“樂”于合作：感知社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為的情緒機(jī)制*

竇 凱 劉耀中 王玉潔 聶衍剛

(1廣州大學(xué)教育學(xué)院) (2廣州大學(xué)廣州人心理與行為研究中心,廣州 510006) (3暨南大學(xué)管理學(xué)院,廣州 510632)(4廣東輕工職業(yè)技術(shù)學(xué)院馬克思主義學(xué)院,廣州 510300)

1 引言

人類的很多決策行為時(shí)常要面對(duì)“個(gè)人利益與集體利益”、“眼前利益與長(zhǎng)遠(yuǎn)利益”相沖突的博弈情境,這種廣泛存在于人類生活中的兩難選擇被稱為社會(huì)困境問題(劉長(zhǎng)江,郝芳,2014)。選擇合作(cooperation)可以最大化集體利益,而選擇競(jìng)爭(zhēng)(competition)可以最大化個(gè)人利益。競(jìng)爭(zhēng)往往能使個(gè)人獲得更高的利益,但一旦所有人都選擇競(jìng)爭(zhēng),每個(gè)人獲得的利益將少于所有人選擇合作時(shí)得到的收益。可見,社會(huì)困境的妥善解決通常依賴于合作行為(van Lange,Joireman,Parks,& van Dijk,2013)。

目前,關(guān)于合作行為的影響因素研究主要聚焦在決策者個(gè)人特征和決策設(shè)置上,較缺乏關(guān)注對(duì)手(opponent)層面的因素在影響個(gè)體合作行為上所發(fā)揮的作用。雖然以往研究證實(shí),社會(huì)價(jià)值取向(Fiedler,Gl?ckner,Nicklisch,& Dickert,2013)、社會(huì)階層(van Doesum,Tybur,& van Lange,2017)等個(gè)人特征和獎(jiǎng)懲(Balliet,Mulder,& van Lange,2011)、人際控制感(劉耀中,竇凱,2015)等決策設(shè)置是影響合作行為的重要因素。然而現(xiàn)實(shí)生活中的合作行為時(shí)常發(fā)生在真實(shí)的人際互動(dòng)過程中,來(lái)自對(duì)手的線索信息勢(shì)必會(huì)影響個(gè)體的合作行為。例如,博弈對(duì)象的面孔吸引力(Chen et al.,2012)、種族特征(Tortosa,Lupiá?ez,& Ruz,2013)等線索可能會(huì)通過增進(jìn)信任或減小社會(huì)距離間接影響個(gè)體的合作行為。

近期,有學(xué)者基于相互依賴?yán)碚?interdependent theory),發(fā)展出一個(gè)用于描述人際互動(dòng)中關(guān)注和滿足他人自主性需要的概念：社會(huì)善念(social mindfulness),提出了“社會(huì)善念促進(jìn)合作行為”的理論假設(shè) (van Doesum,van Lange,& van Lange,2013; van Lange & van Doesum,2015),并在足球運(yùn)動(dòng)員樣本中證實(shí)社會(huì)善念對(duì)建立良好的人際/團(tuán)隊(duì)關(guān)系發(fā)揮重要的作用(van Doesum,van Prooijen,Verburgh,& van Lange,2016)?？梢?社會(huì)善念的提出為尋找合作行為的促進(jìn)策略提供了一個(gè)新的視角。有鑒于此,本研究設(shè)置“施—受”雙方真實(shí)互動(dòng)的實(shí)驗(yàn)室情境,揭示實(shí)施者的社會(huì)善念對(duì)人際互動(dòng)中接受者合作行為的影響機(jī)制。

2 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

2.1 社會(huì)善念與合作行為

社會(huì)善念是個(gè)體在人際互動(dòng)中充滿善意地關(guān)注、尊重并保護(hù)他人選擇的需要和權(quán)利的行為(van Doesum et al.,2013; 竇凱,聶衍剛,王玉潔,張慶鵬,2017),可通過社會(huì)善念范式(簡(jiǎn)稱“SoMi 范式”)開展研究(詳見“3.2 方法”)。

社會(huì)善念作為一種策略性的人際溝通,是合作行為的促進(jìn)因素 (van Lange & van Doesum,2015)。首先,社會(huì)善念者善于識(shí)別他人的想法,有助于建立社交網(wǎng)絡(luò)、增進(jìn)群體歸屬感(Declerck,Boone,&Emonds,2013),于是會(huì)與行為接受者迅速建立彼此信任、親密的關(guān)系(van Doesum et al.,2013)。研究指出,信任是促進(jìn)合作行為的重要機(jī)制(Balliet,& van Lange,2013),當(dāng)人與人之間處于高度信任的狀態(tài)時(shí),社會(huì)關(guān)系中的易變性和不確定性均會(huì)降低,這是合作行為的基礎(chǔ)。其次,正如 van Lange和 van Doesum (2015)所述,人際互動(dòng)中的高社會(huì)善念行為會(huì)促進(jìn)親密關(guān)系的建立,而低社會(huì)善念會(huì)導(dǎo)致攻擊行為、厭惡感的加劇。一方面,實(shí)施社會(huì)善念對(duì)改善人際關(guān)系、建立親密關(guān)系具有重要作用。有研究采用 SoMi范式(包含 2個(gè)試次)考察了行為接受者對(duì)以下三類決策傾向者的印象：(1) 2次選擇非唯一物品; (2) 唯一物品和非唯一物品各選擇1次; (3) 2次選擇唯一物品。結(jié)果發(fā)現(xiàn),前兩種人被評(píng)價(jià)為友好地、可信賴的人; 而第三種人往往被評(píng)價(jià)為很不友好、不可信賴且自私的人(see Study 2a and b; van Doesum et al.,2013)。可見,當(dāng)社會(huì)善念行為被接受者識(shí)別時(shí),他們就會(huì)感到自己的自主性需要得到了尊重和保護(hù),于是會(huì)拉近與行為實(shí)施者間的社交距離,建立親密關(guān)系,而這些都是誘導(dǎo)合作行為的有效路徑。另一方面,阻礙他人達(dá)成目標(biāo)或限制他人的選擇是低社會(huì)善念的表現(xiàn),被限制的一方通常會(huì)感知到一種帶有敵意的冒犯行為,同時(shí)會(huì)伴隨厭惡或憎恨等負(fù)性情緒的發(fā)生(Twenge,Catanese,& Baumeister,2002)、親社會(huì)動(dòng)機(jī)的下降(Twenge,Baumeister,DeWall,Ciarocco,& Bartels,2007)。據(jù)此,提出假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)善念與合作行為呈正相關(guān),即實(shí)施高社會(huì)善念行為,會(huì)提升行為接受者的合作水平。

2.2 積極情緒的中介作用

積極情緒(positive emotion) 即正性情緒或具有正效價(jià)的情緒,如高興、自豪等(郭小艷,王振宏,2007),它在社會(huì)互動(dòng)中發(fā)揮著重要作用,可幫助人們更好地應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)(Conway et al.,2014)、緩解壓力(Edwards,Edwards,& Lyvers,2016)、增進(jìn)合作行為(Rand,Kraft-Todd,& Gruber,2015)。

