許麗穎 王學(xué)輝 喻 豐 彭凱平

(1 武漢大學(xué)心理學(xué)系,武漢 430072) (2 清華大學(xué)社科學(xué)院心理學(xué)系,北京 100084)

1 引言

職場物化(objectification)并不鮮見,“工具人”“打工人”“社畜”等流行語的一度風(fēng)靡已然說明問題。物化源于康德之描述,指“將一個人,即一個有人性的存在,降低為物的地位(Kant,1797/1996,p.209)”。努斯鮑姆(Martha Nussbaum)深化了此概念,并以工具性、否定自主性、惰性、可替代性、可侵犯性、所有權(quán)及否認(rèn)主觀性概括其特征(Nussbaum,1995,1999)。其中,工具性是物化概念的核心(Orehek&Weaverling,2017),并被廣泛研究(如Calogero,2013;Gervais et al.,2014)。究其本質(zhì),物化即將人(他人或自身)視為達(dá)成目的的工具,否認(rèn)人性,進(jìn)而以對待物的方式對待人(許麗穎 等,2022)。物化研究多集中于性物化(如Calogero,2013;Saguy et al.,2010;Schmidt &Kistemaker,2015;Skowronski et al.,2021),但物化之對象顯然并不局限于女性。職場物化便是其一,即在工作場所將人視為物的過程和傾向,主要反映了工作關(guān)系中的工具性和對人性的否定(Baldissarri et al.,2017;Belmi &Schroeder,2021;許麗穎 等,2022),是一種負(fù)面的人際互動方式和工具理性。職場物化的影響因素一方面與人相關(guān),如權(quán)力(Gruenfeld et al.,2008)等,另一方面與工作相關(guān),如工作的重復(fù)性等具體特征(Baldissarri et al.,2017)、工作環(huán)境的匿名性(Taskin et al.,2019)等。職場物化的測量通常包括顯性測量(如問卷;Belmi&Schroeder,2021)和隱性測量(如IAT;Baldissarri et al.,2017)兩種。職場物化反映了現(xiàn)代工作中的異化現(xiàn)象(Marx,1844/1964)。自工業(yè)革命以來,生產(chǎn)力急劇發(fā)展,分工勞動成為可能。個體從人變?yōu)槁殘鲋肮と恕?每個人都變?yōu)樯鐣止ぶ奥萁z釘”,當(dāng)人類勞動從本能變?yōu)楣ぞ?人由其生產(chǎn)之價值來衡量本身時,異化產(chǎn)生,人遂成工具(Marx,1844/1964)。隨著人工智能技術(shù)崛起并滲入生活,機(jī)器人甚至一同進(jìn)入職場工作,它或以程序形式輔助思維決策、或以實(shí)體形態(tài)提供現(xiàn)實(shí)幫助(張語嫣 等,2022)。人機(jī)關(guān)系逐漸變化、人機(jī)界限愈漸模糊,這是否會導(dǎo)致人更將他人物化？

若如此,則當(dāng)引發(fā)憂慮。機(jī)器人勞動力的發(fā)展若搶占人類勞動崗位,則可能讓人產(chǎn)生“人可被當(dāng)作工具”的合理化信念,即物化(如 Pew Research Center,2017)。機(jī)器人主要可以分為兩種：工業(yè)機(jī)器人和服務(wù)機(jī)器人。工業(yè)機(jī)器人是指“自動控制的,可重新編程的,多用途的機(jī)械手,三個或更多的軸可編程,可以固定的地方或移動用于工業(yè)自動化應(yīng)用”(ISO 8373:2012),服務(wù)機(jī)器人則是指“為人類或除工業(yè)自動化應(yīng)用外的設(shè)備執(zhí)行有用任務(wù)的機(jī)器人”(ISO 8373:2012)。本研究中的職場機(jī)器人既包括工業(yè)機(jī)器人也包括服務(wù)機(jī)器人,即在職場環(huán)境中出現(xiàn)的、與人類一同工作的各種實(shí)體機(jī)器人。職場機(jī)器人之廣泛使用對人類就業(yè)和安全等方面產(chǎn)生威脅,也對人類身份和人類獨(dú)特性產(chǎn)生威脅(Yogeeswaran et al.,2016)。畢竟機(jī)器人作為一種人造物,即使其智能程度未來能比肩甚至超過人類,它也更可能被當(dāng)作另一實(shí)體,而成為人類的外群體。群際威脅理論(Stephan et al.,2016)表明,外群體會讓人產(chǎn)生現(xiàn)實(shí)威脅(realistic threat)與象征性威脅(symbolic threat)。前者為資源威脅,涉及到對內(nèi)群體的身體傷害以及對內(nèi)群體權(quán)力、資源和福祉的威脅;而后者是指對內(nèi)群體認(rèn)同、價值觀和獨(dú)特性的威脅(Stephan et al.,2016)?，F(xiàn)實(shí)威脅自不必說,機(jī)器人更易管理,成本也更低(Borenstein,2011)。它既不需要協(xié)調(diào)復(fù)雜人際關(guān)系,也不需要支付除購買維護(hù)外的工資,甚至其勞動時間還可以更長(McClure,2018)。機(jī)器人對于技術(shù)工作與體力勞動的替代大于創(chuàng)造性工作,而較為年長、教育程度較低且學(xué)習(xí)能力較弱的工人更容易被取代(Borenstein,2011)。當(dāng)然,除了對工作崗位的現(xiàn)實(shí)搶占,機(jī)器人也可能在互動中對人類安全造成擔(dān)憂而產(chǎn)生現(xiàn)實(shí)威脅(Murashov et al.,2016)。更重要的是,機(jī)器人由于其能力與外觀擬人,造成了認(rèn)同威脅(即群際威脅理論中的象征性威脅)。機(jī)器人的計(jì)算與承重等身體能力依然超越人類,造成人類需要認(rèn)知失調(diào)地對待人類的定義性特征問題(喻豐,2020;喻豐,許麗穎,2018);同時,機(jī)器人外觀也可擁有和人別無二致的觀感,人與擬人化機(jī)器人外貌的模糊,不得不經(jīng)由擬人化過程(許麗穎 等,2017;喻豐,許麗穎,2020)而造成對人類自身獨(dú)特性的認(rèn)同威脅。

機(jī)器人進(jìn)入職場,讓人感知到現(xiàn)實(shí)威脅和認(rèn)同威脅,人便可能喪失控制感,而保持和強(qiáng)化控制是人面對威脅時的主要反應(yīng)(Greenaway et al.,2014)。威脅傾向模型(threat orientation model)已然表明,控制感(perceived control)缺乏是經(jīng)歷威脅的必然結(jié)果(Thompson &Schlehofer,2008)。獲得對自身和外部世界的控制是人類基本心理需求,人有控制自身生活的動力(Landau et al.,2015)。一旦控制感受損,則人將力圖進(jìn)行補(bǔ)償。補(bǔ)償控制理論(compensatory control theory;Kay et al.,2008;Kay et al.,2009;Landau et al.,2015)認(rèn)為,人們對于減少控制感的事件和認(rèn)知會采取補(bǔ)償策略,意圖將控制感拉回基線。然如何補(bǔ)償？一種策略是尋求并偏好對世界的簡單、清晰和一致的解釋。物化便是忽視他人復(fù)雜的信念、欲求與心理活動,將他人簡單化為具體之物,從而讓人簡單、清晰而一致地解釋他人主觀狀態(tài)和外部客觀世界,進(jìn)而產(chǎn)生控制補(bǔ)償。研究發(fā)現(xiàn),如果男性感覺自己缺乏影響女性的能力,他們就會更傾向于將女性物化,后續(xù)在職場情境中的研究也發(fā)現(xiàn),在實(shí)驗(yàn)中那些對自身影響同事的能力產(chǎn)生懷疑的被試更傾向于將同事物化(Landau et al.,2012)。這種控制補(bǔ)償策略被稱為肯定非特定結(jié)構(gòu)(nonspecific structure)的控制補(bǔ)償策略。基于此可知,機(jī)器人勞動力對人產(chǎn)生現(xiàn)實(shí)威脅與認(rèn)同威脅,而這兩種感知機(jī)器人威脅會導(dǎo)致控制感減弱,為補(bǔ)償控制感,人們采用肯定非特定結(jié)構(gòu)方式作出職場物化。

