社會公平感、機構(gòu)信任度與公共合作意向*

(中山大學(xué)中國公共管理研究中心、政治與公共事務(wù)管理學(xué)院,廣州 510275)

1 問題提出

社會公平(social justice)從古至今都是人類追求的崇高社會理想(Sabbagh &Schmitt,2016;郭永玉,楊沈龍,胡小勇,2017)。從《論語》提出的“有國有家者,不患寡而患不均”到《圣經(jīng)》(箴 14:30)告誡的“公義使邦國高舉”,無不體現(xiàn)出“公平正義比太陽還要有光輝”1孔陸泉,張正云：我國四種領(lǐng)域的利益分配不公和收入差距.中國社會科學(xué)網(wǎng),2015年9月15日。詳見http://econ.cssn.cn/jjx/jjx_gzf/201509/t20150915_2343506.shtml的普遍共識。在組織管理研究領(lǐng)域,對組織公平(organizational justice)已有了一套完整且被廣為使用的定義,即指人們對組織公平性的整體感知(Colquitt,Greenberg,&Zapata-Phelan,2005;Greenberg,2011;Guo &Giacobbe-Miller,2015;李超平,王楨,毛凱賢,2016;苗青,陳思靜,宮準,洪雁,2015),本文在此基礎(chǔ)上使用“社會公平”的概念,用“社會公平感”來代指個體對社會公平性的整體感知。

我國改革已進入深水區(qū)。經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”的同時,社會發(fā)展亦動力受阻:數(shù)據(jù)表明,在按勞分配領(lǐng)域、按要素分配領(lǐng)域、社會總產(chǎn)品分配領(lǐng)域和商品交換領(lǐng)域內(nèi)廣泛存在著利益分配不公1;潛規(guī)則現(xiàn)象盛行則暴露出明顯的程序不公(林煒雙,高騰,孫李銀,景懷斌,2010;易成非,姜福洋,2014)。這一切使得社會風(fēng)險有所加劇(宋林飛,2016),社會穩(wěn)定正在遭受威脅(張書維,王二平,2011;張書維,2015)。轉(zhuǎn)型社會中,社會公平感直接決定著民眾對當(dāng)權(quán)者合法性的認可(Johnson,Hegtvedt,Khanna,&Scheuerman,2016;Wegener,2000),這構(gòu)成了政治信任的主要來源(Levi &Stoker,2000;Tyler,2011a)。調(diào)查發(fā)現(xiàn),進入新世紀以來的 10余年間,中國民眾的總體政治信任已經(jīng)出現(xiàn)下滑態(tài)勢(Wang&You,2016;孟天廣,2014),且實際信任水平比調(diào)查結(jié)果更低(Li,2016)。這會導(dǎo)致民眾各種不合作,如不響應(yīng)各地紅十字會捐款的倡議,乃至對抗政府的行為,如群體性事件(Wang,Zhang,Zhou,&Feng,2014;張書維,2013a)。政民之間的不良互動模式已成為當(dāng)下社會治理亟待破解的難題。作為執(zhí)政者,迫切需要將《淮南子·修務(wù)訓(xùn)》里所描繪的“公正無私,一言而萬民齊”由理想變?yōu)楝F(xiàn)實。本文聚焦點就在“萬民齊”即“公共合作”(public cooperation),指個體決定通過自身行動幫助群體、組織乃至社會變得有效和成功(Tyler,2011a;張書維,許志國,徐巖,2014)。通常意味著克制短期私利遵守規(guī)則,從而有益于集體利益和長期的個人利益,如工作場所的角色外行為、社會生活中的自覺納稅乃至帶有政治色彩的入伍參戰(zhàn)(Tyler,2008,2011b)。因此,本研究擬解決的核心科學(xué)問題是:社會公平感如何影響公共合作？其背后存在著怎樣的心理機制？

1.1 社會公平感——公共合作的前提

社會公平被視為一種現(xiàn)實的或理想的狀態(tài),它需滿足三個客觀條件:第一,利益和負擔(dān)的分配遵循一系列原則;第二,政治或其他決策的制定過程和規(guī)則體現(xiàn)出對個體和群體基本權(quán)利的保護;第三,民眾受到權(quán)威及相關(guān)人士有尊嚴的對待和尊重(Jost &Kay,2010)。基于客觀公平的主觀感知即是社會公平感(Gollwitzer &van Prooijen,2016);以上三條其實就對應(yīng)了社會公平感的三種類型,依次是分配公平(distributive justice)、程序公平(procedural justice)和互動公平(interactional justice)。分配公平側(cè)重于結(jié)果,即個體對于資源分配公平性的感知(Deutsch,1985;Jasso,T?rnblom,&Sabbagh,2016),程序公平聚焦于過程,指個體對于決定結(jié)果的規(guī)則、機制、過程公平性的感知(Thibaut &Walker,1975;Vermunt &Steensma,2016),互動公平則涉及人際交往,強調(diào)交往中個體感知到的所受對待是否公平(Bies &Moag,1986)。廣義上講,互動公平亦屬于程序公平,受到有尊嚴的對待和尊重包含在公平的程序之中(Tyler,2000),程序公平與互動公平共同體現(xiàn)出“公平過程效應(yīng)”(van den Bos,2005,2015)。對于社會公平感而言,分配公平與程序公平最為重要(Jost &Kay,2010;Vermunt &Steensma,2016)?；诖?本研究主要關(guān)注分配公平和程序公平。

關(guān)于分配和程序公平,組織領(lǐng)域已有大量的研究(Cropanzano &Ambrose,2015;Greenberg &Colquitt,2005;Moliner,Cropanzano,&Martínez-Tur,2017;張松,戴春林,李茂平,2010)。一個穩(wěn)健(robust)的結(jié)論是公平感能促進個體的有效合作,從而實現(xiàn)較高質(zhì)量的社會協(xié)調(diào)(Colquitt &Zipay,2015;Rankin &Tyler,2009;Tyler,2012)。近年來的研究焦點開始由組織管理的微觀領(lǐng)域向公共管理的微觀領(lǐng)域轉(zhuǎn)變，社會公平感是政治行動的核心(Rothmund,Becker,&Jost,2016)。這其中,程序公平與合作行為的關(guān)系尤受矚目:研究發(fā)現(xiàn),相對于分配公平,程序公平更顯著地影響民眾對警察的支持與合作(Sunshine &Tyler,2003;Tyler,2017;van Damme,Pauwels,&Svensson,2015);程序公平受到快樂或憤怒的情緒中介,進而影響人們的順從行為(Barkworth &Murphy,2015;Murphy &Tyler,2008)。當(dāng)政策結(jié)果對民眾不利時,程序公平對民眾的公共政策支持行為影響更大(Wu &Wang,2013)。程序公平與合作行為的正相關(guān)已在民眾對法律實施的配合行為中得到了跨情境的驗證(Huq,Tyler,&Schulhofer,2011);即使對于精神病患者而言,更高的程序公平,亦能帶來更多的合作與更少的反抗(Watson &Angell,2013)。而對于分配公平與合作行為的關(guān)系,雖然提出較早,但始終未引起學(xué)界足夠的注意(張書維等,2014)。

西方學(xué)者的研究更加重視程序公平,一方面有其文化傳統(tǒng)的深層次原因;另一方面,是源于“只有保證分配過程的公平性,才能有分配結(jié)果的公平性”這一西方社會廣泛接受的常識(李曄,龍立榮,劉亞,2003)。而我國的現(xiàn)實情況是,分配公平在過去乃至未來相當(dāng)長的歷史時期內(nèi),仍扮演著重要的角色(李駿,吳曉剛,2012;孟天廣,2012;孫明,2009)。換言之,程序公平在我國的作用,似乎并沒有在西方情境下那么顯著。盡管程序公平的概念內(nèi)涵具有東西方的相似性,但中國情境下的組織公平受文化價值觀和制度環(huán)境的影響更大(Guo &Giacobbe-Miller,2015)。故而在公共管理領(lǐng)域內(nèi)探討分配公平及其影響,對于研究中國面臨的社會公平問題,具有特殊價值。張婍(2010)的研究發(fā)現(xiàn),災(zāi)難情境下,分配公平感高的個體更傾向于合作;非災(zāi)難情境下,程序公平感高的個體更傾向于合作。不過研究中僅對分配公平感和程序公平感進行了測量,缺乏操縱。另外兩項問卷調(diào)查顯示,在個人規(guī)范較低的人群中,分配公平與荷蘭小企業(yè)主的交稅態(tài)度和行為之間存在正向關(guān)系,分配公平感越高,企業(yè)主納稅越積極(Verboon &Goslinga,2009);與之相對,較低的分配公平感使得智利民眾積極參與抗議示威(Castillo,Palacios,Joignant,&Tham,2015)。目前尚缺乏同一實驗情境下分配公平與程序公平影響民眾公共合作態(tài)度和行為意向的因果研究。據(jù)此提出研究假設(shè)1-3:

H1:高分配公平的個體比低分配公平的個體更加支持公共合作。

H2:高程序公平的個體比低程序公平的個體更加支持公共合作。

H3:分配公平與程序公平同時正作用于個體的公共合作行為意向。

H1和H2首先從個體對于公共合作的態(tài)度切入,H3及后續(xù)的研究假設(shè)再進一步聚焦到行為意向上,這是與實際行為最接近的預(yù)測變量(Ajzen &Fishbein,1980;張書維,王二平,周潔,2012;Zhou &Wang,2012),H3同時也為后續(xù)假設(shè)奠定基礎(chǔ)。

1.2 機構(gòu)信任度——公共合作的誘因

信任作為一種重要的社會資本,是一個跨學(xué)科分層次多維度的概念(Shockley,Neal,PytlikZillig,&Bornstein,2016)。代表性定義如Rousseau,Sitkin,Burt和Camerer(1998)將其概括為:信任是一種心理狀態(tài),它基于個體對對方行為意圖的積極預(yù)期而愿意接受由此帶來的風(fēng)險?！胺e極預(yù)期”的關(guān)鍵在于可信度(trustworthiness)(Colquitt,Scott,&LePine,2007;Levi &Stoker,2000)。根據(jù)被信任方的層次關(guān)系,可劃分為“橫向”的人際信任(interpersonal trust)和“縱向”的機構(gòu)或制度信任(institutional trust)。使用“制度信任”的概念時,是指以抽象的制度作為對象的信任。這里關(guān)注具象的“機構(gòu)信任(度)”。狹義的機構(gòu)信任一般僅指公民對政府和政治機構(gòu)的信任(王正緒,2016);本研究采用廣義界定,囊括組織信任(organizational trust/trust in organization)和政府信任(trust in government)。前者是個體對(所屬)組織可信度持有的積極信念(Mayer,Davis,&Schoorman,1995;Schoorman,Mayer,&Davis,2007);后者是個體對(當(dāng)?shù)?政府可信度持有的積極信念(Citrin &Muste,1999;Grimmelikhuijsen &Knies,2015)。因此,“機構(gòu)信任”是指個體對機構(gòu)可信度持有的積極信念。由于機構(gòu)能夠提供更多資源幫助人們實現(xiàn)個人目標,故對于現(xiàn)代社會而言,機構(gòu)信任比人際信任更為重要(Khodyakov,2007)?，F(xiàn)實中，它既體現(xiàn)著機構(gòu)存續(xù)的合法性或正當(dāng)性;同時又是機構(gòu)有效運行的保障。大而化之,機構(gòu)信任是整個社會系統(tǒng)實現(xiàn)功能優(yōu)化的關(guān)鍵所在(Neal,PytlikZillig,Shockley,&Bornstein,2016)。

關(guān)于組織信任的維度,Mayer等(1995)將其概括為能力(ability)、善意(benevolence)和正直(integrity)。遵循這三個維度,Mayer和Davis(1999)隨后開發(fā)出相應(yīng)的測量問卷,后被廣泛采用。政府信任的維度延續(xù)了這一思路,通常使用勝任力(competence)、善意(benevolence)與誠實(honesty)三個維度加以量化(Grimmelikhuijsen &Knies,2015;Zhang &Wang,2010;馬亮,2016)。從中可以看出,政府信任和組織信任的測量如出一轍:一邊是被信任者“工具性”的能力或勝任力,另一邊是被信任者“動機性”的意愿和品質(zhì)(B?ggild,2016;Lu,2014;李艷霞,2014)。鑒于合作動機有“外在工具性”與“內(nèi)在社會性”的雙重屬性,機構(gòu)信任亦可根據(jù)性質(zhì)不同區(qū)分為工具信任(instrumental trust)和動機信任(motive-based trust)(Tyler,2011b,2016)。前者基于個體對機構(gòu)做事能力的評價,即個體對特定機構(gòu)是否可以履行職能的積極信念,主要是結(jié)果導(dǎo)向的;后者基于個體對機構(gòu)行事動機的評價,即個體對特定機構(gòu)是否愿意“為民服務(wù)”的積極信念,更多是過程導(dǎo)向。將機構(gòu)信任的內(nèi)容劃分為工具信任和動機信任,既是對已有組織信任與政府信任研究的繼承與發(fā)展;更重要的,能夠更全面考察機構(gòu)信任樣態(tài),厘清不同機構(gòu)信任的作用效果鑒。

信任與合作聯(lián)系緊密(Sullivan,Snyder,Sullivan,&Chapp,2008)。一方面,研究顯示,組織信任直接影響著員工的工作態(tài)度和行為(姚琦,馬華維,2013),特別是諸如組織公民行為這樣的角色外行為(方娜,2013);另一方面,政府信任與合作行為存在較穩(wěn)定的正相關(guān)(Kim,2005)。Chanley,Rudolph和 Rahh(2000)的調(diào)查顯示,民眾對公共政策的支持度受信任水平的影響。政府信任水平越高,民眾對犧牲自身物質(zhì)利益的公益政策的支持度就越高(Hetherington,2005;Rudolph &Evans,2005)。高信任的民眾對政府的相關(guān)要求會更積極的遵守和參與,如繳稅、投票和自覺遵紀守法(Hetherington,1999;Scholz &Lubell,1998;Tyler,2011a;張書維,景懷斌,2014)?？傊?無論是現(xiàn)實中的工作場所和公共場合(Tyler,2011b),還是實驗中各種形式的社會困境(social dilemmas)(Balliet &van Lange,2013),大量跨領(lǐng)域研究一致地揭示信任對合作與遵從行為的正效應(yīng)(Hamm et al.,2016)。但已有研究主要關(guān)注機構(gòu)信任的對象之別(組織和政府),沒有聚焦性質(zhì)差異(工具信任和動機信任);因此無法辨別兩種信任在促進合作行為上的作用。

1.3 社會公平感、機構(gòu)信任度與公共合作

作為合作行為的兩個重要的前因變量,公平感和權(quán)威信任的關(guān)系一直是研究者關(guān)注的熱點(張婍,王二平,2010)。所謂“權(quán)威信任(trust in authority)”是指個體對權(quán)威可信度的積極信念(Greenberg &Colquitt,2005)。元分析顯示,組織情境下的分配公平與程序公平均正作用于權(quán)威信任,且程序公平的影響更大(Colquitt,Conlon,Wesson,Porter,&Ng,2001)。這可以通過公平啟發(fā)式理論(fairness heuristic theory)加以解釋——在個體進行一般公平判斷時,代表關(guān)系價值的程序公平比象征工具價值的分配公平更加重要(Lind,2001;龍立榮,2004)。簡言之,公平感會影響個體對權(quán)威者的信任水平，這可看作權(quán)威與個體之間的社會交換或互惠(Aryee,Budhwar,&Chen,2002;Colquitt et al.,2013),特別是程序公平(De Cremer,2004;吳玄娜,2016)。已有研究中權(quán)威信任的對象主要局限在組織內(nèi)部,如對管理者的信任;而機構(gòu)信任已超越了組織的范疇。機構(gòu)信任作為更概化(generalization)和非個人化的權(quán)威信任,社會公平對其的作用尚缺乏實證支持。更進一步,社會公平感經(jīng)由機構(gòu)信任對公共合作的間接作用又如何表現(xiàn)？學(xué)界并未對此展開研究。

一方面,分配公平聚焦結(jié)果,而工具信任恰是對機構(gòu)行為結(jié)果(體現(xiàn)在能力上)的認知與評價;另一方面,程序公平聚焦過程,而動機信任恰是對機構(gòu)行為過程(體現(xiàn)在意愿上)的認知與評價。據(jù)此推論,分配公平與工具信任之間關(guān)系更強;程序公平與動機信任之間關(guān)系更強。結(jié)合前面兩部分 “社會公平感是公共合作的前提;機構(gòu)信任是公共合作的誘因”的論述,可以對社會公平感、機構(gòu)信任與公共合作三者之間的關(guān)系提出如下的研究假設(shè):

H4:工具信任部分中介社會公平與公共合作意向的關(guān)系:

H4a:工具信任部分中介分配公平與公共合作意向的關(guān)系;

H4b:工具信任部分中介程序公平與公共合作意向的關(guān)系。

H5:動機信任部分中介社會公平與公共合作意向的關(guān)系:

H5a:動機信任部分中介分配公平與公共合作意向的關(guān)系;