積極情緒對(duì)合作行為的影響包含兩種取向：一種是考察情緒體驗(yàn)在隨后社會(huì)決策中的作用。研究發(fā)現(xiàn),自豪和快樂等積極情緒可促進(jìn)個(gè)體在捕魚游戲(fishing game)中抑制利己誘惑,進(jìn)而做出更多的“返回(return)”決策(Dorfman,Eyal,& Bereby-Meyer,2014)。另一種是揭示互動(dòng)對(duì)象的情緒表達(dá)對(duì)個(gè)體合作行為的影響。van Doorn,Heerdink和van Kleef(2012)通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)考察了情緒表達(dá)對(duì)競(jìng)合意圖識(shí)別的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn),相比于快樂或失望,對(duì)手表達(dá)憤怒情緒會(huì)讓觀察者體驗(yàn)到更多的是競(jìng)爭(zhēng)而非合作。此外,相比于憤怒者或無(wú)情緒者,人們更愿意向失望者表達(dá)親社會(huì)行為,如提供幫助或捐款(van Doorn,van Kleef,& van Pligt,2014)。由此可見,個(gè)體無(wú)論作為當(dāng)局者來(lái)體驗(yàn)情緒,還是作為旁觀者來(lái)觀察他人情緒,情緒效價(jià)及水平都會(huì)影響他們的決策與判斷,即相比于消極情緒,積極情緒更有助于增進(jìn)親社會(huì)行為,如捐獻(xiàn)、助人、合作等。

積極情緒的產(chǎn)生通常與某種需要相關(guān)聯(lián)(郭小艷,王振宏,2007)。根據(jù)自我決定理論 (selfdetermination theory,SDT) 的觀點(diǎn),心理需要得到滿足或理想被實(shí)現(xiàn),能激發(fā)個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)(Bjerregaard,Haslam,Morton,& Ryan,2015)。自主性(autonomy)是人類的一種基本心理需要,是個(gè)體對(duì)自己的言行具有自由感和選擇感時(shí)的體驗(yàn)(Langfred & Moye,2004)。從人際互動(dòng)過程來(lái)看,社會(huì)善念行為接受者積極情緒的獲得,正是由于自主選擇的需要得到了尊重和保護(hù),在互動(dòng)過程中體驗(yàn)到了自由感(van Doesum et al.,2013; 楊瑩,寇彧,2015)。此外,間接證據(jù)還顯示,實(shí)施社會(huì)善念行為有利于建立更友好的親密關(guān)系(van Doesum et al.,2013),而良好的人際關(guān)系也是積極情緒體驗(yàn)的重要來(lái)源(Diener et al.,2010)。據(jù)此可推測(cè)：社會(huì)善念行為可增強(qiáng)接受者的積極情緒、降低消極情緒。

假設(shè) 2：積極情緒可促進(jìn)個(gè)體在人際互動(dòng)中的合作行為,消極情緒則反之。

既然人際互動(dòng)中的個(gè)體體驗(yàn)到社會(huì)支持、心理得到滿足、自主動(dòng)機(jī)增強(qiáng)均會(huì)帶來(lái)強(qiáng)烈的積極情緒體驗(yàn),而這種瞬時(shí)的積極情緒增強(qiáng)又是維持合作行為的重要?jiǎng)恿?我們推測(cè)積極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為之間發(fā)揮著“橋梁”作用。但這一推測(cè)有待進(jìn)一步驗(yàn)證。就本研究而言,我們認(rèn)為個(gè)體在互動(dòng)過程中感知到自己的自主性需要被尊重和保護(hù)后會(huì)體驗(yàn)到更高的積極情緒,進(jìn)而影響其合作行為。

假設(shè) 3：積極情緒在感知社會(huì)善念與合作行為間起中介作用。

2.3 自主性需要的調(diào)節(jié)作用

有必要指出,并非所有的利他性舉措都有助于增強(qiáng)互動(dòng)中個(gè)體的積極情緒體驗(yàn),在互動(dòng)中體驗(yàn)到自主性才是獲得積極情緒的重要原因。社會(huì)善念行為之所以會(huì)提升行為接受者的積極情緒,是因?yàn)槠渥灾餍孕枰玫搅藵M足,即在人際互動(dòng)過程中感到自己受到了尊重,體驗(yàn)到了自由感(楊瑩,寇彧,2015)。研究發(fā)現(xiàn),對(duì)于那些未表現(xiàn)出幫助需要或提出要求的個(gè)體而言,強(qiáng)行提供幫助并不能帶來(lái)積極情緒體驗(yàn),反而會(huì)導(dǎo)致消極情緒的增多和自尊水平的下降(Schneider,Major,Luhtanen,& Crocker,1996)。另一項(xiàng)研究通過操縱任務(wù)難度來(lái)設(shè)置高、低幫助需要兩種條件,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在高幫助需要條件下,對(duì)被試實(shí)施幫助行為會(huì)得到被試的好評(píng); 相反,在低幫助需要條件下實(shí)施幫助行為,不僅得不到被試的好感,反而會(huì)降低其自我價(jià)值感和積極情緒(Halabi,Nadler,& Dovidio,2011)。由此可見,自主性需要水平的高低是親社會(huì)互動(dòng)中積極情緒增強(qiáng)或減弱的前提條件,如果個(gè)體在互動(dòng)過程中自主選擇需要水平較低,即便對(duì)手充滿友善地實(shí)施社會(huì)善念行為,也難以激發(fā)積極的情緒和行為表現(xiàn)。

假設(shè) 4：自主性需要調(diào)節(jié)感知社會(huì)善念與積極情緒體驗(yàn)間的關(guān)系。

綜上所述,社會(huì)善念行為的實(shí)施者通過增加接受者在人際互動(dòng)過程中的積極情緒,進(jìn)而促進(jìn)合作行為的產(chǎn)生,而社會(huì)善念行為提升接受者積極情緒的關(guān)鍵在于接受者自主性需要是否得到了滿足。當(dāng)接受者處于高自主性需要狀態(tài)時(shí),實(shí)施社會(huì)善念行為不僅會(huì)帶來(lái)更高的積極情緒體驗(yàn)(第一階段),而且這種積極情緒狀態(tài)會(huì)提升個(gè)體的合作行為(第二階段)。為驗(yàn)證這一推論,本研究從互動(dòng)博弈的視角構(gòu)建了假設(shè)模型(如圖 1),并通過 2個(gè)實(shí)驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)1通過操縱實(shí)施者選擇唯一選項(xiàng)和非唯一選項(xiàng)的比例來(lái)設(shè)置社會(huì)善念水平,借助公共物品游戲測(cè)查接受者的合作水平,采用兩階段評(píng)定法1兩階段情緒評(píng)定法：第一階段測(cè)查被試參加實(shí)驗(yàn)前 2周內(nèi)的積極與消極情緒體驗(yàn)(情緒基線),第二階段測(cè)查被試參與實(shí)驗(yàn)過程中體驗(yàn)到即時(shí)的積極與消極情緒。數(shù)據(jù)分析時(shí),將情緒基線作為協(xié)變量加以控制,并采用即時(shí)的積極情緒和消極情緒作為指標(biāo)(Kahneman,Krueger,Schkade,Schwarz,& Stone,2004)。測(cè)量接受者的積極情緒,進(jìn)而檢驗(yàn)積極情緒在感知社會(huì)善念和合作行為間的中介機(jī)制; 實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1 SoMi范式的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步操縱接受者在人際互動(dòng)過程中需要對(duì)手提供幫助的程度來(lái)設(shè)置自主性需要水平,以此檢驗(yàn)自主性需要所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

3 實(shí)驗(yàn)1：社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為：積極情緒的中介效應(yīng)

3.1 被試

通過校園招募,共 300名(男生 108名)在校大學(xué)生參加此實(shí)驗(yàn),隨機(jī)分配到高社會(huì)善念組(n=150)和低社會(huì)善念組(n= 150),年齡范圍17～23歲,平均年齡19.34 ± 1.01歲。所有被試均無(wú)精神病史且未參加過類似實(shí)驗(yàn),實(shí)驗(yàn)結(jié)束后均可獲得 7～10元人民幣的報(bào)酬。

3.2 方法

3.2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1采用單因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),其中社會(huì)善念分組為自變量,被試的即時(shí)情緒體驗(yàn)以及在公共物品游戲中的貢獻(xiàn)金額(即合作水平)為因變量。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)流程與任務(wù)