當(dāng)然,肯定非特定結(jié)構(gòu)是相對于控制補(bǔ)償?shù)钠渌N策略而言的,即加強(qiáng)個人能動性(personal agency)、支持外部能動性(external agency)以及肯定特定結(jié)構(gòu)(specific structure) (Landau et al.,2015)?？隙ㄌ囟ńY(jié)構(gòu)是指人們傾向于相信做出特定的行為能夠可靠地產(chǎn)生預(yù)期結(jié)果,而此從行為到結(jié)果的清晰路徑是針對減少感知控制的具體情境的。舉例而言,如果人們在感知到機(jī)器人威脅時采用肯定特定結(jié)構(gòu)的策略來補(bǔ)償感知控制,那么人們可能會相信某種與機(jī)器人密切相關(guān)的“行為-結(jié)果”,如他們拔掉機(jī)器人的電源(行為)就一定能夠控制住機(jī)器人(結(jié)果)。特定結(jié)構(gòu)即指機(jī)器人本身,而物化人類則是肯定非特定結(jié)構(gòu),即不直指對人類造成威脅的機(jī)器人本身。加強(qiáng)個人能動性是指“認(rèn)為一個人擁有必要的資源來執(zhí)行產(chǎn)生特定結(jié)果或達(dá)到特定目的所需的一種或一組行為的信念”(Landau et al.,2015),如自我肯定自身能夠控制機(jī)器人的資源和能力,認(rèn)為自己比機(jī)器人的能力更強(qiáng),可以指揮機(jī)器人做自己安排的工作等。而支持外部能動性則表明個體可以依賴自我以外的系統(tǒng),如將個體能動性交付于神或者政府,相信外部系統(tǒng)會調(diào)動資源來實(shí)現(xiàn)個體目的,以此重獲掌控。換言之,人們也能在感知到機(jī)器人威脅時更加支持政府或者更加信仰神,以此相信政府或神能夠控制機(jī)器人并保護(hù)他們?？隙ǚ翘囟ńY(jié)構(gòu)與這三種策略均不相同,它不直接針對個人對自身資源的信念,也不直接針對個人對外部系統(tǒng)的信念,它針對的是社會和物理環(huán)境的某些方面,而這些方面不在感知控制減少的具體情境范圍內(nèi)(許麗穎 等,2022)。但因?yàn)楹笕N控制補(bǔ)償策略或曰信念依然能夠恢復(fù)因感知機(jī)器人威脅而受損的控制感,因此其應(yīng)能調(diào)節(jié)感知機(jī)器人威脅導(dǎo)致的職場物化結(jié)果。

雖然依社會認(rèn)同路徑而推導(dǎo)的感知機(jī)器人威脅會造成職場物化的結(jié)果合乎邏輯,且威脅會對人際關(guān)系造成負(fù)面影響是直覺所知(許麗穎 等,2022),即威脅會產(chǎn)生負(fù)面人際結(jié)果,如增加人們對物質(zhì)的不安全感,則會導(dǎo)致他們更多地感知到移民和外國工人的威脅,從而增加對反移民政策的支持(如Frey et al.,2018;Im et al.,2019),但于機(jī)器人而言依然存在爭議。例如也有研究發(fā)現(xiàn),機(jī)器人勞動力作為外群體能夠凸顯人類的共同身份,從而減少對人類外群體的偏見(Jackson et al.,2020)。有趣的是,在同一研究中,從37 個國家所收集的數(shù)據(jù)表明,過去42 年自動化速度最快的國家對外群體的外顯偏見也增加了,這一影響在一定程度上與不斷上升的失業(yè)率有關(guān)(Jackson et al.,2020)。這也側(cè)面表明,機(jī)器人可能會因其對人類產(chǎn)生的失業(yè)等威脅而對人際關(guān)系造成負(fù)面影響。因此,本文對于感知機(jī)器人威脅對職場物化影響的探討,一方面有助于在人工智能飛速發(fā)展的大背景下更好地深入理解職場物化這一熱點(diǎn)社會問題和物化研究核心議題(許麗穎 等,2022),另一方面也能夠在一定程度上回應(yīng)人工智能以何種方式影響人際關(guān)系這一尚存爭議的重要話題,并通過對職場中機(jī)器人負(fù)面影響的關(guān)注預(yù)警現(xiàn)實(shí)問題。

本文分為3 個遞進(jìn)研究,基本假設(shè)是感知機(jī)器人威脅會增加人們對同事的職場物化,其中控制補(bǔ)償(控制感)作為中介機(jī)制,而其他補(bǔ)償策略則會調(diào)節(jié)其效應(yīng)。研究1 用2 個子研究探討感知機(jī)器人威脅是否會增加職場物化,在現(xiàn)實(shí)中和在網(wǎng)絡(luò)上重復(fù)驗(yàn)證該現(xiàn)象的存在,證明這一現(xiàn)象的穩(wěn)健性,并排除人類共同身份(泛人類主義)的作用。研究2 包括3 個子研究,探究感知機(jī)器人威脅為何會增加職場物化,即驗(yàn)證控制補(bǔ)償?shù)闹薪闄C(jī)制,解釋這一現(xiàn)象的發(fā)生原因,并通過不同的操作方式驗(yàn)證。研究3包括3 個子研究,基于控制補(bǔ)償理論所提出的補(bǔ)償控制策略,將個體能動性、外部能動性、特定結(jié)構(gòu)信念作為調(diào)節(jié)變量,探討這一現(xiàn)象存在的邊界。

2 研究1：感知機(jī)器人威脅與職場物化的關(guān)系

研究1 包含兩個子研究以證明感知機(jī)器人威脅與職場物化的初步關(guān)系,其中研究1a 采用實(shí)際機(jī)器人公司中的高生態(tài)效度樣本以量表相關(guān)證明其初步關(guān)系,而研究1b 則采用操縱自變量的實(shí)驗(yàn)方法考察其因果關(guān)系,并排除泛人類主義影響。

2.1 研究1a：感知機(jī)器人威脅與職場物化的相關(guān)

2.1.1 被試

從3 家知名的機(jī)器人公司中實(shí)地采集數(shù)據(jù)。研究共招募1587 名被試,排除未填完以及未通過注意檢查者共361 人,最終有效被試為1226 人,其中男性830 名(67.7%),女性396 名(32.3%),平均年齡31.38±7.01 歲。所有被試自愿參加實(shí)驗(yàn)并知情同意。

2.1.2 材料

感知機(jī)器人威脅。采用Yogeeswaran 等人(2016)編制的感知機(jī)器人威脅量表。該量表有兩個維度：感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅和感知機(jī)器人認(rèn)同威脅,每個維度包含5 個條目。感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅的條目如下：(1)“我們?nèi)粘Ｉ钪袡C(jī)器人使用的增加正在導(dǎo)致人類失業(yè)”;(2)“機(jī)器人無法代替人們的工作”;(3)“從長遠(yuǎn)來看,機(jī)器人對人類的安全和福祉構(gòu)成直接威脅”;(4)“機(jī)器人技術(shù)的發(fā)展會威脅人類的就業(yè)和機(jī)會”;(5)“機(jī)器人在日常生活中的日益普及對人類安全構(gòu)成了威脅”。其中條目2 為反向計(jì)分。感知機(jī)器人認(rèn)同威脅的條目如下：(1)機(jī)器人在日常生活中的廣泛應(yīng)用使我感到困擾,因?yàn)樗：巳祟惡蜋C(jī)器之間的界限;(2)看起來有生命的機(jī)器人是令人不安的,因?yàn)樗鼈兣c人類幾乎無法區(qū)分;(3)技術(shù)的最新進(jìn)步對人類的本質(zhì)提出了挑戰(zhàn);(4)機(jī)器人領(lǐng)域的技術(shù)進(jìn)步正威脅著人類的獨(dú)特性;(5)機(jī)器人開始模糊人類與機(jī)器之間的界限。量表為Likert7點(diǎn)量表,1 為非常不同意,7 為非常同意。本研究中感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

職場物化。職場物化的測量基于 Belmi 和Schroeder (2021)的研究進(jìn)行修改(將條目中的主體修改為“同事”)。量表包含7 個條目,囊括了物化特征的7 個維度(Nussbaum,1999),修改后的具體條目如下：(1)我重不重視某個同事,主要是看他/她能為我做些什么;(2)我很少關(guān)注同事的希望和意愿;(3)我認(rèn)為同事對我來說是可替代的;(4)我會迫使同事去做我想讓他/她做的事;(5)我會把同事當(dāng)做一個工具來對待;(6)我會關(guān)心同事的感受,因?yàn)槲艺娴脑诤跛?她的人格;(7)哪怕同事不同意我的意見,我也會繼續(xù)我自己的計(jì)劃。其中條目6 為反向計(jì)分。量表為Likert7 點(diǎn)量表,1 為非常不同意,7 為非常同意。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.71。

為了進(jìn)一步增強(qiáng)研究結(jié)果的穩(wěn)健性,研究還加入了以下控制變量：(1)工作場所是否有機(jī)器人：是/否;(2)每天平均與機(jī)器人打交道的時長(以小時為單位);(3)對機(jī)器人的熟悉程度(Leo &Huh,2020)：你對機(jī)器人有多熟悉？(1=一點(diǎn)也不,5=非常)、與普通中國人相比,你認(rèn)為你對機(jī)器人有多了解？(1=一點(diǎn)也不,5=非常);(4)主觀社會階層(Adler et al.,2000)。以及性別、年齡、職位、學(xué)歷、公司幾項(xiàng)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