H5b:動機信任部分中介程序公平與公共合作意向的關(guān)系。

H6:分配公平通過工具信任影響公共合作意向的中介作用強于其通過動機信任影響公共合作意向的中介作用。

H7:程序公平通過動機信任影響公共合作意向的中介作用強于其通過工具信任影響公共合作意向的中介作用。

以上三個研究假設(shè)組合形成“民眾對(權(quán)威)機構(gòu)合作的雙路徑模型”。

1.4 最后通牒博弈及免責(zé)博弈的新應(yīng)用——操縱社會公平感

最后通牒博弈(ultimatum game,UG)是研究公平感使用最多的決策范式(羅藝,封春亮,古若雷,吳婷婷,羅躍嘉,2013;王赟,吳斌,李紓,周媛,2015)。在經(jīng)典UG范式下,兩名實驗參加者分別扮演“分配者”(proposer)和“接收者”(responder)兩種角色,來分配一筆總額固定的現(xiàn)金。其中分配者有權(quán)提出分配方案,接收者有權(quán)接受或拒絕該方案。若接受,就按分配者的方案來分;若拒絕,則兩人都將一無所獲(Debove,Baumard,&André,2016;Güth,Schmittberger,&Schwarze,1982)。這個過程中,無論分配者還是接收者皆為彼此匿名且隨機指定的個體,除“實驗參與者”的角色之外并不知曉對方更多的身份信息。接收者所體會到的分配公平源自分配者對現(xiàn)金的公平分配。因此,可以利用 UG范式涉及的“結(jié)果公平”實現(xiàn)對分配公平的操縱(Konow &Schwettmann,2016;陳葉烽,周業(yè)安,宋紫峰,2011)。此做法遵循傳統(tǒng)博弈游戲決策研究的慣用思路:通過在分配方案中使用不同比例導(dǎo)致結(jié)果差異,來探討接收者所做決策背后的心理機制(李紓,2016)。其中,五五開的方案即分配者和接收者各獲得獎金的 50%最能代表公平(Yamagishi et al.,2012;毛孟凱,2015)。需注意,量上的平均分配并不必然產(chǎn)生分配公平(Rasinski,1987;徐夢秋,2001);UG范式的適用范圍限于人際層面的匿名互動,此時均分做法最易被認為公平。這一公平從性質(zhì)上說,亦屬于人際公平而非社會公平(張蔚,張振,高宇,段華平,吳興南,2016)。如果將UG范式拓展到個體與機構(gòu)互動的層面,則代表分配公平的比例需要重新檢驗。具體說來,當(dāng)某一組織或政府成為分配者時,作為個體的接收者是否還滿足于所得資源的對半分成？以往研究從未涉足這一方面。研究者將通過預(yù)實驗對此加以考量。

如果將關(guān)注點放在接收者身上,按照“理性人”追求利益最大化的原則,接收者應(yīng)該接受任何非零的分配方案,因為聊勝于無(Nowak,Page,&Sigmund,2000)。有趣的是,大量實驗結(jié)果表明,隨著分配額度的降低,拒絕率增加(Glimcher &Fehr,2014);當(dāng)分配給接收者的額度比例低于20%時,被拒絕的概率高達50%(Sanfey,Rilling,Aronson,Nystrom,&Cohen,2003)。可見,過去都聚焦在分配方案的結(jié)果上,并對接收者看似“非理性”的拒絕行為提出了不平等規(guī)避心理(inequity aversion)的解釋(Fehr &Schmidt,1999),指出人類社會普遍存在著公平偏好。然而,經(jīng)典UG范式中暗藏的程序公平過程卻一直被學(xué)者所忽視。顯而易見,分配者和接收者在實驗中的地位是不平等的:分配者主導(dǎo)了分配方案,接收者則對分配結(jié)果擁有“發(fā)言權(quán)”(voice)。發(fā)言權(quán)被視為是影響程序公平判斷最重要的因素,有發(fā)言權(quán)的程序更易被人們認為是公平的(林曉婉,車宏生,張鵬,王蕾,2004)。因此,有無發(fā)言權(quán)是程序公平研究中最常用的一種實驗操縱方法(高記,馬紅宇,2011)。發(fā)言權(quán)效應(yīng)可進一步劃分為工具性發(fā)言權(quán)(instrumental voice)和非工具性發(fā)言權(quán)(non-instrumental voice),二者的區(qū)別在于個體對結(jié)果或決策是否有實質(zhì)性或重要性影響(Avery &Qui?ones,2002;Hibbing&Theiss-Morse,2008;Lind &Tyler,1988)。研究表明,工具性發(fā)言權(quán)條件下被試知覺到的程序公平顯著高于非工具性發(fā)言權(quán)的條件(Lind,Kanfer,&Earley,1990;Platow et al.,2013),由此帶來被試對分配滿意度和結(jié)果遵從度的提升(Hibbing &Theiss-Morse,2008)。UG中接收者可以拒絕分配者的分配方案(以此懲罰分配者),從而改變分配的結(jié)果。這是工具性發(fā)言權(quán)效應(yīng)最直接的體現(xiàn)?，F(xiàn)實中,個體與組織機構(gòu)或政府機構(gòu)進行資源分配的互動時,無論何種類型的機構(gòu)幾乎無一例外的處于分配者的強勢和主導(dǎo)地位;個體則基本處于接收者的弱勢和從屬地位。因此,使用UG來進行程序公平的操縱,不僅合理,而且可行。免責(zé)博弈(impunity game,IG)可看作 UG的變式,不同之處在于:接收者的決策只會影響他自己的所得;無論接收者選擇接受或拒絕,分配者都可以得到他分給自己的那部分金額;面對不利的分配方案,如果接收者選擇拒絕,則自己將一無所有(Bolton &Zwick,1995;Yamagishi et al.,2012)。IG與獨裁者博弈(dictator game,DG)無本質(zhì)區(qū)別,不過 DG側(cè)重于研究分配者的心理,IG側(cè)重于研究接收者的心理。Yamagishi等(2009)的實驗研究顯示,即使在 IG的情境下,接收者拒絕極端不公平方案的比例仍然高達30%～40%。顯然,與UG相比,IG中只可能存在非工具性發(fā)言權(quán)效應(yīng),因為接收者的拒絕左右不了分配結(jié)果。因此,可用IG來操縱程序不公。總之,可以通過UG和IG中“工具性發(fā)言權(quán)的存廢”這一分配規(guī)則的公平與否來實現(xiàn)對程序公平的操縱,規(guī)則公平是程序公平的應(yīng)有之義(高記,馬紅宇,2011;林曉婉等,2004)。

綜上,本研究從社會公平的視角出發(fā),旨在建立個體的社會公平感通過機構(gòu)信任影響公共合作的雙路徑模型(如圖1所示);同時嘗試將最后通牒博弈和免責(zé)博弈兩個決策范式應(yīng)用到全新領(lǐng)域。為實現(xiàn)此目標,運用實驗室情境設(shè)計(scenario)的方法對此進行系統(tǒng)探討。具體而言,通過預(yù)實驗確定分配公平的恰當(dāng)比例;實驗 1利用預(yù)實驗的結(jié)果,在組織情境下檢驗H1-H7;實驗2在實驗1的基礎(chǔ)上,于社會情境下檢驗H1-H7。

圖1 研究理論模型及變量關(guān)系示意圖

2 預(yù)實驗:確定分配公平的取值

預(yù)實驗的研究目的是為實驗1和實驗2用UG和 IG操縱社會公平變量時,確定分配公平的恰當(dāng)比例。在經(jīng)典范式下,絕對公平的分配方案應(yīng)是分配者將50%的現(xiàn)金留給自己;將另外50%的現(xiàn)金給予接收者。本研究不同于傳統(tǒng)之處在于,扮演分配者的是非個人化的機構(gòu)。面對掌握著大量資源的機構(gòu),作為接收者的個體處于弱勢和被保護的地位。這一差別將可能影響到個體對資源分配結(jié)果的感知。因此,有必要對實驗情境中分配公平的比例進行重新檢驗。

2.1 方法

2.1.1 被試

被試為120名S大學(xué)修讀《心理學(xué)導(dǎo)論》必修課的公共管理類大二本科生,平均年齡19.4歲(SD=0.78)。其中,男53名,女67名。參與本實驗是這門課程的一個必修環(huán)節(jié)。

2.1.2 實驗程序與材料

本實驗的操縱變量為分配公平,參考已有研究的做法(Yamagishi et al.,2012),結(jié)合本研究的實際情況,預(yù)設(shè) 3個比例:1) 分配者 90%vs.接收者10%;2) 分配者 50%vs.接收者 50%;3) 分配者10%vs.接收者90%,構(gòu)成分配公平的3個水平。被試被隨機分配到這3個實驗條件下,每個條件40人。

實驗材料如下:

今年是A大學(xué)的100周年校慶2S大學(xué)(被試所在學(xué)校)建校至實驗時為90年。。校慶前夕,從該校“校友事務(wù)辦公室”獲悉,已與某地校友會初步達成了一筆 2000萬元的捐款意向。捐贈者要求這筆錢須以適當(dāng)比例惠及每個在校生。為保證實現(xiàn)這一目的,捐贈者提出一個特別的條件:若每少一名學(xué)生享受到該福利,就會核減相應(yīng)的捐款數(shù)額(具體規(guī)則詳見由校方提出的分配方案);學(xué)校對于這筆捐款的分配方案應(yīng)征詢每個學(xué)生的意見;最后入學(xué)校賬戶的捐款金額視分配結(jié)果而定。據(jù)統(tǒng)計,該校共有全日制在校生 5萬人(包括本科生和碩士、博士研究生)?，F(xiàn)在假設(shè)你是 A大學(xué)的一名在校本科生。校方經(jīng)過研究,提出的分配方案為:將捐款總額的10%/50%/90%用于學(xué)生。即拿出200/1000/1800萬元,給 5萬名在校生每人的校園卡里充值40/200/360元,算是給同學(xué)們發(fā)的“校慶費”。另悉,校方所獲捐款的用途待定。不過可以肯定的一點是,這部分捐款將不再直接用于學(xué)生福利。