實(shí)驗(yàn)流程如圖2所示。

第一步,被試來(lái)到舒適、安靜的實(shí)驗(yàn)室之后,主試人員為其講解實(shí)驗(yàn)概況,在“知情、自愿參與”的原則下簽署《知情同意書》; 緊接著,被試填寫人口學(xué)變量問卷(包括性別、年齡等)和一系列額外變量問卷(均為 Likert 7 點(diǎn)計(jì)分,“1→7”分別表示“非常不同意→非常同意”),包括特質(zhì)信任傾向(5個(gè)條目,例如“這些日子你不知道能夠相信誰(shuí)。”,α=0.63; Schuessler,1982),移情關(guān)懷(6個(gè)條目,例如“對(duì)那些比我不幸的人,我經(jīng)常有心軟和關(guān)懷的感覺?！?α= 0.67; Davis,1980),觀點(diǎn)采擇(5個(gè)條目,例如“在做決定前,我試著從爭(zhēng)論中去看每個(gè)人的立場(chǎng)?！?α= 0.81; Davis,1980)。

圖1 互動(dòng)博弈中“施—受”雙方各變量的假設(shè)模型

圖2 實(shí)驗(yàn)1的操作流程(A)、物品選擇游戲示例(B)和公共物品游戲示例(C)

第二步,采用《積極和消極情緒量表(PANAS)》評(píng)定被試兩周內(nèi)的情緒狀態(tài)作為基線(Watson,Clark,& Tellegen,1988),該量表采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分法(“1→7”表示“根本沒有→非常強(qiáng)烈”),分?jǐn)?shù)越高表明情感體驗(yàn)越明顯(α1= 0.73、α2= 0.69)。

第三步,告知被試將與隔壁實(shí)驗(yàn)室的玩家 A(實(shí)質(zhì)上是由實(shí)驗(yàn)助手擔(dān)任的假被試)共同完成后續(xù)的在線互動(dòng)游戲,由于游戲的獎(jiǎng)金均通過“微信紅包”的方式支付,所以邀請(qǐng)被試加入臨時(shí)組建的微信群(注：玩家 A已提前入群,且主試與玩家的 A的頭像均設(shè)置為標(biāo)準(zhǔn)化的風(fēng)景照),入群后被試和玩家A立即領(lǐng)取5元紅包作為游戲的初始資金。關(guān)于使用微信紅包的目的將在第六步中詳細(xì)介紹。

第四步,被試加入微信群后,立刻與玩家A在計(jì)算機(jī)上完成物品選擇游戲(玩家 A的選擇策略實(shí)質(zhì)上是主試提前設(shè)置好的計(jì)算機(jī)程序),該任務(wù)是在鋼筆選擇范式(pen-choice paradigm; Hashimoto,Li,& Yamagishi,2011)和社會(huì)善念范式(SoMi Paradigm; van Doesum et al.,2013)基礎(chǔ)上修訂的,通過設(shè)置“物品選擇游戲”中玩家A選擇“唯一選項(xiàng)”和“非唯一選項(xiàng)”的比例來(lái)操控社會(huì)善念水平(見圖2-B)。每輪任務(wù)中,首先要求玩家A在同種類的4個(gè)(或3個(gè))物品中選擇1個(gè),整個(gè)實(shí)驗(yàn)共包括10個(gè)種類物品(如水杯、蘋果等),每個(gè)種類物品按照特征差異分為“唯一物品”和“非唯一物品”,即4個(gè)(或3個(gè))同類物品中,有3個(gè)(或2個(gè))物品完全相同(視為“非唯一物品”),而另一個(gè)物品僅在某一表面特征上與之相區(qū)別(視為“唯一物品”)。

如果玩家A從3個(gè)(或2個(gè))“非唯一物品”中選擇一個(gè)(如選擇紅水杯),那么被試(或玩家 B)仍然擁有選擇的機(jī)會(huì)(可在紅水杯與綠水杯間選擇),這種情況則視為高社會(huì)善念行為; 如果玩家A選擇了“唯一物品” (如選擇綠水杯),則意味著被試(或玩家B)失去了選擇的機(jī)會(huì)(只能從3個(gè)紅水杯中選擇),這種情況則視為低社會(huì)善念行為。

在高社會(huì)善念組中,設(shè)置玩家 A選擇“非唯一選項(xiàng)”的比例占 80%,選擇“唯一選項(xiàng)”的比例 20%;而在低社會(huì)善念組中,設(shè)置玩家 A選擇“非唯一選項(xiàng)”的比例占20%,選擇“唯一選項(xiàng)”的比例80%。實(shí)驗(yàn)過程中,玩家A擔(dān)任行為實(shí)施者角色,而被試擔(dān)任行為接受者角色,當(dāng)玩家A做出選擇后需要在剩下的3個(gè)(或2個(gè))中選擇1個(gè)。整個(gè)實(shí)驗(yàn)共包含24個(gè)試次,其中 4個(gè)試次為控制條件(即 4個(gè)物品中,“非唯一選項(xiàng)”與“唯一選項(xiàng)”各為2個(gè))。為排除實(shí)驗(yàn)設(shè)置對(duì)結(jié)果的干擾,所有種類的物品和每輪物品的排放位置均進(jìn)行了隨機(jī)化處理。

第五步,當(dāng)被試完成物品選擇游戲后,需立刻填寫《積極與消極情緒量表》和一系列回溯性問卷(主要測(cè)查被試感知到玩家A的社會(huì)善念水平),即根據(jù)玩家A在游戲中的表現(xiàn)和自己的真實(shí)感受,對(duì)此時(shí)此刻的積極情緒與消極情緒體驗(yàn)(α1= 0.85、α2= 0.81)、感知到玩家A的自利水平(perceived self interestedness,PSI; 3 個(gè)條目,α= 0.78),對(duì)他/她的喜歡程度(Liking,3 個(gè)條目,α= 0.75)、與他/她共事的意愿(willingness to collaborate,WC; 3個(gè)條目,α= 0.85)、是否期待在現(xiàn)實(shí)生活中和他/她相遇(desire to meet in real life,DM; 3 個(gè)條目,α= 0.89)等方面進(jìn)行評(píng)定。已有研究證實(shí),上述回溯性調(diào)查結(jié)果可作為檢驗(yàn)社會(huì)善念分組有效性的操作性指標(biāo)(Van Doesum et al.,2013)。此外,在審稿人的建議下,100名被試重復(fù)了實(shí)驗(yàn) 1的內(nèi)容(N高社會(huì)善念=50,N低社會(huì)善念= 50; 男生 39名,女生 61名; 年齡范圍18～21歲,平均年齡為19.67 ± 1.02),并完成物品選擇游戲后評(píng)定了感知對(duì)手的友善程度(perceived mindfulness,PM; 4個(gè)條目,α= 0.93)2非常感謝審稿人對(duì)本研究檢驗(yàn)物品選擇游戲操縱高、低社會(huì)善念水平有效性所提出的建設(shè)性意見,所有回溯性問卷題目可參見：https://www.researchgate.net/profile/Kai_Dou5,結(jié)果發(fā)現(xiàn),相比于低社會(huì)善念組,被試感知到高社會(huì)善念組中的玩家A更加友善(t= 10.08,p< 0.001,d= 2.01),這再次證實(shí)了物品選擇游戲操縱高、低社會(huì)善念水平的可靠性。