2.1.3 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

本研究通過采用匿名數(shù)據(jù)收集、部分項(xiàng)目反向計(jì)分等措施從程序上控制共同方法偏差(周浩,龍立榮,2004)。采用Harman 單因素檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn),未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1 的因子共3 個,最大因子方差解釋率為31.22% (小于40%),因此本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.1.4 結(jié)果

職場物化與感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅呈顯著正相關(guān)(r=0.15,p＜ 0.001),與感知機(jī)器人認(rèn)同威脅也呈顯著正相關(guān)(r=0.18,p＜ 0.001)。加入性別、年齡、工作場所是否有機(jī)器人、交互時長、機(jī)器人熟悉度和主觀社會階層作為協(xié)變量后,職場物化與感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅以及感知機(jī)器人認(rèn)同威脅仍然均呈顯著正相關(guān)(r現(xiàn)實(shí)=0.16,r認(rèn)同=0.20,ps ＜ 0.001)。

2.2 研究1b：感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響

2.2.1 被試

通過軟件G*Power 3.1 來確定所需樣本量,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素兩水平被試間設(shè)計(jì)需要共266 名被試才能達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。由于研究職場物化,研究設(shè)置了填寫條件為目前在職,并且考慮到注意檢查會排除掉一些被試,因此共在Credamo 平臺上共計(jì)招募了507 名被試。其中106 名被試沒有通過注意檢查,最終被試量為401 人。被試平均年齡為29.41歲(SD=5.24),女性201 名(占50.1%)。

2.2.2 過程

本研究為單因素兩水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到高感知機(jī)器人威脅組(男性94 人,女性96人)或低感知機(jī)器人威脅組(男性106 人,女性105人)。參考已有研究(Jackson et al.,2020)的操縱材料,制作了兩張不同的新聞網(wǎng)頁圖片。如圖1,在高感知機(jī)器人威脅組,被試閱讀了一篇名為“機(jī)器人：取代人類勞動力？”的科技新聞,新聞描述了機(jī)器人如何越來越多地?fù)屪呷祟惖墓ぷ鳌Ｔ诘透兄獧C(jī)器人威脅組,被試閱讀了一篇名為“機(jī)器人：只是一時流行？”的科技新聞,文章描述了機(jī)器人永遠(yuǎn)無法取代大多數(shù)人類工作。兩個新聞網(wǎng)頁的布局、新聞的長度和格式都是相同的。被試看完新聞材料后填寫了機(jī)器人威脅量表作為操縱檢查(測量同研究1a,在本研究中,感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.85,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89)。

圖1 感知機(jī)器人威脅的操縱材料

在實(shí)驗(yàn)之前,我們還提前選擇了3 種不同的辦公場景,并分別請不同的男性和女性在場景中拍攝,共拍攝了6 張員工工作照片(見圖2,已獲得授權(quán))。研究者告訴被試,這是一項(xiàng)“社會知覺研究”,他們將看到一篇科技新聞和一些照片,每張照片中有不同的人,請被試想象他們正在照片所示的環(huán)境中與照片中的人一同工作,即照片中的人是他們的同事。6 張照片呈現(xiàn)的順序是隨機(jī)的,被試看到每張照片后都填寫相應(yīng)的問卷(職場物化的測量同研究1a,將對6 張照片的得分平均后,本研究中量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.88),重復(fù)這個過程,直到對6 張照片后的問題都回答完畢。

圖2 職場物化對象圖片材料

接下來,被試填寫泛人類主義測量,采用McFarland 等(2012)編制的泛人類主義量表。被試被呈現(xiàn)6 組圖形,每組圖形都有兩個圓圈,但圓圈的重疊程度各不相同。其中一個圓圈代表“自我”,另一個圓圈則代表“人類”。被試被要求選擇最能代表他們?nèi)绾慰创麄冏陨砼c全人類之間關(guān)系的圖形。例如,選擇兩個完全獨(dú)立的圓圈表示被試認(rèn)為自身與作為一個整體的人類隔絕,而選擇兩個完全重疊的圓圈則表示被試與所有其他人類的極度親密。

之后填寫控制變量。與研究1a 不同,本研究使用圖片材料作為被試想象的工作場景和物化對象,因此不涉及工作具體屬性和工作場所環(huán)境的控制變量。參考已有關(guān)于職場物化的研究(Belmi &Schroeder,2021),主要的控制變量為權(quán)力和照片中人物的特點(diǎn),具體條目如下：(1)自身權(quán)力：“這張照片讓我感到強(qiáng)大”(1 為非常不同意,7 為非常同意);(2)社會階層：你認(rèn)為照片中的人處于(1 為低社會階層,7 為高社會階層);(3)吸引力：你認(rèn)為照片中的這個人的外表有吸引力嗎？(1 為一點(diǎn)也沒有吸引力,7 為非常有吸引力);(4)尊重：一般來說,你認(rèn)為人們會尊重照片中的這個人嗎？(1 為絕對不尊重,7 為絕對尊重);(5)物化對象權(quán)力：你認(rèn)為照片中的這個人有權(quán)力嗎？(1 為一點(diǎn)也沒有權(quán)力,7 為非常有權(quán)力);(6)喜歡：僅僅是看著照片中的這個人,你有多喜歡他/她？(1 為一點(diǎn)也不喜歡,7 為非常喜歡)。

接著進(jìn)行注意檢查,以上量表中穿插了兩道注意檢查題目,如“本題請選擇非常同意”。此外,還對操縱材料的內(nèi)容進(jìn)行了注意檢查,題目如下：(1)根據(jù)研究,現(xiàn)在機(jī)器人占據(jù)的工作崗位比例(1 為很大,2為很小);(2)根據(jù)這項(xiàng)研究作者的說法,機(jī)器人能力和智能的進(jìn)步所需的時間將比預(yù)期(1 為更長,2為更短)。

最后填寫年齡、性別、教育程度、年收入、職位級別和工作單位類型六項(xiàng)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

2.2.3 結(jié)果

單因素方差分析結(jié)果顯示,高感知機(jī)器人威脅組的現(xiàn)實(shí)威脅(M=4.69,SD=0.99)顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.10,SD=0.98),F(1,399)=260.72,p＜ 0.001,=0.40;高感知機(jī)器人威脅組的認(rèn)同威脅(M=4.43,SD=1.26)也顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.22,SD=1.19),F(1,399)=97.31,p＜ 0.001,=0.20,表明操縱有效。

單因素方差分析結(jié)果顯示,高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=3.54,SD=1.01)顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.32,SD=0.92),F(1,399)=4.94,p=0.027,=0.01。這一結(jié)果是穩(wěn)健的?？刂屏吮辉嚨男詣e、年齡以及年收入后,高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=3.53,SD=1.01)仍然顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.32,SD=0.92),F(1,395)=5.19,p=0.023,=0.01。繼續(xù)加入權(quán)力作為控制變量,結(jié)果表明高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=3.53,SD=1.01)仍然顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.32,SD=0.92),F(1,394)=6.02,p=0.015,=0.02。再加入對于照片中人物的評價作為控制變量,結(jié)果表明高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=3.53,SD=1.01)仍然顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.33,SD=0.92),F(1,389)=4.01,p=0.046,=0.01。

對泛人類主義進(jìn)行檢驗(yàn),單因素方差分析結(jié)果顯示,高感知機(jī)器人威脅組的泛人類主義(M=4.32,SD=1.14)與低感知機(jī)器人威脅組(M=4.28,SD=1.11)無顯著差異,F(1,399)=0.10,p=0.748,＜0.001。并且,將泛人類主義作為控制變量,結(jié)果表明高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=3.54,SD=1.01)仍然顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=3.33,SD=0.92),F(1,389)=4.88,p=0.028,=0.01。

3 研究2：控制感的中介作用

研究2 包含3 個子研究,研究2a 以問卷調(diào)查的方式探討控制感在感知機(jī)器人威脅兩個維度(現(xiàn)實(shí)威脅與認(rèn)同威脅)影響職場物化中的中介作用;研究2b 用實(shí)驗(yàn)操縱感知機(jī)器人威脅(不區(qū)分維度)的方式重復(fù)了這一中介作用;研究2c 則分別啟動機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅與機(jī)器人認(rèn)同威脅,來考察控制感究竟在哪種威脅條件下起中介作用。

3.1 研究2a：控制感在感知機(jī)器人威脅影響職場物化中的中介作用(問卷研究)