被試閱讀完實驗材料后,需要回答是否接受這一分配方案(1 接受;2 拒絕)以及“作為A大學(xué)的一名在校本科生,你覺得按照校方所提出的分配比例,你所得的結(jié)果是否公平？”選項從“1 非常不公平”至“5 非常公平”。分值越高表示分配公平越高。

2.2 結(jié)果

從表1可知,自變量分配公平在3個水平下的均值呈現(xiàn)出逐漸升高的趨勢。進一步做單因素方差分析(one-way ANOVA),結(jié)果為F(2,117)=194.11,p<0.001,η2=0.77,差異顯著。因為預(yù)實驗的目的是要找到分配公平的低值和高值,從而確定取值。由實驗結(jié)果來看,分配者90%與接收者10%的分配比例可作為低分配公平的實驗條件;分配者10%與接收者 90%的分配比例可作為高分配公平的實驗條件。獨立樣本t檢驗顯示,分配公平在這兩個水平上差異顯著,t(78)=?20.76,p<0.001,Cohen'sd=?4.64。而分配者 50%與接收者 50%分配比例之下的分配公平值為3.03,接近于分配公平選項的中等水平 3。可見,人際互動中均等的比例并不適用于個體與機構(gòu)的互動。

另外,在問及被試是否接受分配方案時,3個實驗條件下的接受者數(shù)量差異不大(見表1)。有意思的是,當(dāng)分配者僅僅給予接收者總額10%的現(xiàn)金時,盡管接收者此時感受到的分配公平很低(M=1.60,SD=0.71),但只有6名(15%)的被試選擇了拒絕。后文將結(jié)合實驗1和實驗2的結(jié)果對此進一步展開討論。

表1 預(yù)實驗結(jié)果

2.3 討論

預(yù)實驗中設(shè)置的分配公平3個比例,第一個和第三個單從數(shù)量上來說,是“不均”的。然而恰恰是“分配者10%與接收者90%”(即1 :9)這一有偏的分配,結(jié)果在接收者眼中最最公平(M=4.55,SD=0.55),此時的結(jié)果公平更接近于結(jié)果宜人性(outcome favorability)的內(nèi)涵,即分配的結(jié)果于個體而言有利,事實上不管從概念還是經(jīng)驗的角度“結(jié)果公平”與“結(jié)果宜人性”都是高相關(guān)的(van der Toorn,Tyler,&Jost,2011;Bianchi et al.,2015)。得到理想的結(jié)果是人們產(chǎn)生分配公平判斷的必要前提(龍立榮,2004;龍立榮,劉亞,2004)。表1的數(shù)據(jù)再次說明,UG中關(guān)于分配比例的操縱是分配公平產(chǎn)生的有效手段;且校方充當(dāng)“分配者”時,5:5的“平均分配”方案并不能引發(fā)高的分配公平感,1:9的“按需分配”方案(相比于學(xué)校,學(xué)生處于弱勢地位,因此更“需要”這筆錢)才被視為“最公平”。

本研究作為后續(xù)研究的預(yù)實驗,為UG和IG情境下的分配公平確定了取值:低分配公平條件下,分配者與接收者的分配比例為90%和10%;高分配公平條件下,分配者與接收者的分配比例為10%和90%。實驗1和實驗2將以此為根據(jù),對分配公平進行實驗操縱。

3 實驗1:組織情境下公共合作的雙路徑模型

實驗 1試圖在組織(某高校)情境下,驗證社會公平與公共合作間的關(guān)系;并進一步建立社會公平感通過機構(gòu)信任影響公共合作意向的雙路徑模型。實驗中,對分配公平高低的操縱使用預(yù)實驗確定的分配比例;對高程序公平的操縱通過 UG來實現(xiàn),對低程序公平的操縱通過IG來實現(xiàn)(詳見方法部分的介紹)。公共合作行為意向的測量則會給被試設(shè)置一個公共物品困境的實驗情境。日常生活中人們往往會面臨短期個人利益和長期群體利益的沖突,如溫室氣體排放,地下水污染,漁業(yè)過度捕撈等環(huán)境資源問題;慈善機構(gòu)捐款不足和各地醫(yī)院頻現(xiàn)“血荒”等公共物品問題。此類由于個體理性導(dǎo)致集體非理性的情境,便是社會困境(陳曉萍,2013;van Lange,Joireman,Parks,&van Dijk,2013)。社會困境通常涉及兩人或多人,它具有兩個屬性(劉長江,郝芳,2014):1) 不管社會中其他個體怎么做,相比于做出合作選擇,每一個體做出非合作選擇獲得更高的收益;2) 如果所有人都選擇不合作,那么所有個體得到更低的收益。其中,公共物品困境(public good dilemmas)屬于給予博弈(give-some games);資源困境(resource dilemmas)屬于索取博弈(take-some games)(van Lange,Balliet,Parks,&van Vugt,2014)。相比于資源困境,公共物品困境更能體現(xiàn)出個體的合作程度,因為后者意味著付出更強的努力或放棄更大的眼前利益。比如小區(qū)居民為自己所住的老樓加裝電梯眾籌資金要比居民為所在小區(qū)的公用綠地減少破壞投入更多。因此,本研究選取公共物品困境作為觀測個體合作意愿的實驗情境,讓被試在個人賬戶和公共賬戶之間分配資源(陳欣,趙國祥,葉浩生,2014;Fehr &Gintis,2007)。對公共賬戶貢獻越多,則個體短期獲益越小,相應(yīng)的集體獲益越大,說明該被試越傾向于合作。

本實驗所涉及的變量間關(guān)系如圖1所示,需檢驗H1-H7。

3.1 方法

3.1.1 被試

被試為150名S大學(xué)選修《社會心理學(xué)》通識課的本科生,來自文理工16個不同的學(xué)院,平均年齡19.5歲(SD=1.08),男54名,女96名。參與本實驗是這門課程的一個必修環(huán)節(jié)。

3.1.2 實驗程序與材料

本實驗為 2(分配公平:高,低) × 2(程序公平:高,低)被試間設(shè)計。因變量為公共合作行為意向。

被試被隨機分配到4個實驗條件下。所有被試被安排在同一間大會議室內(nèi),整個實驗期間單獨閱讀材料填答問卷,在實驗過程中無互動。故本研究收集和分析的數(shù)據(jù)仍屬個體水平。實驗伊始,主試向被試介紹實驗?zāi)康?、?guī)則及報酬等信息。

實驗分3個步驟:

首先,對被試進行社會公平的操縱。讓被試閱讀社會公平的實驗材料。實驗情境同預(yù)實驗,分配公平的操縱由“分配比例”來實現(xiàn)(高分配公平:校方 10%,學(xué)生 90%;低分配公平:校方 90%,學(xué)生10%),程序公平的操縱則由“分配規(guī)則”來體現(xiàn)(高程序公平:學(xué)生若拒絕校方的分配方案,雙方均無所得;低程序公平:學(xué)生若拒絕校方的分配方案,只損失自己的利益,校方所得并無影響)。

被試閱讀完這部分材料后,填寫一份包括情境理解測試,社會公平感操縱檢驗,機構(gòu)信任測量在內(nèi)的問卷一。

其次,收集被試的公共合作行為意向。讓被試閱讀第二份材料,一個關(guān)于為校內(nèi)食堂捐資的公共物品困境3取材自2008年的一則新聞——《廣東學(xué)子每月伙食增加40元補貼 具體尚在商討》：“近日,教育部、財政部聯(lián)合召開高校食堂工作視頻會議透露,將按照每生每月20元的標準,給予中央部門所屬高等學(xué)校學(xué)生食堂一次性臨時補貼18928萬元,同時要求地方政府和高校也要按照中央標準安排補貼資金。昨日記者采訪廣東兩所部屬院校中大和華工有關(guān)部門得知,此項補貼是直接補給飯?zhí)眠€是學(xué)生目前仍在討論。” http://gd.sohu.com/20080307/n255582100.shtml 如果高校選擇將此項補貼直接補給飯?zhí)?從某種程度上說,無異于“強制”學(xué)生捐款。實驗情境將“中央撥款+學(xué)校配套”改為“學(xué)生捐款+學(xué)校配套”,以滿足公共物品困境的基本條件。：

近年來,由于物價和人力等成本的持續(xù)上漲,高校食堂里的菜價也水漲船高。針對學(xué)生普遍反映的食堂“快要吃不起”的現(xiàn)狀,為了保證學(xué)生的集體權(quán)益,同時兼顧食堂的利益,A大學(xué)打算設(shè)立一個名為“平價食堂”的公共基金,旨在推動食堂降價。公共基金通過如下方式募資:一方面號召A校學(xué)子自愿捐款;另一方面只要捐款該公共基金賬戶,校方就會以1:1的配套資金注入。如假設(shè)5萬在校生每人捐款100元(共500萬元),加上學(xué)校的等額配套資金(500萬元),該公共賬戶將擁有總計1000萬元的資金。這筆錢將全部用來補貼A大學(xué)的校內(nèi)食堂(營業(yè)性的餐廳除外),目標是在當(dāng)前水平上將校內(nèi)各食堂菜價統(tǒng)一下調(diào) 20%,并力爭維持較長時間。當(dāng)然,這一目標能實現(xiàn)多久(三年還是三天),要視公共基金的財力來定——學(xué)生捐款越多,校方相應(yīng)的配套資金也越多,降價就越可能持久;如果無一人捐款,那么學(xué)校的配套資金也將落空,各食堂仍維持現(xiàn)有售價?？傊?無論學(xué)生捐多捐少,校方都會在此基礎(chǔ)上等額追加。只要“平價食堂”公共基金設(shè)立,在可維持的時間里,降價的福利將惠及所有去校內(nèi)各食堂用餐的A校學(xué)子。