第六步,告知被試實(shí)驗(yàn)即將結(jié)束,結(jié)束前需要與玩家A共同完成一項(xiàng)“紅包接龍游戲” (見圖2-C),其原理來(lái)自公共物品游戲(陳欣,趙國(guó)祥,葉浩生,2014)?；谙惹暗难芯?Tazelaar,van Lange,&Ouwerkerk,2004),為提高被試在公共物品游戲中的真實(shí)體驗(yàn)感以及與物品選擇游戲中被試所擔(dān)任角色的契合度,本研究引入微信紅包作為公共物品的獎(jiǎng)金池,被試與玩家A均要決定從剛獲得的5元紅包中選擇1個(gè)金額數(shù)(0～5元)發(fā)送給主試(私聊發(fā)送)3通過“私聊發(fā)送”這種雙盲的形式搜集被試的貢獻(xiàn)金額,其目的在于避免被試因看到微信群中對(duì)手的貢獻(xiàn)金額后影響自己的決策。,然后主試將收到二人紅包的金額總和乘以1.2(增值1.2倍)后平均分給被試和玩家A。根據(jù)公共物品游戲的邏輯,被試在這里選擇貢獻(xiàn)的紅包數(shù)額越大表明其合作行為越高。

在閱讀并理解任務(wù)要求后,被試需要完成2道題目4(1) 假如：玩家A發(fā)送的紅包金額為1元,你發(fā)送的紅包金額數(shù)為2元,那么,你最終會(huì)獲得 元。(2) 假如：玩家A發(fā)送的紅包金額為4元,你發(fā)送的紅包金額數(shù)為1元,那么,你最終會(huì)獲得 元。,以考察他們是否理解這一情境,只有正確作答后才能繼續(xù)實(shí)驗(yàn)。該實(shí)驗(yàn)中,被試決定放入紅包的金額數(shù)將作為“合作”的指標(biāo)(即貢獻(xiàn)金額)。

最后,被試離開實(shí)驗(yàn)室前,重申保密原則并告知其實(shí)驗(yàn)真相,以消除實(shí)驗(yàn)設(shè)置對(duì)其心理與行為的影響,同時(shí)按照既定的游戲規(guī)則給被試派發(fā)微信紅包,以此作為實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

3.2.3 實(shí)驗(yàn)控制與數(shù)據(jù)分析

共12名碩士研究生(其中6名做主試,另6名扮演玩家 A)作為實(shí)驗(yàn)助手,參與該實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)收集工作。正式實(shí)驗(yàn)之前,研究者對(duì) 12名實(shí)驗(yàn)助手(其中男生5人)進(jìn)行了培訓(xùn),并進(jìn)行了1對(duì) 1的模擬演練,其目的在于統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ),盡可能使實(shí)驗(yàn)過程標(biāo)準(zhǔn)化,減少主試的個(gè)人因素對(duì)實(shí)驗(yàn)效果的干擾。

數(shù)據(jù)收集后全部錄入SPSS 21.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行處理,數(shù)據(jù)分析方法包括：描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析、差異分析,路徑分析等。

3.3 結(jié)果

3.3.1 預(yù)分析

相比于低社會(huì)善念組,高社會(huì)善念組的被試感知到玩家 A擁有更低的自利水平(t= ?12.93,p<0.001,d= ?2.59),并且更喜歡玩家A (t= 9.82,p<0.001,d= 1.97),更期望在現(xiàn)實(shí)生活中與他/她相遇(t= 10.12,p< 0.001,d= 2.01),更愿意與玩家A共事(t= 8.58,p< 0.001,d= 1.72)。由此可見,被試在高社會(huì)善念組感知到玩家A更加友善,這說(shuō)明本實(shí)驗(yàn)對(duì)社會(huì)善念水平的操控是可靠的。

額外變量中,僅有年齡與貢獻(xiàn)金額呈顯著負(fù)相關(guān)(r= ?0.16,p< 0.01),故在后續(xù)分析中應(yīng)將年齡作為協(xié)變量加以控制。

3.3.2 即時(shí)情緒和貢獻(xiàn)金額在社會(huì)善念分組上的差異

以社會(huì)善念分組為自變量,以情緒基線(Time 1)和年齡為協(xié)變量,分別對(duì)被試完成物品選擇游戲后的即時(shí)情緒(Time 2)進(jìn)行協(xié)方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)(如圖 3)：積極情緒在社會(huì)善念分組上的主效應(yīng)顯著(F(1,295) = 134.30,p< 0.001,η2= 0.31),高社會(huì)善念組被試比低社會(huì)善念組被試體驗(yàn)到更強(qiáng)烈的積極情緒(M高社會(huì)善念= 4.44 ± 1.04,M低社會(huì)善念= 3.01 ±1.31); 而且社會(huì)善念分組對(duì)消極情緒的主效應(yīng)也顯著(F(1,195) = 18.89,p< 0.001,η2= 0.06),即相比于低社會(huì)善念組被試,高社會(huì)善念組被試體驗(yàn)到的消極情緒更低(M高社會(huì)善念= 1.44 ± 0.77,M低社會(huì)善念=1.88 ± 0.97)。

同樣,以社會(huì)善念分組為自變量,以年齡為協(xié)變量,對(duì)被試在公共物品游戲中的貢獻(xiàn)金額進(jìn)行協(xié)方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：貢獻(xiàn)金額在社會(huì)善念分組上的主效應(yīng)非常顯著(F(1,297) = 39.12,p< 0.001,η2=0.12),即相比于低社會(huì)善念組,高社會(huì)善念組的被試向公共獎(jiǎng)池貢獻(xiàn)的金額顯著更高(M高社會(huì)善念=3.90 ± 0.98,M低社會(huì)善念= 3.17 ± 1.16)。

圖3 積極與消極情緒體驗(yàn)、貢獻(xiàn)金額(單位: 元)在社會(huì)善念分組上的差異

3.3.3 感知社會(huì)善念與情緒體驗(yàn)、合作行為的相關(guān)分析

以感知自利水平(反向分)、喜歡程度、共事意愿和期待相遇四個(gè)維度的平均分作為感知社會(huì)善念的指標(biāo),以完成物品選擇游戲后的積極情緒和消極情緒(Time 2)為測(cè)量指標(biāo),以貢獻(xiàn)金額作為合作行為的指標(biāo)。相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：感知社會(huì)善念與積極情緒體驗(yàn)(r= 0.66,p< 0.001)、合作行為(r=0.34,p< 0.001)呈顯著正相關(guān),與消極情緒體驗(yàn)(r=?0.34,p< 0.01)呈顯著負(fù)相關(guān); 積極情緒體驗(yàn)與合作行為呈顯著正相關(guān)(r= 0.27,p< 0.001),消極情緒體驗(yàn)與合作行為相關(guān)并不顯著。

3.3.4 情緒體驗(yàn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用Hayes (2013)開發(fā)的PROCESS宏(model 4)檢驗(yàn)積極情緒體驗(yàn)、消極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為間的中介效應(yīng),并采用 5000次隨機(jī)抽樣的bootstrap法來(lái)計(jì)算中介效應(yīng)值,根據(jù)95%的置信區(qū)間中是否包含0來(lái)判斷中介效應(yīng)的顯著性,若 95%的置信區(qū)間中不包含 0,則說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)：感知社會(huì)善念可顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)(β= 0.67,p< 0.001),且感知社會(huì)善念(β= 0.24,p< 0.001)與積極情緒體驗(yàn)(β= 0.15,p< 0.01)均能顯著正向預(yù)測(cè)合作行為,而消極情緒體驗(yàn)不能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體的合作行為(β= 0.01,p=0.92)。由于感知社會(huì)善念對(duì)合作行為的直接預(yù)測(cè)作用顯著,故積極情緒體驗(yàn)發(fā)揮部分中介作用。進(jìn)一步中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)(如圖4所示),由“感知社會(huì)善念→積極情緒體驗(yàn)→合作行為”產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間不包含0 (95%CI = [0.03,0.19]),表明積極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為間具有顯著的間接效應(yīng)(效應(yīng)值 = 0.10,占總效應(yīng)的29.41%);而由“感知社會(huì)善念→消極情緒體驗(yàn)→合作行為”產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間包含 0 (95%CI =[?0.02,0.02]),表明消極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為之間不具有顯著的間接效應(yīng)。由此可認(rèn)為：感知社會(huì)善念除了直接影響個(gè)體的合作行為外,還通過積極情緒體驗(yàn)的增強(qiáng)間接影響合作行為。