3.1.1 被試

本研究采用G*Power 3.1 軟件(Faul et al.,2007)確定所需樣本量,對于本實(shí)驗(yàn)適用的相關(guān)分析,參考研究1 的相關(guān)分析結(jié)果取較小效應(yīng)量p=0.16,顯著性水平α=0.05,要達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力至少需要402 名被試。考慮到可能有被試中途退出或未通過注意檢查,因此本研究在兩所高校共招募了480 名本科生參與此研究,完成后可獲得相應(yīng)課程學(xué)分。被試通過Qualtrics 平臺填答網(wǎng)絡(luò)問卷,并在研究正式開始前閱讀了指導(dǎo)語并知情同意。最終共75 名被試未完成研究或未通過注意檢查,得到有效數(shù)據(jù)405 份,其中女性213 名(52.6%),所有有效被試的平均年齡為18.75 歲(SD=1.61)。

3.1.2 過程

感知機(jī)器人威脅(在本研究中,感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.67,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81)與職場物化(由于本研究的被試為本科生,因此該測量前加入以下指導(dǎo)語：“請想象你畢業(yè)后進(jìn)入一家公司工作,你有許多同事,請選擇你對以下陳述的同意程度”,本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.71)的測量同研究1a。

控制感的測量采用Lachman 和Weaver (1998)編制的控制感問卷的中文修訂版(楊沈龍 等,2016)。該問卷包含兩個可相加的維度：掌控感和限制感(反向計(jì)分),分別為4 個條目和8 個條目,共12 個條目。掌控感的條目如下：(1)“任何我決心要做的事情,我?guī)缀醵寄茏龅健?(2)“我要是真想做一件事,一般都能夠找到成功的辦法”;(3)“我能否得到我想要的東西,在我的掌控之中”;(4)“我的未來如何,主要取決于我自己”。限制感的條目如下：(1)“我能做什么和不能做什么多半是由他人決定的”;(2)“對于我生活中很多重要的事情,我都無法改變”;(3)“在處理生活中的一些問題時,我常感到無助”;(4)“我生活中所發(fā)生的事情常常在我的掌控之外”;(5)“當(dāng)我想去做某件事情時,總會受到其他事情的干擾”;(6)“我?guī)缀醪荒芸刂瓢l(fā)生在我身上的事情”;(7)“我真的沒有辦法來解決我所有的問題”;(8)“有時我感到在生活中我被別人支使來、支使去”。量表為Likert 7 點(diǎn)量表,1 為完全不同意,7 為完全同意。得分越高表明控制感越高。在本研究中,全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.83。測量條目中穿插有注意檢查題目,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.1.3 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

本研究通過采用匿名數(shù)據(jù)收集、部分項(xiàng)目反向計(jì)分等措施從程序上控制共同方法偏差(周浩,龍立榮,2004)。采用Harman 單因素檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn),未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1 的因子共8 個,最大因子方差解釋率為16.75% (小于40%),因此本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.1.4 結(jié)果

相關(guān)分析結(jié)果表明,職場物化與感知機(jī)器人威脅及其兩個維度均呈顯著正相關(guān)(r現(xiàn)實(shí)=0.12,p=0.017;r認(rèn)同=0.18,p＜ 0.001),職場物化與控制感及其兩個維度均呈顯著負(fù)相關(guān)(r控制=-0.12,p=0.020;r掌控=-0.12,r限制=-0.23,p＜ 0.001)。感知機(jī)器人認(rèn)同威脅與控制感呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.11,p=0.025),而感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅與控制感負(fù)相關(guān)不顯著(r=-0.07,p=0.152)。

為了驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用 SPSS 的PROCESS 程序進(jìn)行偏差校正的 Bootstrap 檢驗(yàn)(Hayes,2013),選擇模型4,反復(fù)抽樣5000 次。在95%的置信區(qū)間下,將感知機(jī)器人認(rèn)同威脅作為自變量,將職場物化作為因變量,將控制感作為中介變量,做中介效應(yīng)分析。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,95%的Bootstrap 置信區(qū)間不包含0,因此控制感中介了感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響(間接效應(yīng)=0.02,SE=0.01,95% CI [0.002,0.038]),在控制了控制感后,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的直接影響仍然顯著(直接效應(yīng)=0.11,SE=0.03,95% CI [0.042,0.170]),說明控制感起部分中介作用。

3.2 研究2b：控制感在感知機(jī)器人威脅影響職場物化中的中介作用(實(shí)驗(yàn)研究)

3.2.1 被試

本研究通過軟件G*Power 3.1 來確定所需樣本量,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素兩水平被試間設(shè)計(jì)需要共266 名被試才能達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。由于研究職場物化,因此設(shè)置了填寫條件為目前在職,并且考慮到注意檢查會排除掉一些被試,在Credamo 平臺上共計(jì)招募了359 名被試。其中62 名被試沒有通過注意檢查,最終被試量為297 人。被試平均年齡為31.52歲(SD=5.68),女性184 名(占62.0%)。

3.2.2 過程

本研究為單因素兩水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到高感知機(jī)器人威脅組或低感知機(jī)器人威脅組,在最終有效被試中,高感知機(jī)器人威脅組148 人,低感知機(jī)器人威脅組149 人。被試所閱讀的操縱感知機(jī)器人威脅程度的實(shí)驗(yàn)材料同研究1b,被試看完材料后填寫了機(jī)器人威脅量表(感知機(jī)器人威脅的測量同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中,現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.92,認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.92)作為操縱檢查。然后進(jìn)行控制感測量(測量工具同研究2a,在本實(shí)驗(yàn)中,控制感全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91)和職場物化測量(職場物化的測量同研究1a,本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80)。測量條目中穿插有注意檢查題目,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.2.3 結(jié)果

單因素方差分析結(jié)果顯示,高感知機(jī)器人威脅組的感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅(M=4.83,SD=1.11)顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=2.83,SD=1.14),F(1,295)=210.81,p＜ 0.001,=0.42;高感知機(jī)器人威脅組的感知機(jī)器人認(rèn)同威脅(M=4.49,SD=1.37)也顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=2.91,SD=1.25),F(1,295)=108.42,p＜ 0.001,=0.27,表明操縱有效。

單因素方差分析結(jié)果顯示,高感知機(jī)器人威脅組的職場物化(M=2.85,SD=0.90)顯著高于低感知機(jī)器人威脅組(M=2.64,SD=0.65),F(1,295)=5.49,p=0.020,=0.02。相關(guān)分析結(jié)果表明,感知機(jī)器人威脅程度(低威脅組=0,高威脅組=1)與控制感呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.14,p=0.018),與職場物化呈顯著正相關(guān)(r=0.14,p=0.020),控制感與職場物化呈顯著負(fù)相關(guān)(r控制=-0.50,p＜ 0.001)。

為了驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用SPSS 的PROCESS程序進(jìn)行偏差校正的Bootstrap 檢驗(yàn)(Hayes,2013),選擇模型4,反復(fù)抽樣5000 次。在95%的置信區(qū)間下,將感知機(jī)器人威脅作為自變量(低感知機(jī)器人威脅組=0,高感知機(jī)器人威脅組=1),將職場物化作為因變量,將控制感作為中介變量,做中介效應(yīng)分析。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,95%的置信區(qū)間不包含0,因此控制感中介了感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響(間接效應(yīng)=0.11,SE=0.05,95% CI[0.020,0.228]),在控制了控制感后,感知機(jī)器人威脅對職場物化的直接影響不再顯著(直接效應(yīng)=0.11,SE=0.08,95% CI [-0.051,0.266]),說明控制感起完全中介作用。

3.3 研究2c：控制感在不同威脅影響職場物化中的中介作用(實(shí)驗(yàn)研究)

3.3.1 被試

本研究通過軟件G*Power 3.1 來確定所需樣本量,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素三水平被試間設(shè)計(jì)需要共321 名被試才能達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。由于研究職場物化,因此設(shè)置了填寫條件為目前在職,并且考慮到注意檢查會排除掉一些被試,在Credamo 平臺上共計(jì)招募了359 名被試。其中10 名被試沒有通過注意檢查,最終被試量為349 人。被試平均年齡為31.49歲(SD=7.14),女性196 名(占56.2%)。

3.3.2 過程

本研究為單因素三水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到現(xiàn)實(shí)威脅組、認(rèn)同威脅組和對照組,在最終有效被試中,現(xiàn)實(shí)威脅組115 人,認(rèn)同威脅組117 人,對照組117 人。

為了對感知機(jī)器人威脅程度進(jìn)行操縱,被試首先需要根據(jù)一段指導(dǎo)語進(jìn)行寫作,其中現(xiàn)實(shí)威脅組的指導(dǎo)語如下：