被試閱讀完這部分材料后,要求被試填寫愿意捐出的數(shù)額(問卷二)。

最后,要求被試填寫包括相關(guān)控制變量、個人信息在內(nèi)的問卷三。

3.1.3 變量操縱與測量

分配公平 1個題項,用于自變量操縱檢驗,同預(yù)實驗。

程序公平1個題項,用于自變量操縱檢驗。“作為A大學(xué)的一名在校本科生,你覺得按照校方所遵循的分配規(guī)則,你受到的對待是否公平”;選項從“1非常不公平”至“5非常公平”。分值越高表示程序公平越高。

工具信任3個題項,改編自Tyler(2011b),α=0.82,如“我認為 A大學(xué)校方能夠制定出解決問題的對策”;選項從“1非常不同意”至“5非常同意”。分值越高表示工具信任越強。

動機信任3個題項,改編自Tyler(2011b),α=0.73,如“我相信 A大學(xué)校方所做是為了最好地維護像我這樣的A校學(xué)生的利益”;選項從“1非常不同意”至“5非常同意”。分值越高表示動機信任越強。

公共合作態(tài)度的收集,詢問被試:“作為A大學(xué)的一名在校本科生,你支持A大學(xué)設(shè)立‘平價食堂’公共基金嗎”,選項從“1完全不支持”至“5完全支持”。分值越高表示公共合作的態(tài)度越強。

公共合作行為意向的收集,詢問被試:作為 A大學(xué)的一名在校本科生,你愿意捐出___元(≥0的任意金額)設(shè)立“平價食堂”公共基金。

考慮到社會價值取向(social value orientation)即個體在相依情境中對自己和他人結(jié)果分配的特定偏好(Balliet,Parks,&Joireman,2009),是影響社會困境下個體合作行為最常見的人格特征(劉長江,郝芳,2011;劉朦朦,2015;van Lange et al.,2014;王沛,陳莉,2011),亦是一種與公平有關(guān)的人格特質(zhì)(Gollwitzer &van Prooijen,2016);因此,本研究將社會價值取向作為控制變量,用經(jīng)典的“三優(yōu)勢量表”加以測量(劉朦朦,2015;van Lange,De Bruin,Otten,&Joireman,1997)。

為排除被試現(xiàn)實中對自身學(xué)校的態(tài)度及其在校內(nèi)食堂真實就餐行為可能對實驗情境產(chǎn)生的投射性影響,控制變量中還包括被試平均每周在S大學(xué)(被試母校)校內(nèi)食堂的用餐次數(shù)(按每日三餐來計算;最少0次,最多21次);對S大學(xué)校方的滿意度和可信度,如“總體上講,你如何評價S大學(xué)校方的可信程度”,選項從“1很不可信”至“5很可信”以及人口統(tǒng)計學(xué)變量中的性別。

3.2 結(jié)果

150名被試中,有3名被試的情境測試題4情境測試題置于問卷一首,要求被試回答,“根據(jù)上述校方的分配方案,作為A大學(xué)的一名在校本科生：如果接受,則你獲得元,同時校方獲得___元/人;如果拒絕,則你獲得___元,同時校方獲得___元/人?！被卮鹩姓`,故將這3名被試的數(shù)據(jù)刪除。剩余的147個有效樣本中,男生53名,女生94名。

采用SPSS 21.0和AMOS 21.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。具體而言,采用SPSS 21.0進行操縱檢驗、描述統(tǒng)計和方差分析,采用 AMOS 21.0通過結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation model;SEM)技術(shù)考察社會公平通過機構(gòu)信任作用于公共合作意向的雙路徑機制,對圖1的理論模型進行擬合。

3.2.1 操縱檢驗

分配公平操縱的有效性通過比較分配公平高低兩組的分配公平分數(shù)來檢驗。本實驗中,分配公平的均值為3.52(SD=1.27)。對高低兩組的分配公平進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),低分配公平組的分數(shù)(M=2.62,SD=1.05)顯著低于高分配公平組(M=4.42,SD=0.70),t(126)=-12.22,p<0.001,Cohen￠sd=?2.02。因此,實驗對“分配公平”這一變量的操縱是有效的。

程序公平操縱的有效性通過比較程序公平高低兩組的程序公平分數(shù)來檢驗。本實驗中,程序公平的均值為2.82(SD=1.22)。對高低兩組的程序公平進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),低程序公平組的分數(shù)(M=1.82,SD=0.64)顯著低于高程序公平組(M=3.79,SD=0.79),t(145)=-16.55,p<0.001,Cohen'sd=?2.73。因此,實驗對“程序公平”這一變量的操縱是有效的。

3.2.2 變量間相關(guān)與區(qū)分效度

表2展示了各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果和相關(guān)關(guān)系。其中,第7項至第11項為控制變量:“社會價值取向”的統(tǒng)計結(jié)果為競爭取向的 9人,個人主義取向的58人,合作取向的75人。另有5人在9道題的選項中選擇次數(shù)均沒有達到6次,故不能確定個體的社會價值取向類型(van Lange et al.,1997)。由于競爭取向的個體人數(shù)較少,按照實際處理的慣例,將競爭取向和個人主義取向統(tǒng)歸到親自我取向類型中,而選擇合作則代表被試是親社會取向(劉朦朦,2015)。因此,表2中的社會價值取向最終劃分為親自我取向(67人)和親社會取向(75人)。從表2中可看出,各控制變量與公共合作態(tài)度和行為意向的相關(guān)均不顯著,因此,后續(xù)分析中不再涉及這 5個控制變量。

由表2可初步知曉,工具信任和動機信任與因變量——公共合作意向顯著正相關(guān)(p<0.001),稍后的分析中會對這兩個變量的作用詳加闡述。此外,公共合作態(tài)度與行為意向的相關(guān)也達到 0.60(p<0.001)。

表2 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間相關(guān)(實驗1)

一般而言,在討論變量間因果關(guān)系之前,研究者希望看到這些變量在測量上是準確的、可加以區(qū)分的(梁建,樊景立,2012),故對工具信任與動機信任的區(qū)分效度進行檢驗。兩因素 CFA分析顯示,Standardized RMR=0.05,c2=16.68,df=8,p=0.03;機構(gòu)信任單因素CFA分析顯示,Standardized RMR=0.14,c2=90.47,df=9,p<0.001。后者的卡方值與前者相減,自由度亦相減,得c2=73.78,df=1,查卡方分布表,p=0.005水平,自由度為1的卡方值為7.88。73.79顯著大于7.88(p<0.01)。因此,實驗1將機構(gòu)信任區(qū)分為工具信任與動機信任是合適的,二者的區(qū)分效度良好。

3.2.3 社會公平對公共合作態(tài)度的影響

為驗證H1和H2,以分配公平和程序公平為自變量,以公共合作態(tài)度為因變量,進行 2×2方差分析。結(jié)果顯示:分配公平的主效應(yīng)顯著,F(1,145)=11.54,p<0.01,η2=0.07;程序公平的主效應(yīng)顯著,F(1,145)=15.61,p<0.001,η2=0.09;二者的交互效應(yīng)不顯著,F(1,145)=0.50,p=0.48,η2<0.01。

因此,H1和H2得證,即從態(tài)度上看,分配公平高的個體比分配公平低的個體更加支持公共合作;程序公平高的個體比程序公平低的個體更加支持公共合作。社會公平對公共合作態(tài)度的正效應(yīng)顯著。

3.2.4 機構(gòu)信任對社會公平—公共合作意向關(guān)系的中介

由于機構(gòu)信任分為工具信任和動機信任,因此驗證H3至H7就涉及到多重中介模型(multiple mediator models)的建構(gòu)。根據(jù)圖1的理論模型對組織情境下公共合作的雙路徑模型進行擬合。因為分配公平與程序公平是實驗操縱變量,所以需要虛擬編碼后再進入模型(李茂能,2011)。結(jié)果如下:c2=0.01,df=1,p=0.94;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA <0.01。模型擬合系數(shù)表明,該結(jié)構(gòu)模型擬合情況十分理想(Hu &Bentler,1999;侯杰泰,溫忠麟,成子娟,2004)。對公共合作意向的解釋方差R2=0.36。變量間的標準化路徑系數(shù)詳見圖2。

圖2 組織情境下公共合作的雙路徑模型

由圖2可知,分配公平和程序公平同時正作用于個體的公共合作行為意向,路徑系數(shù)分別是0.33(p<0.001)和0.19(p<0.01),因此,H3得證。同時可見,工具信任部分中介了社會公平感(分配公平和程序公平)與公共合作意向的關(guān)系;動機信任亦部分中介社會公平感(分配公平和程序公平)與公共合作意向的關(guān)系。進一步對該中介效應(yīng)做bootstrap檢驗(Li,Jiang,Yao,&Li,2013;江程銘,李紓,2015),見表3。