圖4 感知社會(huì)善念影響合作行為的中介路徑

3.4 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)1對(duì)高、低社會(huì)善念水平的兩組被試進(jìn)行了比較,相比于低社會(huì)善念行為,互動(dòng)初期接受高社會(huì)善念行為的被試體驗(yàn)到更高的積極情緒和更低的消極情緒,并愿意在隨后的公共物品游戲中貢獻(xiàn)更多的資源。假設(shè)1的推論得以驗(yàn)證。此外,從接受者的數(shù)據(jù)分析來(lái)看,感知社會(huì)善念與積極情緒、消極情緒、合作行為關(guān)系密切,而且積極情緒在感知社會(huì)善念與合作行為間發(fā)揮著部分中介作用。假設(shè)2和假設(shè)3的推論與研究結(jié)果一致。這說(shuō)明相比于負(fù)性情緒,積極情緒體驗(yàn)在人際互動(dòng)中對(duì)合作行為的影響更強(qiáng)烈。至此,實(shí)驗(yàn)1初步證實(shí)了社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為的情緒路徑：感知社會(huì)善念→積極情緒體驗(yàn)(＋)→合作行為(＋),為進(jìn)一步檢驗(yàn)社會(huì)善念提升積極情緒體驗(yàn)是否與行為接受者的自主性需要有關(guān),實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上操縱被試在物品選擇游戲中需要對(duì)手提供幫助的程度來(lái)設(shè)置自主性需要水平,進(jìn)而檢驗(yàn)自主性在社會(huì)善念影響合作行為中的作用機(jī)制。

4 實(shí)驗(yàn)2：“樂”在何時(shí)：自主性需要的調(diào)節(jié)機(jī)制

4.1 被試

通過校園招募,共120名(男生42名)在校大學(xué)生參與實(shí)驗(yàn) 2,隨機(jī)分配到高社會(huì)善念＋高自主性需要組(n= 30)、高社會(huì)善念＋低自主性需要組(n=30)、低社會(huì)善念＋高自主性需要組(n= 30)和低社會(huì)善念＋低自主性需要組(n= 30),年齡范圍17～28歲,平均年齡19.36 ± 2.21歲。所有被試均無(wú)精神病史且未參加過類似實(shí)驗(yàn)(含實(shí)驗(yàn) 1),實(shí)驗(yàn)結(jié)束后均可獲得10～15元人民幣的報(bào)酬。

圖5 實(shí)驗(yàn)2的操作流程(A)、紙牌選擇游戲示例(B)和公共物品游戲示例(C)

4.2 方法

4.2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2采用2(社會(huì)善念分組：高、低)×2(自主性需要：高、低)的兩因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),其中社會(huì)善念分組與自主性需要為自變量,被試在公共物品游戲中的貢獻(xiàn)金額(合作水平)及其情緒體驗(yàn)為因變量。

4.2.2 實(shí)驗(yàn)流程與任務(wù)

除了第四步與實(shí)驗(yàn)1不同外,其他步驟與任務(wù)均和實(shí)驗(yàn)1相同,具體如下所示：

第四步,為操控被試的自主性需要水平,實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1和前人研究(van Doesum et al.,2013)的基礎(chǔ)上,將“物品選擇游戲”改為“紙牌選擇游戲”,即將物品改為有顏色的紙牌(紅色紙牌與綠色紙牌兩種),通過設(shè)置“紙牌選擇游戲”中的假被試(即玩家 A,由實(shí)驗(yàn)助手擔(dān)任)選擇“唯一紙牌”和“非唯一紙牌”的比例來(lái)操控社會(huì)善念水平(如圖 5B所示),并設(shè)置游戲結(jié)束后被試獲得綠色紙牌的個(gè)數(shù)及獎(jiǎng)勵(lì)來(lái)操控其自主性需要水平。整個(gè)實(shí)驗(yàn)共包括 20個(gè)試次,將綠色紙牌設(shè)置為“唯一紙牌”,紅色紙牌設(shè)置為“非唯一紙牌”,兩種紙牌僅在顏色這一屬性有所區(qū)別。

如果玩家A從3個(gè)(或2個(gè))“非唯一紙牌(即紅色紙牌)”中選擇一個(gè),那么被試仍然擁有在紅色紙牌與綠色紙牌間挑選的自主權(quán),這種情況則視為高社會(huì)善念行為; 如果玩家A選擇了“唯一物品(即綠色紙牌)”,則意味著被試失去了選擇的機(jī)會(huì)(只能從 3張紅色紙牌中選擇),這種情況則被視為低社會(huì)善念行為。在高社會(huì)善念組中,設(shè)置玩家A選擇“紅色紙牌”的比例占80% (即16次),選擇“綠色紙牌”的比例為20% (即4次); 而在低社會(huì)善念組中,設(shè)置玩家A選擇“紅色紙牌”的比例占20% (即4次),選擇“綠色紙牌”的比例為80% (即16次)。為排除實(shí)驗(yàn)設(shè)置對(duì)結(jié)果的干擾,每輪試次中紙牌的排放順序均進(jìn)行了隨機(jī)化處理。

參考前人研究(Halabi et al.,2011),本實(shí)驗(yàn)通過設(shè)置被試在“紙牌選擇游戲”中的獎(jiǎng)勵(lì)規(guī)則來(lái)操縱其自主性需要水平。在高自主性需要條件下,告知被試如果游戲結(jié)束后選中的綠色紙牌比率超過50%(即10個(gè)以上)的話,便可立刻獲得10元現(xiàn)金和50元的中國(guó)知網(wǎng)充值卡; 如果選中的綠色紙牌比率未超過50%(即10個(gè)以下)的話,便無(wú)法獲得該獎(jiǎng)勵(lì)。在低自主性需要條件下,僅告知被試根據(jù)自己的偏好選擇紙牌,無(wú)獎(jiǎng)勵(lì)設(shè)置。由此不難想象,被試在高自主性需要條件下,要想獲得獎(jiǎng)勵(lì)就需要得到對(duì)手的幫助和支持才有可能獲得規(guī)定數(shù)量的綠色紙牌; 但在低自主性需要條件下,由于未設(shè)置獎(jiǎng)勵(lì)規(guī)則,被試強(qiáng)烈需要對(duì)手支持和幫助的期望相對(duì)較低。對(duì)被試評(píng)定的感知自主性水平(perceived autonomy,2個(gè)條目,α= 0.76)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)：被試在前一種條件下感知到的自主性需要水平顯著更高(t= 4.31,p< 0.001,d= 0.79)。已有研究也證實(shí),通過設(shè)置被試在實(shí)驗(yàn)情境中需要幫助的水平是操控自主性需要的有效方法(Halabi et al.,2011)。

需要補(bǔ)充說(shuō)明的是,實(shí)驗(yàn)2中使用的額外變量問卷和回溯性問卷的信度系數(shù)均達(dá)到心理測(cè)量學(xué)的要求(α= 0.73～0.90)。

4.2.3 實(shí)驗(yàn)控制與數(shù)據(jù)分析

同實(shí)驗(yàn)1。

4.3 結(jié)果

4.3.1 預(yù)分析

預(yù)分析方法同實(shí)驗(yàn) 1,結(jié)果顯示社會(huì)善念水平的操控是有效的; 此外,只有貢獻(xiàn)金額在性別上的差異顯著(t= 2.90,p< 0.01,d= 0.59),后續(xù)數(shù)據(jù)分析中應(yīng)將性別作為協(xié)變量加以控制。