“隨著人工智能的飛速發(fā)展,如今所有行業(yè)超過50%的工作都已經(jīng)被機(jī)器人所占據(jù),未來機(jī)器人將必然作為新的工作者與人類進(jìn)行競爭,對人類產(chǎn)生了現(xiàn)實(shí)生活中的威脅。在不久的未來,機(jī)器人還會勝任更多高層次工作,進(jìn)入人類工作的各個領(lǐng)域,最終取代人們現(xiàn)在從事的許多工作,對人類造成更大的現(xiàn)實(shí)威脅。請想象并描述你目前的工作崗位現(xiàn)在或以后如何被機(jī)器人所威脅和取代,以及被威脅和取代之后你將會面臨的情況(不少于100 字)?！?/p>

認(rèn)同威脅組的指導(dǎo)語如下：

“隨著人工智能的飛速發(fā)展,機(jī)器人與人類的相似度越來越高,人與機(jī)器會變得難以區(qū)分。在外形方面,許多機(jī)器人與人類的外形相似度極高,看起來跟真人一模一樣,甚至難以區(qū)分;在能力方面,許多機(jī)器人能力與人類相當(dāng)甚至超過人類,對人類的獨(dú)特性產(chǎn)生了威脅。人工智能技術(shù)也會將人和機(jī)器進(jìn)行結(jié)合,在未來可能很難定義什么是人、什么是機(jī)器人。請想象并描述一個與人類高度相似甚至無法區(qū)分的機(jī)器人會對你作為人類一員的獨(dú)特性所產(chǎn)生的威脅,以及被威脅之后你將會面臨的情況(不少于100 字)?！?/p>

對照組的指導(dǎo)語如下：

“隨著人工智能的發(fā)展,機(jī)器將會協(xié)助人類進(jìn)行許多社會活動。請想象并描述一個未來機(jī)器人協(xié)助人類的場景(不少于100 字)?！?/p>

在完成寫作任務(wù)后,被試依次填寫感知機(jī)器人威脅量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中,現(xiàn)實(shí)威脅維度的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.82,認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.88)、控制感問卷(同研究2a,在本實(shí)驗(yàn)中,控制感全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90)和職場物化量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.77),量表中穿插有注意檢查題項(xiàng)如“本題請選擇非常不同意”,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.3.3 結(jié)果

以組別(對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)作為自變量,以感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)組別的主效應(yīng)顯著,F(2,346)=44.35,p＜ 0.001,=0.20。事后多重比較(Bonferroni)表明,對照組的感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅評分(M=3.70,SD=0.99,95% CI[3.52,3.88])顯著低于現(xiàn)實(shí)威脅組(M=4.55,SD=0.96,95% CI [4.38,4.73])和認(rèn)同威脅組(M=4.85,SD=0.95,95% CI [4.68,5.03]),ps ＜ 0.001,而現(xiàn)實(shí)威脅組和認(rèn)同威脅組的差異不顯著,p=0.057。以組別作為自變量,以感知機(jī)器人認(rèn)同威脅作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)組別的主效應(yīng)顯著,F(2,346)=52.35,p＜ 0.001,=0.23。事后多重比較(Bonferroni)表明,對照組的感知機(jī)器人認(rèn)同威脅評分(M=3.54,SD=1.26,95% CI [3.31,3.77])顯著低于現(xiàn)實(shí)威脅組(M=4.47,SD=1.10,95%CI [4.27,4.68])和認(rèn)同威脅組(M=5.07,SD=1.10,95% CI [4.87,5.27]),ps ＜ 0.001;并且,認(rèn)同威脅組的感知機(jī)器人認(rèn)同威脅評分顯著高于現(xiàn)實(shí)威脅組,p＜0.001。這表明,操縱效果基本符合預(yù)期,其中認(rèn)同威脅的操縱對于感知機(jī)器人威脅的增加效果較強(qiáng)。以感知機(jī)器人威脅(即組別;對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)作為自變量,以職場物化作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知機(jī)器人威脅的主效應(yīng)顯著,F(2,346)=3.68,p=0.026,=0.02。事后多重比較(Bonferroni)表明,認(rèn)同威脅組的職場物化評分(M=3.11,SD=0.82,95% CI [2.96,3.26])顯著高于對照組(M=2.85,SD=0.72,95% CI [2.72,2.98]),p=0.028,而現(xiàn)實(shí)威脅組與對照組以及認(rèn)同威脅組均無顯著差異,ps ＞ 0.05。為了驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用SPSS 的PROCESS程序進(jìn)行偏差校正的Bootstrap 檢驗(yàn)(Hayes,2013),選擇模型4,反復(fù)抽樣5000 次。在95%的置信區(qū)間下,以感知機(jī)器人威脅作為自變量(對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)并將其在程序中設(shè)置為分類變量,以職場物化作為因變量,以控制感作為中介變量,做中介效應(yīng)分析。結(jié)果表明,在以對照組為參照時,現(xiàn)實(shí)威脅組通過控制感對職場物化的中介效應(yīng)值為0.064,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[-0.025,0.166],包含0,表明中介效應(yīng)不顯著;認(rèn)同威脅組通過控制感對職場物化的中介值為0.116,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[0.027,0.215],不包含0,表明中介效應(yīng)顯著;且加入中介變量控制感后,認(rèn)同威脅對職場物化的直接效應(yīng)為0.132,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[-0.030,0.330],包含0,表明其直接效應(yīng)不再顯著,控制感起完全中介作用。以上結(jié)果表明,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅會增加職場物化,這是由于感知機(jī)器人認(rèn)同威脅會降低人們的控制感,進(jìn)而使人更傾向于物化職場中的他人。

4 研究3：補(bǔ)償控制策略作為感知機(jī)器人威脅與職場物化關(guān)系的調(diào)節(jié)

研究3 包括3 個平行子研究,分別考察個體能動性、外部能動性、特定結(jié)構(gòu)信念是否能夠作為調(diào)節(jié)變量影響感知機(jī)器人威脅對職場物化的作用。3個子研究均采用實(shí)驗(yàn)操縱方式進(jìn)行,其中研究3a將感知機(jī)器人威脅的操縱分為了現(xiàn)實(shí)威脅與認(rèn)同威脅,結(jié)合研究2 中現(xiàn)實(shí)威脅的不顯著結(jié)果和研究3a 中現(xiàn)實(shí)威脅的陰性結(jié)果,在研究3b 與研究3c 在考察調(diào)節(jié)時均只采用認(rèn)同威脅與對照組對比。

4.1 研究3a：個人能動性的調(diào)節(jié)作用

4.1.1 被試

采用軟件G*Power 3.1 來確定本研究所需的樣本量,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素三水平被試間設(shè)計(jì)需要共321 名被試才能達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。由于研究職場物化,因此設(shè)置了填寫條件為目前在職,并且考慮到可能有被試無法通過注意檢查,并在Credamo 平臺上共計(jì)招募了340 名被試。其中10 名被試沒有通過注意檢查,最終被試量為330 人。被試平均年齡為31.56 歲(SD=7.25),女性179 名(占54.2%)。

4.1.2 過程

本研究為單因素三水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到現(xiàn)實(shí)威脅組、認(rèn)同威脅組和對照組,在最終有效被試中,現(xiàn)實(shí)威脅組110 人,認(rèn)同威脅組110 人,對照組110 人。對現(xiàn)實(shí)威脅組、認(rèn)同威脅組和對照組的操縱過程同研究2c。在完成寫作任務(wù)后,被試依次填寫感知機(jī)器人威脅量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中,現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81,認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90)、控制感問卷(同研究2a,在本實(shí)驗(yàn)中,控制感全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91)、個人能動性量表和職場物化量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81)。

個人能動性的測量一部分改編自以往的補(bǔ)償控制文獻(xiàn)(Beck et al.,2020;Shepherd &Kay,2018),并根據(jù)本研究的目的和情境進(jìn)行了相應(yīng)修改。這部分測量共包括3 個條目：(1)我認(rèn)為我自己可以決定對機(jī)器人的控制;(2)我認(rèn)為我對控制機(jī)器人有責(zé)任;(3)我認(rèn)為控制機(jī)器人在我的掌控之中。另外,還根據(jù)補(bǔ)償控制理論中個人能動性的定義,即“認(rèn)為一個人擁有必要的資源來執(zhí)行產(chǎn)生特定結(jié)果或達(dá)到特定目的所需的一種或一組行為的信念”(Landau et al.,2015),補(bǔ)充編制了3 個條目：(1)我認(rèn)為我可以控制機(jī)器人;(2)我認(rèn)為我有能力可以控制機(jī)器人;(3)我認(rèn)為我有資源可以控制機(jī)器人。以上測量個人能動性的條目均為Likert7 點(diǎn)量表,1 為非常不同意,7 為非常同意。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。量表中穿插有注意檢查題項(xiàng)如“本題請選擇非常不同意”,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.1.3 結(jié)果