表3顯示用AMOS 21.0進行的bootstrap檢驗結(jié)果(置信區(qū)間為 90%)。由表可知,分配公平通過工具信任和動機信任作用于公共合作意向的中介效應(yīng)顯著(β=0.111,p<0.05),置信區(qū)間不包含0;程序公平通過工具信任和動機信任作用于公共合作意向的中介效應(yīng)亦顯著(β=0.089,p<0.05),置信區(qū)間不包含0。因此,H4和H5得證。

接下來在雙路徑模型成立的基礎(chǔ)上進一步討論中介作用的大小(溫忠麟,劉紅云,侯杰泰,2012;溫忠麟,葉寶娟,2014;張書維,2013b)。根據(jù)表3所示,分配公平通過工具信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.082;分配公平通過動機信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.029。Mplus檢驗顯示二者差異不顯著(p>0.10)。因此,H6沒有得證。同理,根據(jù)表3所示,程序公平通過動機信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.052;程序公平通過工具信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為0.037。Mplus檢驗顯示二者差異不顯著(p>0.10)。因此,H7沒有得證。

表3 工具信任與動機信任的間接效應(yīng)(實驗1)

3.3 討論

本實驗在組織情境下探討了社會公平感對公共合作意向的作用:無論是分配公平還是程序公平,高公平感知的個體比低公平感知的個體更愿意參與組織機構(gòu)倡導(dǎo)的公共合作。這一結(jié)果再次證實了社會公平感是公共合作的前提。此外,利用UG和IG,成功實現(xiàn)了在組織情境下對“社會公平”的操縱。如圖2所示,本研究更重要的意義在于建立起公共合作的雙路徑模型。當(dāng)然,由于本實驗的組織選取的是“高?！边@一非營利性的教育機構(gòu),被試所啟動的“高校學(xué)生”這一身份也異于組織的普通員工,因此,研究結(jié)論推廣至營利性組織(如企業(yè))內(nèi)部員工與機構(gòu)的互動情境時需謹慎。更進一步,當(dāng)個體突破組織?成員關(guān)系的束縛而置身于更一般化的社會情境下,面對政府機構(gòu)這一更強勢和權(quán)威的組織時,公共合作的雙路徑模型是否仍然成立？實驗2將回答這個問題。

4 實驗2:社會情境下公共合作的雙路徑模型

實驗1證實了社會公平感經(jīng)由機構(gòu)信任影響公共合作意向的雙路徑模型在組織情境下的有效性。實驗2希望把這一模型推廣到社會情境,當(dāng)與個體互動的機構(gòu)由組織變?yōu)檎畷r,圖1所展示的理論模型是否仍能適用？換言之,實驗2將在社會情境下對H1-H7加以檢驗。

4.1 方法

4.1.1 被試

被試為169名S大學(xué)選修《管理學(xué)》必修課的公共管理類大一本科生,平均年齡 18.7歲(SD=0.89),男56名,女113名。參與本實驗是這門課程的一個必修環(huán)節(jié)。

4.1.2 實驗程序與材料

本實驗仍為2(分配公平:高,低) × 2(程序公平:高,低)被試間設(shè)計。因變量同樣是公共合作行為意向。

被試被隨機分配到4個實驗條件下,實驗程序與實驗1并無二致,但社會公平的操縱有所區(qū)別?！熬蜆I(yè)問題”作為大學(xué)生普遍關(guān)注的與自身利益密切相關(guān)的社會問題,是研究學(xué)生個體與政府機構(gòu)互動的理想啟動材料(張書維,2013a)。置身于“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的時代5該口號由李克強總理于2014年9月10日的“2014夏季達沃斯論壇”開幕式上正式提出,詳見 http://www.gov.cn/xinwen/2014-12/26/content_2796967.htm。本實驗于2015年1月進行。,實驗情境的設(shè)置也緊緊圍繞高校畢業(yè)生的自主創(chuàng)業(yè)展開,以提高被試的卷入度。材料中A市政府決定在其下轄的D區(qū)進行高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的試點,擬撥付一筆總額1億元的專項經(jīng)費予以支持。為了充分調(diào)動試點區(qū)域開展工作的積極性,D區(qū)可自留部分經(jīng)費用于必要的行政支出;但這1億經(jīng)費須以適當(dāng)比例惠及D區(qū)內(nèi)的每位高校應(yīng)屆畢業(yè)生。D區(qū)政府經(jīng)過研究提出的分配方案中的分配比例與分配規(guī)則同實驗 1,只不過金額變?yōu)?個人獲得1000元(10%)或9000元(90%)的創(chuàng)業(yè)啟動金;相應(yīng)的,D區(qū)政府獲得 9000元/人(90%)或 1000元/人(10%)的行政經(jīng)費(分配公平操縱)。程序公平的操縱仍體現(xiàn)在UG和IG范式下被試拒絕對分配結(jié)果的影響。限于篇幅,不再展開6為保證“?？顚Ｓ谩?防止被試“騙取”啟動金,實驗材料中特別說明:如果畢業(yè)生于當(dāng)年實現(xiàn)非自主創(chuàng)業(yè)途徑的就業(yè)(被用人單位雇傭,以雙方簽訂的勞動合同為準)或異地自主創(chuàng)業(yè),則不享受這筆啟動金,已獲得的也將被追回。另悉,根據(jù)廣東省人力資源與社會保障廳《關(guān)于印發(fā)2016年部省屬高校畢業(yè)生求職創(chuàng)業(yè)補貼申領(lǐng)指南的通知》(粵人社函〔2016〕184號)要求,給予符合要求的補貼對象按1500元/人的標準一次性發(fā)放。詳見http://www.gdhrss.gov.cn/publicfiles/business/htmlfiles/gdjy/tzgg/201601/56352.html。

表4 描述統(tǒng)計結(jié)果及變量間相關(guān)(實驗2)

收集公共合作行為意向的材料是一個關(guān)于為畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)捐資的公共物品困境——設(shè)立一個名為“陽光創(chuàng)業(yè)”的公共基金,用于扶持自主創(chuàng)業(yè)的畢業(yè)生,具體規(guī)則與研究一的食堂情境相同,不再贅述。

4.1.3 變量操縱與測量

所有題項同實驗1,僅變換被試的身份(作為D區(qū)某高校的一名應(yīng)屆本科畢業(yè)生)和互動對象(D區(qū)政府)。

分配公平自變量操縱檢驗:“作為 D區(qū)某高校的一名應(yīng)屆本科畢業(yè)生,你覺得按照D區(qū)政府所提出的分配比例,你所得的結(jié)果是否公平”。

程序公平自變量操縱檢驗:“作為 D區(qū)某高校的一名應(yīng)屆本科畢業(yè)生,你覺得按照D區(qū)政府所遵循的分配規(guī)則,你受到的對待是否公平”。

工具信任3個題項(Tyler,2011b;α=0.87),如“我認為D區(qū)政府能夠制定出解決問題的對策”。

動機信任3個題項(Tyler,2011b;α=0.79),如“我相信D區(qū)政府所做是為了最好地維護像我這樣的高校應(yīng)屆畢業(yè)生的利益”。

公共合作態(tài)度的收集,詢問被試:“D區(qū)某高校的一名應(yīng)屆本科畢業(yè)生,你支持 D區(qū)政府設(shè)立‘陽光創(chuàng)業(yè)’公共基金嗎” 。

公共合作行為意向的收集,詢問被試:D區(qū)某高校的一名應(yīng)屆本科畢業(yè)生,你愿意捐出____元(≥0的任意金額)設(shè)立“陽光創(chuàng)業(yè)”公共基金。

此外,選取社會價值取向、畢業(yè)后創(chuàng)業(yè)意愿(“大學(xué)畢業(yè)后,你是否會考慮自主創(chuàng)業(yè)”)以及性別作為控制變量7考慮到被試均為(低年級)本科在讀,基本無與 S大學(xué)所在的地方政府打交道的經(jīng)歷;因此,實驗 2沒再測量被試對本地政府的滿意度和可信度,以保證問卷題項設(shè)置的合理自然。。

4.2 結(jié)果

169名被試中,有 4名被試的情境測試題回答有誤,故將這4名被試的數(shù)據(jù)刪除。剩余的165個有效樣本中,男生55名,女生110名。

實驗2采取的數(shù)據(jù)分析方法與實驗1相同。

4.2.1 操縱檢驗

分配公平操縱的有效性通過比較分配公平高低兩組的分配公平分數(shù)來檢驗。本實驗中,分配公平的均值為2.93(SD=1.38)。對高低兩組的分配公平進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),低分配公平組的分數(shù)(M=1.93,SD=0.79)顯著低于高分配公平組(M=3.95,SD=1.08),t(149)=-13.74,p<0.001,Cohen'sd=?2.14。因此,實驗對“分配公平”這一變量的操縱是有效的。

程序公平操縱的有效性通過比較程序公平高低兩組的程序公平分數(shù)來檢驗。本實驗中,程序公平的均值為2.79(SD=1.06)。對高低兩組的程序公平進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),低程序公平組的分數(shù)(M=2.08,SD=0.78)顯著低于高程序公平組(M=3.50,SD=0.81),t(163)=-11.44,p<0.001,Cohen'sd=?1.78。因此,實驗對“程序公平”這一變量的操縱是有效的。