4.3.2 社會(huì)善念與自主性需要對(duì)即時(shí)情緒的影響

為探究社會(huì)善念與自主性需要對(duì)被試完成紙牌選擇游戲過程中即時(shí)情緒體驗(yàn)的影響,本研究以社會(huì)善念分組和自主性需要為自變量,以情緒基線和性別為協(xié)變量,分別對(duì)被試完成紙牌選擇游戲后填寫的積極情緒與消極情緒體驗(yàn)進(jìn)行協(xié)方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

在積極情緒上,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)顯著(F(1,113) = 11.61,p< 0.01,η2= 0.10),即相比于低社會(huì)善念組,高社會(huì)善念組中的被試體驗(yàn)到更強(qiáng)烈的積極情緒(M高社會(huì)善念= 4.37 ± 0.15,M低社會(huì)善念=3.61 ± 0.15)。社會(huì)善念分組與自主性需要的交互效應(yīng)也顯著(F(1,113) = 4.30,p< 0.05,η2= 0.04),進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)(如圖 6所示),僅在高自主性需要條件下,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)達(dá)到了顯著性水平(F(1,113) = 17.99,p< 0.001,η2= 0.12),即相比于低社會(huì)善念者,被試與高社會(huì)善念者互動(dòng)時(shí)體驗(yàn)到的積極情緒更加強(qiáng)烈; 但在低自主性需要條件下,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)并不顯著。此外,并未發(fā)現(xiàn)其他的主效應(yīng)。

在消極情緒上,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)顯著(F(1,113) = 4.35,p< 0.05,η2= 0.04),即相比于低社會(huì)善念組,高社會(huì)善念組中的被試體驗(yàn)到的消極情緒更低(M高社會(huì)善念= 1.62 ± 0.12,M低社會(huì)善念= 1.97 ±0.12)。但是,并未發(fā)現(xiàn)消極情緒的其他主效應(yīng)和交互效應(yīng)。

圖6 積極情緒體驗(yàn)在社會(huì)善念分組與自主性需要上的交互效應(yīng)

4.3.3 社會(huì)善念與自主性需要對(duì)合作行為的影響

以社會(huì)善念分組和自主性需要為自變量,以性別為協(xié)變量,對(duì)被試在公共物品游戲中的貢獻(xiàn)金額為因變量進(jìn)行協(xié)方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：社會(huì)善念分組的主效應(yīng)顯著(F(1,115) = 82.34,p< 0.001,η2=0.42),即相比于低社會(huì)善念者,被試與高社會(huì)善念者進(jìn)行公共物品博弈時(shí)貢獻(xiàn)的金額更高(M高社會(huì)善念=4.16 ± 0.10,M低社會(huì)善念= 2.84 ± 0.10)。社會(huì)善念分組與自主性需要的交互效應(yīng)也顯著(F(1,115) = 55.78,p< 0.001,η2= 0.33),進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)(如圖7所示),在高自主性需要條件下,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)顯著(F(1,115) = 135.43,p< 0.001,η2=0.54),即相比于低社會(huì)善念者,被試與高社會(huì)善念者進(jìn)行公共物品博弈時(shí)貢獻(xiàn)的金額更高; 但是在低自主性需要條件下,社會(huì)善念分組的主效應(yīng)不顯著。值得注意的是,在高社會(huì)善念組上,自主性需要的主效應(yīng)非常顯著(F(1,115) = 36.45,p< 0.001,η2= 0.24),即相比于低自主性需要,當(dāng)被試的高自主性需要得到滿足時(shí)傾向于向公共賬戶貢獻(xiàn)更多的金額; 且在低社會(huì)善念組上,自主性需要的主效應(yīng)也非常顯著(F(1,115) = 20.55,p< 0.001,η2=0.15),即相比于低自主性需要,當(dāng)被試的高自主性需要未得到滿足時(shí)傾向于向公共賬戶貢獻(xiàn)更少的金額。

圖7 貢獻(xiàn)金額在社會(huì)善念分組與自主性需要上的交互效應(yīng)

4.3.4 感知社會(huì)善念與情緒體驗(yàn)、合作行為的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在高自主性需要條件下,感知社會(huì)善念、積極情緒體驗(yàn)與合作行為三者呈顯著正相關(guān)(r= 0.43～0.75,ps < 0.001),與消極情緒體驗(yàn)呈顯著負(fù)相關(guān)(r= ?0.62,p< 0.001); 消極情緒體驗(yàn)與合作行為相關(guān)并不顯著。與高自主性需要條件一致,個(gè)體在低自主性需要條件下的感知社會(huì)善念與積極情緒體驗(yàn)呈顯著正相關(guān)(r= 0.46,p< 0.001),積極情緒體驗(yàn)與合作行為呈顯著正相關(guān)(r= 0.26,p< 0.05); 但不同之處在于,感知社會(huì)善念與消極情緒體驗(yàn)、合作行為的相關(guān)并未達(dá)到顯著性水平。

由此可見,感知社會(huì)善念與積極情緒、合作行為的關(guān)系非常緊密,但這種關(guān)系是否受到自主性需要的影響還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.3.5 情緒體驗(yàn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

依然采用 Hayes (2013)開發(fā)的 PROCESS宏(model 4)來(lái)檢驗(yàn)積極情緒體驗(yàn)、消極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為間的中介效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(見圖 8)：只有積極情緒體驗(yàn)在感知社會(huì)善念與合作行為間起完全中介作用(效應(yīng)值 = 0.17,占總效應(yīng)的58.62%; 95%CI = 0.02～0.34)。因此,實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果再次驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)1的結(jié)論：感知社會(huì)善念會(huì)通過積極情緒體驗(yàn)來(lái)促進(jìn)合作行為的產(chǎn)生。

圖8 感知社會(huì)善念影響合作行為的中介路徑

4.3.6 自主性需要的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用Hayes (2013)開發(fā)的PROCESS宏(model 1)檢驗(yàn)自主性需要的調(diào)節(jié)作用,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在“感知社會(huì)善念→積極情緒體驗(yàn)”這條路徑上,除了感知社會(huì)善念顯著正向預(yù)測(cè)積極情緒(β= 0.54,p< 0.001)外,感知社會(huì)善念與自主性需要的交互項(xiàng)也可顯著正向預(yù)測(cè)積極情緒體驗(yàn)(β= 0.36,p< 0.001)。進(jìn)一步調(diào)節(jié)效應(yīng)分析也發(fā)現(xiàn)(如圖 9A所示),由乘積項(xiàng)到積極情緒體驗(yàn)產(chǎn)生的路徑,95%的置信區(qū)間不包含0 (95% CI = [0.019,0.694]),表明感知社會(huì)善念到積極情緒體驗(yàn)的路徑受到了自主性需要的調(diào)節(jié)。為更加清晰的呈現(xiàn)自主性需要所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用,本研究將感知社會(huì)善念得分按照 27%標(biāo)準(zhǔn)分為高分組和低分組,簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)(如圖9B所示)：只有在低感知社會(huì)善念條件下,自主性需要的主效應(yīng)顯著(F(1,60) = 6.77,p< 0.05,η2= 0.10),即相比于低自主性需要,個(gè)體的高自主性需要未得到滿足時(shí)產(chǎn)生的積極情緒體驗(yàn)顯著更低; 但是在高感知社會(huì)善念條件下,雖然高自主性需要得到滿足時(shí)產(chǎn)生的積極情緒體驗(yàn)高于低自主性需要,但差異未達(dá)到顯著性水平。

4.4 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果與實(shí)驗(yàn)1保持一致,再次證實(shí)假設(shè)1～3。更重要的是,實(shí)驗(yàn)2證實(shí)了自主性需要的滿足是社會(huì)善念行為提升接受者積極情緒體驗(yàn)的關(guān)鍵,尤其是高自主性需要未得到滿足時(shí),接受者的積極情緒顯著更低。該結(jié)果從內(nèi)在本質(zhì)上揭示了人際互動(dòng)中積極情緒增強(qiáng)的根源：行為接受者的自主性需要得到了尊重和保護(hù)。至此,假設(shè)4的推論得以驗(yàn)證。