以組別(對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)作為自變量,以感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)組別的主效應(yīng)顯著,F(2,327)=22.44,p＜ 0.001,=0.12。事后多重比較(Bonferroni)表明,對照組的感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅評分(M=3.93,SD=1.04,95% CI[3.73,4.12])顯著低于現(xiàn)實(shí)威脅組(M=4.71,SD=1.04,95% CI [4.51,4.90])和認(rèn)同威脅組(M=4.74,SD=0.98,95% CI [4.55,4.92]),ps ＜ 0.001,而現(xiàn)實(shí)威脅組和認(rèn)同威脅組的差異不顯著,p=1。以組別作為自變量,以感知機(jī)器人認(rèn)同威脅作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)組別的主效應(yīng)顯著,F(2,327)=22.06,p＜ 0.001,=0.12。事后多重比較(Bonferroni)表明,對照組的感知機(jī)器人認(rèn)同威脅評分(M=3.83,SD=1.43,95% CI [3.56,4.10])顯著低于現(xiàn)實(shí)威脅組(M=4.55,SD=1.28,95% CI[4.31,4.79])和認(rèn)同威脅組(M=5.00,SD=1.24,95% CI [4.76,5.23]),ps ＜ 0.001;并且,認(rèn)同威脅組的感知機(jī)器人認(rèn)同威脅評分顯著高于現(xiàn)實(shí)威脅組,p=0.037。這表明操縱效果基本符合預(yù)期,其中認(rèn)同威脅的操縱對于感知機(jī)器人威脅的增加效果較強(qiáng)。

以感知機(jī)器人威脅(即組別;對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)作為自變量,以職場物化作為因變量進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知機(jī)器人威脅的主效應(yīng)顯著,F(2,327)=4.76,p=0.009,=0.03。事后多重比較(Bonferroni)表明,認(rèn)同威脅組的職場物化評分(M=3.23,SD=0.93,95% CI [3.06,3.41])顯著高于對照組(M=2.88,SD=0.71,95% CI [2.74,3.02]),p=0.007,而現(xiàn)實(shí)威脅組與對照組以及認(rèn)同威脅組均無顯著差異,ps ＞ 0.050。

為了驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用SPSS 的PROCESS程序進(jìn)行偏差校正的Bootstrap 檢驗(yàn)(Hayes,2013),選擇模型4,反復(fù)抽樣5000 次。在95%的置信區(qū)間下,以感知機(jī)器人威脅作為自變量(對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)并將其在程序中設(shè)置為分類變量,以職場物化作為因變量,以控制感作為中介變量,做中介效應(yīng)分析。在以對照組為參照時,現(xiàn)實(shí)威脅組通過控制感對職場物化的中介效應(yīng)值為0.107,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[-0.001,0.244],包含0,表明中介效應(yīng)不顯著;認(rèn)同威脅組通過控制感對職場物化的中介值為0.133,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[0.024,0.268],不包含0,表明中介效應(yīng)顯著;且加入中介變量控制感后,認(rèn)同威脅對職場物化的直接效應(yīng)為 0.217,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[0.021,0.412],不包含0,表明其直接效應(yīng)仍然顯著,控制感起部分中介作用。以上結(jié)果表明,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅會增加職場物化,這是由于感知機(jī)器人認(rèn)同威脅會降低人們的控制感,進(jìn)而使人更傾向于物化職場中的他人。

為了驗(yàn)證個人能動性是否在感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響中起調(diào)節(jié)作用,使用 SPSS 的PROCESS 程序進(jìn)行偏差校正的 Bootstrap 檢驗(yàn)(Hayes,2013),選擇模型1,反復(fù)抽樣5000 次。在95%的置信區(qū)間下,以感知機(jī)器人威脅作為自變量(對照組=1,現(xiàn)實(shí)威脅組=2,認(rèn)同威脅組=3)并將其在程序中設(shè)置為分類變量,以職場物化作為因變量,以個人能動性作為調(diào)節(jié)變量,做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。調(diào)節(jié)分析結(jié)果表明,在以對照組為參照時,現(xiàn)實(shí)威脅與個人能動性的交互作用不顯著(b=-0.14,SE=0.11,t=-1.30,p=0.193),認(rèn)同威脅與個人能動性的交互作用顯著(b=-0.32,SE=0.11,t=-2.79,p=0.005),現(xiàn)實(shí)威脅組與對照組的職場物化無顯著差異(b=0.84,SE=0.58,t=1.45,p=0.148),認(rèn)同威脅組的職場物化顯著高于對照組(b=1.81,SE=0.59,t=3.09,p=0.002),個人能動性的高低對職場物化無顯著影響(b=-0.07,SE=0.09,t=-0.75,p=0.452),模型的ΔR2=0.02,F(2,324)=4.02,p=0.019。在低個人能動性條件下,現(xiàn)實(shí)威脅對職場物化的影響不顯著(b=0.28,SE=0.17,t=1.58,p=0.116),而認(rèn)同威脅對職場物化有顯著影響(b=0.57,SE=0.17,t=3.30,p=0.001);在高個人能動性條件下,現(xiàn)實(shí)威脅對職場物化的影響不顯著(b=-0.03,SE=0.15,t=-0.19,p=0.848),認(rèn)同威脅對職場物化的影響也不顯著(b=-0.10,SE=0.16,t=-0.62,p=0.536)。以上結(jié)果表明,認(rèn)同威脅與個人能動性有顯著的交互作用,當(dāng)個人能動性低時,認(rèn)同威脅會顯著增加職場物化;而當(dāng)個人能動性高時,認(rèn)同威脅對職場物化影響不顯著。由于研究2 和研究3a 中現(xiàn)實(shí)威脅的效應(yīng)并不顯著,因此我們將后續(xù)研究的推進(jìn)聚焦于認(rèn)同威脅,即對認(rèn)同威脅組與對照組進(jìn)行比較。

4.2 研究3b：外部能動性的調(diào)節(jié)作用

4.2.1 被試

采用G*Power 3.1 軟件(Faul et al.,2007)確定所需樣本量,對于本實(shí)驗(yàn)適用的單因素方差分析,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素兩水平被試間設(shè)計(jì)需要共200 名被試才能達(dá)到80% (1-β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。考慮到可能有被試中途退出或未通過注意檢查,因此在某高校共招募了256 名本科生參與此研究,完成后可獲得相應(yīng)課程學(xué)分。被試通過Qualtrics 平臺填答網(wǎng)絡(luò)問卷,并在研究正式開始前閱讀了指導(dǎo)語并知情同意。最終共42 名被試未完成研究或未通過注意檢查,得到有效數(shù)據(jù)214 份,其中女性121 名(56.5%),所有有效被試的平均年齡為20.17 歲(SD=1.37)。

4.2.2 過程

本研究為單因素兩水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到認(rèn)同威脅組和對照組,在最終有效被試中,認(rèn)同威脅組107 人,對照組107 人。在完成寫作任務(wù)后,被試依次填寫感知機(jī)器人威脅量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中,現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.61,認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80)、控制感問卷(同研究2a,在本實(shí)驗(yàn)中,控制感全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.76)、外部能動性量表和職場物化量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.66)。

外部能動性的測量一部分改編自以往的補(bǔ)償控制文獻(xiàn)(Beck et al.,2020;Shepherd &Kay,2018),并根據(jù)本研究的目的和情境進(jìn)行了相應(yīng)修改。這部分測量共包括5 個條目：(1)我希望將對機(jī)器人的控制權(quán)交給政府;(2)我希望政府代表我控制機(jī)器人;(3)我對機(jī)器人的控制似乎由政府決定;(4)我對機(jī)器人的控制由政府負(fù)責(zé);(5)我對機(jī)器人的控制在政府的掌控之中。另外,還根據(jù)補(bǔ)償控制理論中外部能動性的說明,如采用這一策略的人會放棄對自己生活的自主控制,將個人能動性交給外部系統(tǒng)如神或政府,通過對外部系統(tǒng)的依賴來恢復(fù)控制感,相信外部系統(tǒng)會調(diào)動資源來實(shí)現(xiàn)符合他/她利益的結(jié)果(Landau et al.,2015),補(bǔ)充編制了3 個條目：(1)我認(rèn)為政府可以控制機(jī)器人;(2)我認(rèn)為政府有能力可以控制機(jī)器人;(3)我認(rèn)為政府有資源可以控制機(jī)器人。以上測量外部能動性的條目均為Likert 7 點(diǎn)量表,1 為非常不同意,7 為非常同意。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.82。量表中穿插有注意檢查題項(xiàng)如“本題請選擇非常不同意”,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.2.3 結(jié)果

單因素方差分析結(jié)果顯示,認(rèn)同威脅組的現(xiàn)實(shí)威脅評分(M=4.19,SD=0.78,95% CI [4.04,4.33])顯著高于對照組(M=3.88,SD=0.71,95% CI [3.74,4.01]),F(1,212)=9.22,p=0.003,=0.04;認(rèn)同威脅組的認(rèn)同威脅評分(M=4.20,SD=1.18,95%CI [3.97,4.42])也顯著高于對照組(M=3.69,SD=0.95,95% CI [3.51,3.87]),F(1,212)=11.91,p=0.001,=0.05。操縱效果良好。