4.2.2 變量間相關(guān)與區(qū)分效度

表4展示了各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果和相關(guān)關(guān)系,其中,第7項至第9項為控制變量:“社會價值取向”的統(tǒng)計結(jié)果為競爭取向的6人,個人主義取向的60人,合作取向的93人,另有6人的社會價值取向類型未定。將競爭取向和個人主義取向統(tǒng)歸到親自我取向類型中,表4中的社會價值取向最終劃分為親自我取向(66人)和親社會取向(93人)。

從表4中可看出,各控制變量與公共合作態(tài)度和行為意向的相關(guān)均不顯著,因此,后續(xù)分析中不再涉及這3個控制變量。由表4可初步知曉,工具信任和動機信任與因變量——公共合作意向顯著正相關(guān)(p<0.001),稍后的分析中會對這兩個變量的作用詳加闡述。此外,公共合作態(tài)度與行為意向的相關(guān)也達到0.59(p<0.001)。

繼續(xù)對實驗2中工具信任與動機信任的區(qū)分效度進行檢驗。兩因素 CFA分析顯示,Standardized RMR=0.01,c2=0.88,df=8,p=1.00;機構(gòu)信任單因素CFA分析顯示,Standardized RMR=0.13,c2=97.63,df=9,p<0.001。后者的卡方值與前者相減,自由度亦相減,得c2=96.75,df=1,查卡方分布表,p=0.005水平,自由度為1的卡方值為7.88。96.75顯著大于7.88(p<0.01)。因此,與實驗1的結(jié)果一致,實驗2將機構(gòu)信任區(qū)分為工具信任與動機信任是合適的,二者的區(qū)分效度良好。

4.2.3 社會公平對公共合作態(tài)度的影響

為驗證H1和H2,以分配公平和程序公平為自變量,以公共合作態(tài)度為因變量,進行 2×2方差分析,結(jié)果顯示:分配公平的主效應(yīng)顯著,F(1,163)=25.25,p<0.001,η2=0.13;程序公平的主效應(yīng)顯著,F(1,163)=11.91,p<0.01,η2=0.06;二者的交互效應(yīng)不顯著,F(1,163)=0.25,p=0.62,η2<0.01。

因此,H1和H2得證,即從態(tài)度上看,分配公平高的個體比分配公平低的個體更加支持公共合作;程序公平高的個體比程序公平低的個體更加支持公共合作。社會公平對公共合作態(tài)度的正效應(yīng)顯著。

4.2.4 機構(gòu)信任對社會公平—公共合作意向關(guān)系的中介

根據(jù)圖1的理論模型對社會情境下公共合作的雙路徑模型進行擬合。結(jié)果如下:c2=0.05,df=1,p=0.82;CFI=1.00,NFI=1.00,RMSEA <0.01。模型擬合系數(shù)表明,該結(jié)構(gòu)模型擬合情況良好。對公共合作意向的解釋方差R2=0.34。變量間的標準化路徑系數(shù)詳見圖3。

由圖3可知,分配公平和程序公平同時正作用于個體的公共合作行為意向,路徑系數(shù)分別是0.26(p<0.001)和0.13(p<0.05),因此,H3得證。同時可見,工具信任部分中介了社會公平(分配公平和程序公平)與公共合作意向的關(guān)系;動機信任亦部分中介社會公平(分配公平和程序公平)與公共合作意向的關(guān)系。進一步對該中介效應(yīng)做bootstrap檢驗,見表5。

表5顯示用AMOS 21.0進行的bootstrap檢驗結(jié)果(置信區(qū)間為 90%)。由表可知,分配公平通過工具信任和動機信任作用于公共合作意向的中介效應(yīng)顯著(β=0.147,p<0.05),置信區(qū)間不包含0;程序公平通過工具信任和動機信任作用于公共合作意向的中介效應(yīng)亦顯著(β=0.087,p<0.05),置信區(qū)間不包含0。因此,H4和H5得證。

接下來在雙路徑模型成立的基礎(chǔ)上進一步討論中介作用的大小。根據(jù)表5所示,分配公平通過工具信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.115;分配公平通過動機信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為0.032。Mplus檢驗顯示二者差異不顯著(p>0.10)。因此,H6沒有得證。同理,根據(jù)表5所示,程序公平通過動機信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.044;程序公平通過工具信任影響公共合作意向的中介效應(yīng)為 0.043。Mplus檢驗顯示二者差異不顯著(p>0.10)。因此,H7沒有得證。

圖3 社會情境下公共合作的雙路徑模型

4.3 討論

實驗2在社會情境下探討了社會公平感對公共合作意向的作用:無論是分配公平還是程序公平,高公平感知的個體比低公平感知的個體更愿意參與政府機構(gòu)倡導(dǎo)的公共合作。這一結(jié)果將實驗1的結(jié)論適用范圍由組織擴展至社會。此外,利用 UG和IG,成功實現(xiàn)了在社會情境下對“社會公平”的操縱。如圖3所示,本研究在社會層面檢驗了公共合作的雙路徑模型。

表5 工具信任與動機信任的間接效應(yīng)(實驗2)

本實驗的被試均為在校本科生,日常生活中缺乏與當(dāng)?shù)卣蚪坏赖膶嶋H經(jīng)驗。因此,在行為意向上容易表現(xiàn)出理想化和兩極分化的特點(M=2548.85,SD=3665.22)。推進高校畢業(yè)生順利就業(yè)歷來就是中國政府就業(yè)民生工作的重中之重(張書維,2013a),由于合作情境是有關(guān)高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)支持,在校生作為潛在的受惠群體,對于此的看法是最有前瞻性的。這有利于增強研究結(jié)論的預(yù)測力。

5 總討論

本研究通過一個預(yù)實驗和兩個實驗室情境設(shè)計的系列實驗,巧妙利用最后通牒博弈和免責(zé)博弈范式操縱分配公平和程序公平(此操縱的有效性在3個實驗中均得到有力證明,具備較高的推廣價值),探討了公共物品困境下個體感知的社會公平影響公共合作意向的動力機制。結(jié)果表明,首先從態(tài)度上看,分配公平高的個體比分配公平低的個體更加支持公共合作;程序公平高的個體比程序公平低的個體更加支持公共合作。其次本研究最重要的發(fā)現(xiàn)和主要理論貢獻是在組織層面以及社會層面上建立起“公共合作的雙路徑模型”:外部路徑由分配公平產(chǎn)生工具信任和動機信任,進而觸發(fā)公共合作;內(nèi)部路徑由程序公平產(chǎn)生動機信任和工具信任,進而觸發(fā)公共合作。這其中,外部路徑可視為“拉力”,內(nèi)部路徑可視為“推力”,二者結(jié)合構(gòu)成個體參與公共合作的雙動力系統(tǒng)。由模型可知,分配公平對公共合作意向的總影響為 0.448包括直接影響 0.33,通過工具信任中介的間接影響 0.082和通過動機信任中介的間接影響0.029(見圖2和表3)。(實驗 1)和 0.419包括直接影響 0.26,通過工具信任中介的間接影響 0.115和通過動機信任中介的間接影響0.032(見圖3和表5)。(實驗 2);程序公平對公共合作意向的總影響為 0.2810包括直接影響0.19,通過動機信任中介的間接影響0.052和通過工具信任中介的間接影響0.037(見圖2和表3)。(實驗1)和0.2211包括直接影響0.13,通過動機信任中介的間接影響0.044和通過工具信任中介的間接影響0.043(見圖3和表5)。(實驗2);前者大于后者。這一結(jié)果表明,分配公平較之程序公平,更能影響個體的合作意愿。另一方面,工具信任對公共合作意向的影響(實驗 1,β=0.23,p<0.01;實驗 2,β=0.27,p<0.001)大于動機信任(實驗 1,β=0.16,p<0.01;實驗2,β=0.20,p<0.01)。這一結(jié)果說明,能力受到個體信任的機構(gòu),號召力更強。由上觀之,無論對于組織還是社會,分配公平均主導(dǎo)著個體的公共合作。工具信任與動機信任的中介效應(yīng)沒有顯著差別,一方面預(yù)示二者堪比公共合作的“雙引擎”,對于分配公平和程序公平影響公共合作意向的關(guān)系而言,不可偏廢;另一方面也說明,中介起作用的機制可能比預(yù)想的更加復(fù)雜,對涉及中介效應(yīng)大小的評估和比較應(yīng)更加審慎。

另外,比較公共合作態(tài)度在高分配公平低程序公平組(實驗1,M=3.25,SD=1.32;實驗2,M=3.33,SD=1.18)與低分配公平高程序公平組(實驗1,M=3.35,SD=1.16;實驗 2,M=3.05,SD=1.05)上的差異,發(fā)現(xiàn)并不顯著:實驗1,t(69)=0.35,p=0.73;實驗 2,t(81)=?1.18,p=0.24。這一方面說明分配公平與程序不公,分配不公與程序公平之間對于合作態(tài)度的影響存在一定程度的補償效應(yīng);另一方面也意味著只要存在一種不公,就會影響到個體的公共合作態(tài)度。

