應(yīng)

伴隨著以往在歐美國(guó)家開(kāi)展的研究已確立了社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的影響效應(yīng),越來(lái)越多的研究開(kāi)始感興趣于：這一影響效應(yīng)是否廣泛存在于不同的社會(huì)文化之下？結(jié)合以往的研究以及本研究的發(fā)現(xiàn),這說(shuō)明社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的負(fù)向預(yù)測(cè)作用具有一定的跨文化一致性。盡管通?？缥幕芯?jī)A向于強(qiáng)調(diào)不同文化下個(gè)體心理與行為的差異,但隨著研究更深入地探討了文化與社會(huì)階層及其它社會(huì)分類(lèi)的交互影響,越來(lái)越多的研究者也開(kāi)始關(guān)注到跨文化的一致性。如研究發(fā)現(xiàn)無(wú)論是在西方文化,還是東亞文化下,高階層者都比低階層者更自信,更強(qiáng)調(diào)自我表達(dá)、對(duì)環(huán)境的控制(Miyamoto,2017)。而同樣就再分配偏向而言,無(wú)論是本研究基于中國(guó)社會(huì)文化背景的考察,還是以往對(duì)美國(guó)社會(huì)的調(diào)查,或是對(duì)多個(gè)國(guó)家的綜合考量,研究都發(fā)現(xiàn)高階層者的再分配偏向普遍低于低階層者(Andersen &Curtis,2015;Brown-Iannuzzi et al.,2015;Page et al.,2013)。即在不同的社會(huì)文化下,“達(dá)者”都沒(méi)有那么地“兼濟(jì)天下”。這種跨文化的一致性展現(xiàn)出了人性中共通的一面。

5.2 對(duì)可能的心理機(jī)制的探討

與低階層者相比,高階層者的再分配偏向?yàn)楹纹毡楦?？傳統(tǒng)的自利動(dòng)機(jī)視角具有一定的解釋力,然而這一視角仍具有局限性?；诖?研究者從公平認(rèn)知視角出發(fā),認(rèn)為是高、低階層者對(duì)于當(dāng)前分配現(xiàn)狀的公平認(rèn)知或信念因素促成了他們不同的再分配偏向(Brown-Iannuzzi et al.,2017;Bullock,2017)。那么究竟是怎樣的認(rèn)知因素在起作用？受到社會(huì)階層不平等維持模型的啟發(fā)(Piff et al.,2018),本研究發(fā)現(xiàn)了貧富差距歸因傾向的中介作用;即高、低階層者再分配偏向的差異,是源于貧富差距歸因傾向的不同。總體來(lái)說(shuō),本研究從公平認(rèn)知視角出發(fā)揭示了社會(huì)階層影響再分配偏向的心理機(jī)制。

類(lèi)似于對(duì)貧富差距的歸因,已有研究還發(fā)現(xiàn)了高、低階層持有其它不同的社會(huì)信念,包括公正世界信念、系統(tǒng)合理信念等?；诔扇嘶蚯嗌倌陿颖镜难芯烤l(fā)現(xiàn),高、低階層者的公正世界信念、系統(tǒng)合理信念均有所不同(Li et al.,2020;Yu et al.,2020;楊沈龍 等,2016)。當(dāng)然貧富差距歸因傾向是個(gè)體對(duì)造成社會(huì)貧富差距原因的歸屬過(guò)程;是與經(jīng)濟(jì)分配及其態(tài)度偏向最具體相關(guān)的社會(huì)信念(Durante et al.,2014;Krawczyk,2010;Rodriguez-Bailon et al.,2017);基于這一考慮,本研究將貧富差距歸因傾向作為心理機(jī)制,揭示了其在社會(huì)階層與再分配偏向中的中介作用。而在社會(huì)階層不平等維持模型的理論視角下,從社會(huì)階層到貧富差距歸因再到再分配偏向的影響路徑屬于維持不平等的意識(shí)形態(tài)過(guò)程,且會(huì)通過(guò)高、低階層者具體的政治參與得以表達(dá),而不斷加劇階層間的不平等(Piff et al.,2018;Rodriguez-Bailon et al.,2020)。因此,對(duì)于這一路徑的揭示,不僅有助于再分配偏向的研究領(lǐng)域進(jìn)一步厘清階層預(yù)測(cè)再分配偏向的作用機(jī)制,還可以加深探討由社會(huì)分層導(dǎo)致不平等延續(xù)的成因。

5.3 促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)