單因素方差分析結(jié)果顯示,認(rèn)同威脅組的職場物化(M=3.18,SD=0.59,95% CI [3.07,3.30])顯著高于對照組(M=3.00,SD=0.63,95% CI [2.88,3.12]),F(1,212)=4.66,p=0.032,=0.02。

為了驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用 Hayes(2013)提供的SPSS 插件PROCESS (Model 4),以感知機(jī)器人認(rèn)同威脅為自變量(對照組=-1,認(rèn)同威脅組=1),控制感為中介變量,職場物化為因變量,設(shè)定Bootstrap 樣本量為5000,采用偏差校正的方法,選取95%置信區(qū)間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,控制感的中介效應(yīng)值為0.02,95%的Bootstrap置信區(qū)間為[0.003,0.051],不包含0,表明中介作用顯著;并且在控制中介變量后,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的直接效應(yīng)為 0.07,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[-0.012,0.151],包含0,表明其直接效應(yīng)不再顯著,控制感在感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響中起完全中介作用。

以職場物化為因變量考察感知機(jī)器人認(rèn)同威脅(對照組=-1,認(rèn)同威脅組=1)與外部能動性的交互作用,結(jié)果表明感知機(jī)器人認(rèn)同威脅和外部能動性對職場物化存在顯著的交互作用(b=-0.10,SE=0.05,t=-1.98,p=0.049),感知機(jī)器人威脅組的職場物化顯著高于對照組(b=0.09,SE=0.04,t=2.17,p=0.031),外部能動性的高低對職場物化無顯著影響(b=0.02,SE=0.05,t=0.44,p=0.661),模型的ΔR2=0.02,F(1,210)=3.92,p=0.049。交互作用如圖3 所示,簡單斜率分析結(jié)果表明,在低外部能動性條件下,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響顯著(b=0.18,SE=0.06,t=2.63,p=0.004);而在高外部能動性條件下,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響不顯著(b=0.01,SE=0.06,t=1.10,p=0.920)。

圖3 外部能動性的調(diào)節(jié)作用

4.3 研究3c：特定結(jié)構(gòu)信念的調(diào)節(jié)作用

4.3.1 被試

使用G*Power 3.1 軟件來確定本研究所需的樣本量,根據(jù)已有關(guān)于機(jī)器人勞動力相關(guān)研究(Jackson et al.,2020),取中等效應(yīng)量f=0.2,顯著性水平α=0.05,單因素兩水平被試間設(shè)計(jì)需要共200 名被試才能達(dá)到80%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。由于研究職場物化,因此設(shè)置了填寫條件為目前在職,并且考慮到可能有被試無法通過注意檢查,并在Credamo 平臺上共計(jì)招募了208 名被試。其中8 名被試沒有通過注意檢查,最終被試量為200 人。被試平均年齡為31.62 歲(SD=7.44),女性125 名(占62.5%)。

4.3.2 過程

本研究為單因素兩水平被試間設(shè)計(jì),被試被隨機(jī)分配到認(rèn)同威脅組和對照組,在最終有效被試中,認(rèn)同威脅組100 人,對照組100 人。認(rèn)同威脅組和對照組的操縱過程同研究2c。在完成寫作任務(wù)后,被試依次填寫感知機(jī)器人威脅量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中,現(xiàn)實(shí)威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81,認(rèn)同威脅維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89)、控制感問卷(同研究2a,在本實(shí)驗(yàn)中,控制感全部條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84)、特定結(jié)構(gòu)信念量表和職場物化量表(同研究1a,在本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.64)。

根據(jù)補(bǔ)償控制理論中對肯定特定結(jié)構(gòu)的說明,如相信做出特定的行為能夠可靠地產(chǎn)生預(yù)期結(jié)果,并且這種清晰、可靠的“行為—結(jié)果”可能性是針對減少控制感的具體情境的,結(jié)合本研究目的及具體情境,編制特定結(jié)構(gòu)信念測量條目如下：(1)我認(rèn)為拔掉電源可以控制機(jī)器人;(2)我認(rèn)為編寫代碼可以控制機(jī)器人;(3)我認(rèn)為破壞機(jī)器人的系統(tǒng)可以控制機(jī)器人;(4)我認(rèn)為有特定的行為可以控制機(jī)器人。以上測量條目均為Likert 7 點(diǎn)量表,1 為非常不同意,7 為非常同意。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.62。量表中穿插有注意檢查題項(xiàng)如“本題請選擇非常不同意”,最后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.3.3 結(jié)果

單因素方差分析結(jié)果顯示,認(rèn)同威脅組的現(xiàn)實(shí)威脅評分(M=4.89,SD=0.86,95% CI [4.72,5.06])也顯著高于對照組(M=3.87,SD=0.93,95% CI[3.69,4.06]),F(1,198)=63.85,p＜ 0.001,=0.24;認(rèn)同威脅組的認(rèn)同威脅評分(M=5.07,SD=1.06,95% CI [4.86,5.28])顯著高于對照組(M=3.80,SD=1.21,95% CI [3.56,4.04]),F(1,198)=61.84,p＜ 0.001,=0.24。操縱效果良好。

單因素方差分析結(jié)果顯示,認(rèn)同威脅組的職場物化(M=3.32,SD=0.65,95% CI [3.19,3.44])顯著高于對照組(M=3.10,SD=0.66,95% CI [2.97,3.23]),F(1,198)=5.59,p=0.019,=0.03。

為了重復(fù)驗(yàn)證控制感是否在感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響中起中介作用,使用Hayes(2013)提供的SPSS 插件PROCESS (Model 4),以感知機(jī)器人認(rèn)同威脅為自變量(對照組=-1,認(rèn)同威脅組=1),控制感為中介變量,職場物化為因變量,設(shè)定Bootstrap 樣本量為5000,采用偏差校正的方法,選取95%置信區(qū)間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,控制感的中介效應(yīng)值為0.03,95%的Bootstrap置信區(qū)間為[0.003,0.067],不包含0,表明中介作用顯著;并且在控制中介變量后,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的直接效應(yīng)為0.08,95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[-0.005,0.169],包含0,表明其直接效應(yīng)不再顯著,控制感在感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響中起完全中介作用。

以職場物化為因變量考察感知機(jī)器人認(rèn)同威脅(對照組=-1,認(rèn)同威脅組=1)與特定結(jié)構(gòu)信念的交互作用,結(jié)果表明感知機(jī)器人認(rèn)同威脅和特定結(jié)構(gòu)信念對職場物化存在顯著的交互作用(b=-0.14,SE=0.05,t=-2.76,p=0.006),感知機(jī)器人威脅組的職場物化顯著高于對照組(b=0.11,SE=0.05,t=2.38,p=0.018),特定結(jié)構(gòu)信念的高低對職場物化無顯著影響(b=0.01,SE=0.05,t=0.25,p=0.806),模型的ΔR2=0.04,F(1,196)=7.63,p=0.006。交互作用如圖4 所示,簡單斜率分析結(jié)果表明,在低特定結(jié)構(gòu)信念條件下,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響顯著(b=0.24,SE=0.07,t=3.64,p＜ 0.001);而在高特定結(jié)構(gòu)信念條件下,感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的影響不顯著(b=-0.02,SE=0.07,t=-0.27,p=0.784)。

圖4 特定結(jié)構(gòu)信念的調(diào)節(jié)作用

5 討論

通過3 項(xiàng)研究(共8 項(xiàng)子研究),結(jié)果發(fā)現(xiàn),感知機(jī)器人威脅會增加職場物化,控制感在其中起中介作用,并且補(bǔ)償控制的另外三種策略,即加強(qiáng)個人能動性、支持外部能動性以及肯定特定結(jié)構(gòu),能夠調(diào)節(jié)感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響。具體而言,首先通過對機(jī)器人公司員工的大規(guī)模問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)了感知機(jī)器人威脅與職場物化的正相關(guān)關(guān)系(研究1a),然后又通過多種研究方法反復(fù)驗(yàn)證感知機(jī)器人威脅會增加職場物化(研究1b～3c)。通過對被試控制感的測量,進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了控制感是感知機(jī)器人威脅影響職場物化的中介機(jī)制,即感知到機(jī)器人威脅降低了被試的控制感,進(jìn)而通過職場物化來進(jìn)行補(bǔ)償(研究2a～2c),并且發(fā)現(xiàn)主要是感知機(jī)器人認(rèn)同威脅造成了職場物化的差異(研究2c)。通過對其他三種補(bǔ)償控制策略的測量,研究還發(fā)現(xiàn)了個人能動性(研究3a)、外部能動性(研究3b)以及特定結(jié)構(gòu)信念(研究3c)對感知機(jī)器人威脅影響職場物化的調(diào)節(jié)作用。