公共合作雙路徑模型的價值體現(xiàn)在首次探明了個體對于機構(gòu)“信什么”、“為何信”及“信之果”三個基本問題間的因果路徑,并且進一步揭示出不同路徑間的作用效果。就實驗結(jié)果來看,外部拉力的作用大于內(nèi)部推力。類似的,來自另一個大樣本的抽樣調(diào)查研究顯示,作為新型城鎮(zhèn)化背景下影響中國居民幸福感的兩大因素,分配公平的作用大于程序公平(蔣麗,李鋒,方健雯,2017)。該研究從心理體驗(幸福感)角度,本研究從行為意向(公共合作)出發(fā),均揭示出社會公平在東西方的不同機制。近來,管理學(xué)界的有識之士通過各種渠道呼喚構(gòu)建適宜于東方化情境的“本土管理理論”(Barkema,Chen,George,Luo,&Tsui,2015;徐淑英,任兵,呂力,2016)。本文可視為對這一趨勢的積極響應(yīng)——從組織和社會不同層面檢驗“西方情境下建立的公平原則在中國是否適用”這一理論問題的邊界條件(陳昭全,張志學(xué),2012)。當(dāng)然,現(xiàn)實中個體面對自己隸屬和熟悉的機構(gòu),互動時可能會投入更多情感,因而內(nèi)部推力的作用也會相應(yīng)增大。雙路徑模型的適用性在組織情境和社會情境下均得到了支持。此外,把最后通牒博弈和免責(zé)博弈的決策范式開創(chuàng)性地引入社會公平研究領(lǐng)域,從而將博弈關(guān)系從人際互動擴展到人與機構(gòu)的互動,是建立雙路徑模型之外本研究在方法上的又一貢獻?！芭f瓶裝新酒”,用兩個決策范式來操縱社會公平的做法可謂基于傳統(tǒng)又有所突破?！盎趥鹘y(tǒng)”體現(xiàn)在最后通牒博弈操縱分配(結(jié)果)公平,“有所突破”體現(xiàn)在免責(zé)博弈操縱程序(規(guī)則)公平。對這一范式改造遷移的成功嘗試,必將有利于在組織乃至社會層面檢驗個體決策的微觀機制,而這可能成為未來決策研究的一個新方向。

本研究涉及的合作對象涵蓋了政府之外的組織機構(gòu)與政府機構(gòu)自身,組織機構(gòu)以高校而非企業(yè)為代表,正是基于公共合作的“公共性”。從性質(zhì)上說,公共合作追求的是公共利益,這與政府和公立教育機構(gòu)的宗旨完全一致。也正因為合作對象均為“官方”機構(gòu),研究中用于測量公共合作(態(tài)度和意向)的公共物品困境不完全等同于傳統(tǒng)的實驗范式。表現(xiàn)在:首先,無論是實驗 1為“平價食堂”公共基金捐款還是實驗2為“陽光創(chuàng)業(yè)”公共基金捐款,對所有被試來說,分享的是未來受益的均等機會而非與現(xiàn)金報酬關(guān)聯(lián)的實驗代幣。不過二者的本質(zhì)并無區(qū)別,都屬于捐資后人人皆可享有的公共物品12即便對于不在校內(nèi)食堂用餐的被試(實驗 1)或不打算畢業(yè)后自主創(chuàng)業(yè)的被試(實驗2),實驗情境中的機會對于他們來講,也是均等和開放的,只要他們愿意即可享有。,且滿足前述社會困境的兩個基本屬性。其次,本研究對于被試的捐款數(shù)額沒有設(shè)置上限,這一方面是基于減少限制排除干擾的考慮,因為在決定是否捐款前個體分配到的資金差異明顯,低分配公平條件下的被試所得(實驗1為40元;實驗2為1000元)遠少于高分配公平條件下的所得(實驗1為360元;實驗2為9000元)13錢數(shù)多少并不會直接影響到個體的捐款意向。雖然實驗伊始的分配停留在紙面,沒有讓被試感受到“真金白銀”;但至少在心理賬戶上,已經(jīng)讓他們“名正言順”地擁有了這筆錢。因此,最后的捐款意味著是把自己的錢往外掏。;另一方面,更重要的,為了提高實驗結(jié)果的外部效度?，F(xiàn)實中,但凡公益捐款只求多多益善。

盡管本研究并不關(guān)注接收者對于分配方案的選擇,但實驗結(jié)果卻一致地顯示出較高的接受率(實驗1的總體接受率為92.5%;實驗2的總體接受率為 85.5%)。即使在最不公平的條件下(低分配公平和低程序公平),被試選擇接受的比例也高于75%。結(jié)合預(yù)實驗的結(jié)果,可以認為當(dāng)個體與機構(gòu)互動時,追求收益最大化的理性動機占了上峰;此外,由于博弈對象是組織或政府,機構(gòu)的權(quán)威性也會影響個體的服從與合作(邁爾斯,2014)。以上兩點充分說明人際互動與人機互動的不同,可由近年來全國各地城市大規(guī)模拆遷中只有極少數(shù)“釘子戶”的現(xiàn)實中得到印證。這也從側(cè)面說明為什么公共合作的雙路徑模型中外部路徑影響大于內(nèi)部路徑,個體認知的工具理性是關(guān)鍵。從另一個角度看,盡管只有少量的接收者拒絕不公平的方案,但大多數(shù)接收者選擇接受的同時并不意味著他/她就覺得公平:實驗1中低分配公平組的分數(shù)(M=2.62,SD=1.05)和低程序公平組的分數(shù)(M=1.82,SD=0.64)以及實驗2中低分配公平組的分數(shù)(M=1.93,SD=0.79)和低程序公平組的分數(shù)(M=2.08,SD=0.78),均沒有達到選項的中值3。這一結(jié)果可以成為“不平等規(guī)避”解釋的一個推廣:以往研究都關(guān)注那些拒絕者的行為及心理——拒絕“寡”因恨“不均”;而本研究卻發(fā)現(xiàn)接受者相反的選擇背后卻存在類似的心理——接受“寡”亦恨“不均”。這折射出接受者的相對剝奪感,形象地說就是“端起碗來吃肉,放下筷子罵娘”(Zhang,Wang,&Chen,2011)。如果說行為決策領(lǐng)域聚焦的是與拒絕相關(guān)的不公平感(injustice),本研究則將視野拓展至與接受相關(guān)的不公平感。由于互動對象的不同及雙方地位的差異,相似的不公平感竟能導(dǎo)致相反的行為抉擇。未來研究可以繼續(xù)挖掘社會情境下“不平等規(guī)避”這一共性背后的心理及神經(jīng)機制(羅藝等,2013;王赟等,2015),以及在此過程中存在的情緒喚起,如生氣(anger)、義憤(outrage)等(Gollwitzer &van Prooijen,2016)。

本研究的局限有以下三點:第一,盡管來自社會心理學(xué)的證據(jù)一再顯示行為意向?qū)τ谛袨橛兄己玫奶娲?但對公共合作意向的觀測不等于現(xiàn)實中的公共合作。受制于各種因素,實驗中不可能讓被試真正捐助出一定數(shù)量的現(xiàn)金。未來研究可以進一步探討雙路徑模型對于公共合作真實行為的解釋力。第二,實驗中選取了被試最熟悉和相關(guān)的情境以確保個體的卷入度,然而高校學(xué)生自身的特殊性使得研究結(jié)論推廣至其他社會群體時需謹慎。未來研究可以在各種群體中檢驗公共合作雙路徑模型的適用性。第三,本研究僅考察了社會公平感經(jīng)由機構(gòu)信任作用于公共合作意向的機制,事實上,決定個體參與公共合作的因素是多方面的。未來研究可以考察其他正式因素(如決策透明度)和非正式因素(如組織和社會認同)對公共合作的影響。

習(xí)近平總書記在 2014年初中央政法工作會議上發(fā)表的重要講話中再次強調(diào):“把促進社會公平正義作為核心價值追求”14詳見http://politics.people.com.cn/n/2014/0109/c70731-24064538.html;可見,社會公平是貫穿于當(dāng)代中國社會治理的核心價值理念(郭永玉等,2017)。同時,對于公共合作產(chǎn)生過程之社會心理因素的探討勢必有利于完整解答“合作行為是如何進化的”這一當(dāng)今人類最具挑戰(zhàn)性的科學(xué)問題(王赟等,2016)。本研究將二者結(jié)合,證實了社會公平是公共合作的前提,機構(gòu)信任是公共合作的誘因。實踐方面,無論是組織還是政府的管理者,不能僅滿足于讓組織和社會成員遵循規(guī)則,這只是義務(wù);應(yīng)在此基礎(chǔ)上謀求他們?yōu)榱巳后w利益的自愿合作(Tyler,2016)。而促進個體參與公共合作的根本在于最大程度的確保分配資源時的分配(結(jié)果)公平和程序(規(guī)則)公平,并盡可能提高個體的工具信任和動機信任。只有這樣,才能化解“社會不滿”(王二平,周潔,張書維,2015),增強政府信任(張書維,2016),實現(xiàn)機構(gòu)與個體間的良性互動。本研究的結(jié)論或可將《淮南子》之言明晰為：公正無私,取信于民,一言而萬民齊。

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