研究3 從前面研究揭示的貧富差距歸因傾向的中介作用出發(fā),發(fā)現(xiàn)了謙卑能夠降低高階層者的貧富差距內(nèi)歸因傾向,進(jìn)而提升其再分配偏向。對(duì)于再分配問(wèn)題,學(xué)界的研究關(guān)切開(kāi)始從單純關(guān)注人們對(duì)再分配偏向的態(tài)度差異,轉(zhuǎn)向更為重視再分配偏向的干預(yù)(Bullock,2017;Reeves &Vries,2016)。研究者提出應(yīng)提升高階層者的再分配偏向,且建議通過(guò)采取干預(yù)措施培育其更多從環(huán)境的角度來(lái)看待貧窮、財(cái)富、經(jīng)濟(jì)不平等(Bullock,2017)。本研究正是基于這一思路,發(fā)現(xiàn)啟動(dòng)謙卑的心態(tài)即是一項(xiàng)有效的干預(yù)措施。這一干預(yù)角度的提出對(duì)于該領(lǐng)域而言具有一定程度的獨(dú)創(chuàng)性,對(duì)于未來(lái)研究干預(yù)再分配偏向也可以帶來(lái)一定的啟示。

從宏觀(guān)社會(huì)需求的角度來(lái)看,本研究為推動(dòng)社會(huì)再分配、實(shí)現(xiàn)發(fā)展成果共享等提供了社會(huì)治理的啟示。來(lái)自政治學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的探究發(fā)現(xiàn)改革開(kāi)放40 年以來(lái)我國(guó)的貧富差距持續(xù)加大,這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)并不能自動(dòng)解決收入分配問(wèn)題。越是經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的情形,越需要再分配來(lái)促進(jìn)分配的公平與發(fā)展成果的共享(蔡昉,2020)。而高階層者的政治參與一般更高;因此促進(jìn)高階層者對(duì)再分配的積極態(tài)度對(duì)于相關(guān)政策的制定及落實(shí)具有舉足輕重的作用(Kraus &Callaghan,2014;Page et al.,2013)。研究3 發(fā)現(xiàn)了謙卑能夠降低高階層者對(duì)貧富差距的內(nèi)歸因傾向,進(jìn)而提升其再分配偏向。這啟示社會(huì)治理者可以通過(guò)弘揚(yáng)謙卑這一傳統(tǒng)美德,尤其是本研究范式中所涉及到的發(fā)揮榜樣力量的作用,來(lái)改變社會(huì)精英對(duì)再分配的態(tài)度,進(jìn)而更好地推動(dòng)社會(huì)再分配。

5.4 研究局限與展望

盡管本研究的假設(shè)已基本得到驗(yàn)證,但研究仍存在一定的局限。首先是研究未能探討除貧富差距歸因傾向以外的心理機(jī)制。研究2 揭示了貧富差距歸因傾向的中介效應(yīng)。但在貧富差距歸因傾向之外,可能其它的心理機(jī)制(包括傳統(tǒng)研究視角提到的自利動(dòng)機(jī),公平認(rèn)知視角中公正世界信念等其它社會(huì)信念)仍然發(fā)揮著一定的作用。未來(lái)研究可以做進(jìn)一步探討,并發(fā)現(xiàn)不同心理機(jī)制之間的關(guān)系與相互作用條件(Brown-Iannuzzi et al.,2017)。其次是研究最后的干預(yù)實(shí)驗(yàn)未納入低階層者。基于研究從實(shí)際意義出發(fā),更側(cè)重于對(duì)高階層者的再分配偏向進(jìn)行干預(yù),研究3 未納入低階層者作為研究對(duì)象,而是參考類(lèi)似研究(e.g.,Sands &de Kadt,2020;Whitson &Galinsky,2008)的邏輯或做法,通過(guò)單因素實(shí)驗(yàn)重點(diǎn)考察了謙卑啟動(dòng)對(duì)高階層者的影響。總體來(lái)說(shuō),作為初步探索性的干預(yù)研究,研究能夠揭示啟動(dòng)謙卑心態(tài)對(duì)高階層者再分配偏向的促進(jìn)作用。但因現(xiàn)有的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)未納入低階層者,那么啟動(dòng)謙卑心態(tài)是否能夠?qū)⒏唠A層者的再分配偏向提升至與低階層者同等高的水平,以及這種啟動(dòng)又會(huì)對(duì)低階層者的再分配偏向產(chǎn)生怎樣的影響,諸如這類(lèi)問(wèn)題是本研究無(wú)法回答的。因此,未來(lái)研究可以基于更進(jìn)一步的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),綜合地探討外在干預(yù)策略對(duì)民眾再分配偏向的影響。

6 結(jié)論

本研究得到了以下結(jié)論：(1)與低階層者相比,高階層者的再分配偏向更低;(2)在社會(huì)階層對(duì)再分配偏向的預(yù)測(cè)效應(yīng)中,貧富差距歸因傾向起到中介作用;(3)通過(guò)啟動(dòng)謙卑心態(tài),能夠降低高階層者貧富差距內(nèi)歸因傾向,進(jìn)而提升其再分配偏向。