更為有趣的是,如果將感知機(jī)器人威脅細(xì)化,本研究實(shí)際上發(fā)現(xiàn)了感知機(jī)器人認(rèn)同威脅對職場物化的效應(yīng)要勝于感知機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅,同時控制感中介的是認(rèn)同威脅到職場物化間的路徑。感知機(jī)器人認(rèn)同威脅更多導(dǎo)致了職場物化增加的結(jié)果在一定程度上回應(yīng)了前人對機(jī)器人威脅的相關(guān)研究結(jié)果的差異,如Huang 等人(2021)的研究發(fā)現(xiàn)相對于機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅,認(rèn)同威脅更能預(yù)測人們對機(jī)器人的負(fù)面態(tài)度。這一結(jié)論也不是絕對的,如Z?otowski 等人(2017)則發(fā)現(xiàn)機(jī)器人現(xiàn)實(shí)威脅和認(rèn)同威脅都是導(dǎo)致對機(jī)器人的負(fù)面態(tài)度和對機(jī)器人研究的反對增加的中介因素,不過現(xiàn)實(shí)威脅的中介效應(yīng)還更強(qiáng)。本研究實(shí)際上均發(fā)現(xiàn)了現(xiàn)實(shí)威脅和認(rèn)同威脅對職場物化的效應(yīng),但認(rèn)同威脅效應(yīng)更強(qiáng),且控制感只能中介認(rèn)同威脅,控制補(bǔ)償?shù)钠渌N策略也只能調(diào)節(jié)認(rèn)同威脅對職場物化的影響。這都表明,機(jī)器人認(rèn)同威脅是增加職場物化的主要因素,也是導(dǎo)致控制補(bǔ)償?shù)闹饕獧C(jī)制。這可能與本研究所探討的因變量職場物化有關(guān),由于“職場”這一概念本身就與對工作的現(xiàn)實(shí)威脅密切相關(guān),因此認(rèn)同威脅在一定程度上可能已然包含了現(xiàn)實(shí)威脅,且較其程度更甚。

而機(jī)器人認(rèn)同威脅在職場物化情境下,除了越來越多地取代人類的工作,是因?yàn)槟：巳伺c機(jī)器之間的界限,從而造成對人類獨(dú)特性的威脅(Yogeeswaran et al.,2016)。在同樣的情境下,實(shí)際上人類獨(dú)特性可以被威脅,也可以被凸顯,這似乎是一件事情的兩面,從何種角度看待則會造成不同的結(jié)果。如也有研究發(fā)現(xiàn)機(jī)器人或許能夠提升人們的泛人類主義,更多地將人類同胞視為自己的內(nèi)群體從而減少偏見,產(chǎn)生正面人際效應(yīng)(Jackson et al.,2020)。本研究從感知機(jī)器人威脅的角度切入,發(fā)現(xiàn)其會增加職場物化,從而驗(yàn)證了機(jī)器人對人際關(guān)系可能的負(fù)面影響,這明顯與Jackson 等人(2020)所發(fā)現(xiàn)的機(jī)器人對人際關(guān)系的正面影響是相反的。本研究也對泛人類主義進(jìn)行了測量,但并未發(fā)現(xiàn)與前人研究類似的積極效應(yīng)(Jackson et al.,2020)。這一差異可能是由于職場的競爭特征,導(dǎo)致從“威脅”角度來看待同一問題的可能性要大于“凸顯”角度。當(dāng)然,本研究雖然實(shí)驗(yàn)操縱材料基本一致(本文所使用的實(shí)驗(yàn)操縱材料為中文翻譯版),但在Jackson 等人(2020)所探討的自變量僅為機(jī)器人的“凸顯”,并未涉及機(jī)器人“威脅”,但本文被試在閱讀實(shí)驗(yàn)操縱材料后填寫了感知機(jī)器人威脅量表作為操縱檢查,這可能也在一定程度上對機(jī)器人威脅進(jìn)行了提醒和強(qiáng)調(diào)。本研究的結(jié)果實(shí)際上與之前的機(jī)器人影響人類之間關(guān)系的研究結(jié)果相似,如研究發(fā)現(xiàn),由于機(jī)器人對人類社會有限資源的擠占,機(jī)器人的增加在一定程度上會使人與人的關(guān)系更加緊張而非更加積極(如Frey et al.,2018;Im et al.,2019)。此外,從相對意義而言,物化他人的同時也會造成自身與他人的區(qū)隔,即在物化他人的同時一定程度上激發(fā)了自身的優(yōu)越感,產(chǎn)生“對比”效應(yīng)。本文關(guān)注的重點(diǎn)在于對他人的物化,未來研究可以更加深入探討人們在受到機(jī)器人威脅時產(chǎn)生的自身相對優(yōu)勢問題。

機(jī)器人認(rèn)同威脅導(dǎo)致的這些結(jié)果也有一定的實(shí)踐意義。機(jī)器人滲入職場對人們的工作、資源等造成的現(xiàn)實(shí)威脅或許很難避免,但機(jī)器人對于人之為人的獨(dú)特性造成的認(rèn)同威脅卻能夠在一定程度上減少。例如如今很多機(jī)器人都被設(shè)計(jì)為具有擬人化的特征,很多研究也發(fā)現(xiàn)機(jī)器人擬人化有積極影響,如擬人化的機(jī)器人更受人們信賴(Rehm &Krogsager,2013)、能夠得到更多表揚(yáng)和更少懲罰(Bartneck et al.,2007)等。然而,機(jī)器人更高程度的擬人化同時也會使人類知覺到更嚴(yán)重的威脅,尤其是其能力高于人類時(Yogeeswaran et al.,2016)。本研究的發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步探討了人類感知到機(jī)器人威脅,尤其是感知到機(jī)器人的認(rèn)同威脅可能會導(dǎo)致的人際關(guān)系負(fù)面后果,即職場物化。那么既然機(jī)器人過于像人會對人類造成認(rèn)同威脅,且這種威脅會產(chǎn)生消極影響,那么在對機(jī)器人的設(shè)計(jì)中就必須把握好擬人化的尺度,以預(yù)防其消極后果的產(chǎn)生。

盡管本文通過一系列研究對感知機(jī)器人威脅影響職場物化的現(xiàn)象、心理機(jī)制和邊界條件進(jìn)行了探討,但研究仍存在一定程度的局限性,有待在后續(xù)研究中進(jìn)行改善和提升。首先職場物化的方向有待拓展,本文主要探討的是平行職場物化,即同事之間的職場物化,但其實(shí)職場物化的方向還可能是下行(如領(lǐng)導(dǎo)對員工;Gruenfeld et al.,2008;Landau et al.,2012)和上行(如員工對領(lǐng)導(dǎo);Inesi et al.,2014),不同的物化方向可能會帶來控制感的差異,從而影響職場物化的結(jié)果。其次,研究的生態(tài)效度仍有提升空間,盡管本文的8 個子研究盡量增加了被試群體來源的多樣性,如不僅涵蓋大學(xué)生被試,還有從網(wǎng)絡(luò)平臺上招募的來自全國各地的被試,并且也有真正在機(jī)器人工廠工作的一線工作者,但是之后的研究可以更多地涵蓋不同行業(yè)的可能接觸到機(jī)器人的工作者,對本文的研究結(jié)果進(jìn)行重復(fù)驗(yàn)證。此外本文主要采用了問卷研究和網(wǎng)絡(luò)實(shí)驗(yàn),并且對職場物化的測量也采用了自我報(bào)告的方式,沒有對被試的真實(shí)行為進(jìn)行觀察記錄,未來可以通過現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)等方法,讓被試與真實(shí)的機(jī)器人現(xiàn)場互動從而產(chǎn)生感知威脅,在更加真實(shí)的社會情境中觀察被試的真實(shí)行為。在實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的細(xì)節(jié)方面,文中2.3 等研究中所使用的寫作任務(wù)對照組的指導(dǎo)語在情緒屬性上較為積極,這可能會對研究結(jié)果產(chǎn)生一定影響,在未來研究中應(yīng)盡量避免,代之以更加中性的指導(dǎo)語。

6 結(jié)論

本研究結(jié)論如下：第一,感知機(jī)器人威脅會增加職場物化,并且感知機(jī)器人認(rèn)同威脅的影響更強(qiáng);第二,控制感在感知機(jī)器人威脅(主要是認(rèn)同威脅)影響職場物化中起中介作用;第三,補(bǔ)償控制的另外三種策略,即加強(qiáng)個人能動性、支持外部能動性以及肯定特定結(jié)構(gòu),能夠調(diào)節(jié)感知機(jī)器人威脅對職場物化的影響。