圖9 自主性需要對(duì)感知社會(huì)善念—積極情緒關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

5 綜合討論

5.1 結(jié)果分析與理論貢獻(xiàn)

人際互動(dòng)中體驗(yàn)到實(shí)施者社會(huì)善念行為所帶來(lái)的積極情緒,究竟能否促進(jìn)被試為集體做出更多的貢獻(xiàn)？為檢驗(yàn)這一假設(shè),本研究通過2個(gè)真實(shí)互動(dòng)情境下的博弈實(shí)驗(yàn),揭示人際互動(dòng)中實(shí)施者的社會(huì)善念究竟如何以及為何會(huì)影響接受者的合作行為。研究結(jié)果及其理論貢獻(xiàn)如下三點(diǎn)所述。

5.1.1 檢驗(yàn)了社會(huì)善念對(duì)合作行為的預(yù)測(cè)作用

社會(huì)善念的提出為揭示合作行為的促進(jìn)與維持機(jī)制提供了一條新的路徑。2個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)果均表明：相比于低社會(huì)善念者,個(gè)體與高社會(huì)善念者進(jìn)行公共物品博弈時(shí)表現(xiàn)出更高的合作行為; 而且,感知社會(huì)善念對(duì)合作行為具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。這一方面驗(yàn)證了van Doesum等(2013)所提出的“感知社會(huì)善念”假設(shè),即實(shí)施社會(huì)善念行為往往被他人感知為一種“親社會(huì)”信號(hào),這是建立信任、促進(jìn)合作的關(guān)系基礎(chǔ); 另一方面,還從實(shí)證研究的角度驗(yàn)證了van Lange和van Doesum (2015)的推測(cè)：社會(huì)善念有助于促進(jìn)合作行為。相互依賴?yán)碚撜J(rèn)為,當(dāng)個(gè)體與他人進(jìn)行社會(huì)互動(dòng)時(shí),其動(dòng)機(jī)體系會(huì)被激活,開始準(zhǔn)備和對(duì)手進(jìn)行互動(dòng),這種準(zhǔn)備狀態(tài)不僅受到對(duì)手特征的影響,還會(huì)受到個(gè)體對(duì)對(duì)手的評(píng)估和交互情境的影響。例如,面對(duì)一種新情境時(shí),個(gè)體會(huì)根據(jù)對(duì)情境的綜合分析后再采取某種行為決策,也可能根據(jù)互動(dòng)過程中的經(jīng)驗(yàn)習(xí)得再采取行動(dòng)。若對(duì)手的行為帶來(lái)了良好的結(jié)果,就會(huì)與對(duì)手產(chǎn)生一種特定關(guān)系的適應(yīng)(relationship-specific adaptation),進(jìn)而形成關(guān)系承諾(Rusbult & van Lange,2003)。研究證實(shí),強(qiáng)關(guān)系承諾會(huì)促進(jìn)親社會(huì)動(dòng)機(jī)的產(chǎn)生,如信任、體諒和犧牲(Morgan & Hunt,2015)。由此可見,高社會(huì)善念的實(shí)施者在人際互動(dòng)過程中會(huì)確保自己當(dāng)下的選擇不會(huì)限制或決定他人的選擇,這種親社會(huì)性意圖的表達(dá)在互動(dòng)初期有利于建立良好的人際關(guān)系情境,促使接受者親社會(huì)動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)換,進(jìn)而表現(xiàn)出高水平的合作行為。理論貢獻(xiàn)在于：以往合作行為的研究大多是從實(shí)施者的單向視角展開的,而本研究通過引入真實(shí)的人際互動(dòng)情境,探究實(shí)施者社會(huì)善念的表達(dá)對(duì)接受者合作行為的影響機(jī)制,不僅擴(kuò)展了合作行為的研究視角,也從實(shí)證的角度為社會(huì)善念理論的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。

5.1.2 積極情緒在感知社會(huì)善念與合作行為間的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)積極情緒體驗(yàn)是社會(huì)善念行為接受者愿意為集體捐獻(xiàn)更多資源的內(nèi)在動(dòng)力。以往研究發(fā)現(xiàn),無(wú)論是實(shí)施者的情緒表達(dá)(Doorn et al.,2014; 高培霞,李常洪,2015),還是接受者的情緒體驗(yàn)(Light et al.,2015),積極情緒均有助于合作行為的產(chǎn)生。顯然,本研究的結(jié)果支持了“接受者積極情緒體驗(yàn)對(duì)合作行為具有促進(jìn)作用”的觀點(diǎn)。根據(jù)情感信息模型(affect-as-information model)的觀點(diǎn),情緒體驗(yàn)可以解釋社會(huì)判斷的結(jié)果,例如積極情緒體驗(yàn)表明世界是安全的、可預(yù)測(cè)的,會(huì)增進(jìn)人際信任; 而消極情緒體驗(yàn)則表明環(huán)境中存在著危險(xiǎn)、不確定性的因素(Krauth-Gruber & Ric,2000)?？梢?積極情緒體驗(yàn)會(huì)促使人們更積極地感知他人,對(duì)他人的知覺產(chǎn)生正偏向,進(jìn)而表現(xiàn)出互惠行為。雖然,“積極情緒→合作行為”的直接效應(yīng)得到了驗(yàn)證,但并不能排除其他調(diào)節(jié)因素的影響。例如,何曉麗、王振宏和王克靜(2011)通過實(shí)驗(yàn)任務(wù)誘發(fā)被試積極、消極和中性情緒,結(jié)果也發(fā)現(xiàn)積極情緒的誘發(fā)使得被試更信任博弈對(duì)手,但這種信任會(huì)受到目標(biāo)線索和情境線索的制約。

此外,積極情緒在感知社會(huì)善念與合作行為間存在著部分中介效應(yīng)(實(shí)驗(yàn) 1),在操縱接受者的自主性需要水平后,積極情緒完全中介了感知社會(huì)善念與合作行為的關(guān)系(實(shí)驗(yàn) 2)。這是本研究的另一個(gè)重要發(fā)現(xiàn),該結(jié)果揭示了人際互動(dòng)中社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為的心理機(jī)制,為探究合作行為的發(fā)生機(jī)制提供了新的路徑。從接受者的視角來(lái)看,實(shí)施社會(huì)善念行為有效地保護(hù)了接受者自主選擇的需要,感知到對(duì)手所帶來(lái)的支持感和移情關(guān)懷,促使與實(shí)施者建立彼此信任的、親密的人際關(guān)系(van Doesum et al.,2013),同時(shí)積極情緒體驗(yàn)也促使他們更積極地回報(bào)實(shí)施者(楊瑩,寇彧,2015)。需要指出的是,雖然高社會(huì)善念行為給接受者帶來(lái)的消極情緒更低,但是路徑分析并未發(fā)現(xiàn)消極情緒的中介效應(yīng),這也肯定了積極情緒體驗(yàn)在社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為中的重要作用。

5.1.3 社會(huì)善念提升積極情緒：自主性需要的作用

“滴水之恩,涌泉相報(bào)”是人們所熟知的價(jià)值觀,但有研究卻指出,別人伸出援手對(duì)于接受者而言并不總會(huì)產(chǎn)生“及時(shí)雨”般的積極效果,有時(shí)那些無(wú)法滿足接受者需要的幫助反而會(huì)產(chǎn)生消極影響(Halabi et al.,2011),導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能與接受者的自主性需要是否得到滿足或尊重有關(guān)(楊瑩,寇彧,2015)。根據(jù)自我決定理論的觀點(diǎn),行為接受者作為獨(dú)立的個(gè)體,也存在自主性的需要。但接受者由于在人際互動(dòng)中常處于被動(dòng)的狀態(tài),其自主性需要的滿足方式主要表現(xiàn)為是否在人際互動(dòng)中體驗(yàn)到自由感、自己的選擇是否受到了尊重和保護(hù)。由此可見,自主性需要的滿足與否成為社會(huì)善念行為影響接受者幸福感的關(guān)鍵所在。

因此,本研究的另一個(gè)理論貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：揭示了自主性需要在社會(huì)善念增進(jìn)接受者積極情緒中的關(guān)鍵作用。實(shí)驗(yàn)2通過設(shè)置接受者在人際互動(dòng)中的自主性需要水平,來(lái)檢驗(yàn)自主性需要對(duì)社會(huì)善念影響積極情緒中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：積極情緒在社會(huì)善念分組與自主性需要上的交互作用顯著,具體而言：僅在高自主性需要的條件下,接受者自由選擇的權(quán)利和需要得到實(shí)施者的保護(hù)與尊重時(shí),才會(huì)體驗(yàn)到更多的積極情緒。這與Halabi等(2011)的研究結(jié)論保持一致,相比于高幫助需要的人,強(qiáng)行幫助那些低幫助需要的人,不僅得不到接受者的好評(píng),反而會(huì)降低他們的自我價(jià)值感和積極情緒體驗(yàn)。由此可見,社會(huì)善念行為對(duì)接受者積極情緒的影響還與接受者自身的自主性需要有關(guān),如果實(shí)施者的社會(huì)善念行為并不能滿足個(gè)體的自主性需要,或行為接受者的自主性需要并不是很強(qiáng)烈時(shí),即使實(shí)施社會(huì)善念行為也很難喚起個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)。

5.2 實(shí)踐啟示

本研究的發(fā)現(xiàn)對(duì)于人類日常生活決策和管理實(shí)踐均具有一定的啟示意義。

(1) 選擇表達(dá)社會(huì)善念行為的恰當(dāng)時(shí)機(jī)

社會(huì)善念行為接受者的積極情緒除了與其自主性需要的滿足有關(guān),還存在著個(gè)體差異和文化差異(Komissarouk & Nadler,2014)。例如,獨(dú)立型自我建構(gòu)的個(gè)體在與他人合作完成任務(wù)時(shí),更偏向于自主定向的幫助或不尋求他人的幫助; 而互倚型自我建構(gòu)的個(gè)體則更強(qiáng)調(diào)人際連結(jié),傾向于尋求合作來(lái)應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn),偏好依賴定向的幫助?？梢?相比于獨(dú)立型自我建構(gòu)者,互倚型自我建構(gòu)者接受他人的社會(huì)善念行為會(huì)獲得更強(qiáng)烈的積極情緒體驗(yàn)。此外,自主性需要也存在文化差異,在個(gè)體主義文化下,選擇權(quán)的喪失意味著自主性需要受到抑制; 但在集體主義文化下,關(guān)系親密的內(nèi)群體成員在為自己做選擇時(shí),接受者也能體驗(yàn)到強(qiáng)烈的積極情緒。因此,表達(dá)社會(huì)善念行為時(shí),實(shí)施者需要根據(jù)對(duì)手的個(gè)性特征及文化差異做必要的區(qū)分處理。另一種簡(jiǎn)單的方法就是,向他人實(shí)施社會(huì)善念行為前詢問其是否需要幫助,避免強(qiáng)行提供幫助所帶來(lái)的消極結(jié)果。

(2) 從社會(huì)善念的角度提升員工的積極情緒

在組織中,管理者可通過以下途徑來(lái)提升員工的積極情緒,進(jìn)而促進(jìn)員工表現(xiàn)出更多的合作行為。首先,加強(qiáng)社會(huì)善念實(shí)施者自主動(dòng)機(jī)的培養(yǎng)。管理者可組織類似于“我為企業(yè)諫言”、“企業(yè)志愿者”等活動(dòng),鼓勵(lì)員工根據(jù)自身的優(yōu)勢(shì),對(duì)企業(yè)存在的問題或工作流程進(jìn)行調(diào)研取樣,并設(shè)計(jì)改進(jìn)方案,經(jīng)過評(píng)估確實(shí)有效者應(yīng)給予獎(jiǎng)勵(lì),并讓其參與方案的執(zhí)行。有研究證實(shí)這種激發(fā)個(gè)體自主動(dòng)機(jī)的方法可有效提升行為實(shí)施者的社會(huì)能力和幸福體驗(yàn)(Zimmerman,Stewart,Morrel-Susan,Susan,&Reischl,2011)。其次,多組織能夠滿足員工自主性需要的活動(dòng),例如,企業(yè)在制定員工旅游計(jì)劃的時(shí)候,可通過提供多種旅游路線讓員工進(jìn)行選擇,或增加自行設(shè)計(jì)路線的自由,讓員工在享受福利的同時(shí)更能夠決定自己的選擇。

(3) 將社會(huì)善念納入員工培訓(xùn)體系

從組織層面上看,員工或領(lǐng)導(dǎo)者的社會(huì)善念均有助于提升和維持其他成員的合作行為,這不僅對(duì)于個(gè)人生活決策、各類組織管理決策以及規(guī)范和引導(dǎo)正面的集體行為均具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。既然社會(huì)善念如此重要,企業(yè)何不嘗試將提升員工社會(huì)善念納入員工素質(zhì)培訓(xùn)的體系之中,設(shè)計(jì)行之有效的訓(xùn)練方法,綜合運(yùn)用行為訓(xùn)練、心理輔導(dǎo)、情感談話等多種策略,幫助員工樹立一種保持“他位取向”的社會(huì)認(rèn)知方式,并不定期的開展員工關(guān)懷活動(dòng),以檢驗(yàn)社會(huì)善念培訓(xùn)的有效性。

5.3 研究不足

首先,校園招募的被試多為大學(xué)生,年齡的平均差較小,且性別在高、低社會(huì)善念分組中未得到有效平衡,故研究結(jié)論的生態(tài)效度相對(duì)較弱。其次,本研究主要考察接受者識(shí)別高社會(huì)善念行為后的積極情緒體驗(yàn)在合作決策中的作用機(jī)制,但被試對(duì)實(shí)施者社會(huì)善念行為動(dòng)機(jī)的不同歸因、信任等認(rèn)知因素很可能發(fā)揮作用,然而研究無(wú)法排除此類認(rèn)知因素在互動(dòng)過程中可能發(fā)揮的作用。最后,自主性需要的操控是通過“紙牌選擇游戲”中獎(jiǎng)懲規(guī)則的設(shè)置來(lái)實(shí)現(xiàn)的,并利用自編的回溯問卷對(duì)被試感知自主需要滿足程度進(jìn)行了測(cè)量,雖然操縱性檢驗(yàn)結(jié)果有效,但自編的回溯問卷信效度難以考量。因此,未來(lái)研究中還需更謹(jǐn)慎的考慮上述不足。

6 研究結(jié)論

本研究考察了人際互動(dòng)中實(shí)施者的社會(huì)善念影響接受者合作行為的情緒機(jī)制,從研究結(jié)果可以得出如下結(jié)論：

(1)高社會(huì)善念行為有助于誘導(dǎo)接受者的合作行為,主要表現(xiàn)為接受者與高社會(huì)善念者進(jìn)行公共物品博弈時(shí)愿意貢獻(xiàn)更多的資源。

(2)社會(huì)善念行為的實(shí)施使接受者在互動(dòng)中體驗(yàn)到更強(qiáng)的積極情緒和更弱的消極情緒,其中積極情緒在感知社會(huì)善念與合作行為間發(fā)揮著中介作用。

(3)社會(huì)善念行為提升接受者的積極情緒與其自主性需要有關(guān)。即相比于低自主性需要,高自主性需要未得到滿足會(huì)導(dǎo)致積極情緒的顯著降低。

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