錨定效應(yīng)助推國民身心健康：兩個現(xiàn)場實驗*

王曉莊 安曉鏡 駱皓爽 徐 晟 于 馨 胡施雅 王玉涵

(1教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院, 天津 300074) (2邢臺學院教科部, 河北邢臺 054001)

(3中國科學院心理研究所心理健康重點實驗室, 北京 100101) (4天津師范大學學生心理健康教育中心, 天津 300384)

1 引言

《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》提出, 要強化對生命不同階段主要健康問題的干預, 將老年人和青少年列入健康干預的重點群體。對老年人而言, 由于退休后身體狀況、經(jīng)濟關(guān)系和社會角色的改變,易產(chǎn)生消極心理活動, 出現(xiàn)抑郁等負性情緒, 影響身心健康與生活質(zhì)量(李曉敏, 韓布新, 2012)。因此,應(yīng)著力改善老年人情緒狀態(tài), 促進老年群體的健康老齡化。對青少年而言, 則常出現(xiàn)自控能力差、意志品質(zhì)薄弱、做事不能堅持到底的問題(聶衍剛, 張衛(wèi), 彭以松, 丁莉, 2007)。因此, 實施青少年體育活動促進計劃, 應(yīng)著力加強青少年堅持性的培養(yǎng), 使之成為磨煉意志品質(zhì)的重要途徑。對重點人群身心健康問題的干預, 從本質(zhì)上是對其認知、態(tài)度和行為的調(diào)整。為此, 在推行健康政策、完善設(shè)施的同時, 應(yīng)積極探索改善身心健康的心理助推方法(李紓, 2016)。

錨定效應(yīng)(anchoring effect)是在不確定情境中,人們以接觸或回憶的數(shù)值(錨值)為參照估計目標值,使估計值接近錨值的現(xiàn)象(Mandera, Keuleers, &Brysbaert, 2017; Tversky & Kahneman, 1975)。錨值從來源上分為兩大類, 外部錨(external anchor)來自外部資源; 內(nèi)部錨(internal anchor)又稱自生錨(selfgenerated anchor), 是個體自發(fā)產(chǎn)生的錨值。有研究操縱外部錨提升公共溝通及公共政策接受度(Schl?pfer& Schmitt, 2007;Yang & Ma, 2011)、開展健康教育和行為矯正(Thaler & Sunstain, 2008)等, 對錨定效應(yīng)助推公共管理及民眾健康進行了探索。錨定效應(yīng)助推身心健康的關(guān)鍵在于錨值的設(shè)計和運用, 如何運用不同類型錨值？如何進行錨值設(shè)計？是通過錨定效應(yīng)開展心理助推的核心問題。

從態(tài)度改變理論視角, 錨定現(xiàn)象類似于一個說服情境：錨值作為有影響力的信息引發(fā)態(tài)度改變(Wegener, Petty, Detweiler-Bedell, & Jarvis, 2001)。精細加工可能性模型(Elaboration Likelihood Model,簡稱ELM; Petty & Cacioppo, 1986)認為, 卷入水平是說服信息產(chǎn)生作用的調(diào)節(jié)因素, 高卷入水平個體會啟動中樞路徑、投入更多認知資源進行精細加工。通過評價、回憶、推理判斷等認知加工, 產(chǎn)生主動、持久的態(tài)度改變。而卷入水平取決于個體的動機、需求和信息理解力等。對錨定現(xiàn)象的研究表明, 無論是內(nèi)部錨還是外部錨, 個體在較高動機和需求狀態(tài)下對錨值進行精細加工, 錨定效應(yīng)就更為持久和不易改變(Wegener, Petty, Blankenship, &Detweiler-Bedell, 2010)。因此, 運用錨定現(xiàn)象助推身心健康, 應(yīng)設(shè)計引發(fā)高卷入水平的錨值, 提高錨值與個體關(guān)聯(lián)度, 調(diào)動對錨值深度加工的動機, 即將高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工作為錨值設(shè)計的基本思路。

從錨值類型視角, 不同角度有不同錨值分類,錨定效應(yīng)的程度也存在差異(王曉莊, 2013;Dogerlioglu-Demir & Kocas, 2015; Mandera et al.,2017), 因此, 應(yīng)針對身心健康干預領(lǐng)域, 根據(jù)錨值特點選取相應(yīng)的錨類型, 將錨值與干預領(lǐng)域的有機結(jié)合作為錨值設(shè)計的著力點。

內(nèi)部錨在學習和經(jīng)驗中獲得并進入長時記憶。當面臨問題情境, 提取內(nèi)部錨用于思考和判斷。如,估計新疫苗的風險, 會依據(jù)記憶中疫苗導致意外的數(shù)字來推斷, 使估計結(jié)果接近記憶的數(shù)字。研究認為, 誘發(fā)自發(fā)錨定效應(yīng)的內(nèi)部錨來源于個體自身內(nèi)部世界, 其確定性程度更高, 信念程度也更強(李斌等, 2012)。由于錨值的內(nèi)生性, 內(nèi)部錨與個體經(jīng)歷和體驗相聯(lián)系, 有較高的個體關(guān)聯(lián)(Holst, Hermann, &Musshoff, 2015), 問題情境又會激發(fā)個體對錨值回憶、評價等有較高意識投入的加工。如, 一項實驗向大學生提問兩個問題：第一, 你與朋友約會的頻次？第二, 你有多幸福？答題結(jié)果顯著正相關(guān)(Strack, Martin, & Schwarz, 1988; Thaler & Sunstein,2008)。約會頻次作為內(nèi)部錨, 個體在獲得過程中就具有高卷入度, “你與朋友約會的頻次？”問題又激發(fā)了對約會場景及過程的回憶與加工。高卷入且經(jīng)深度加工的內(nèi)部錨影響了隨后問題的回答, 使高約會頻次被試作出高幸福度估計, 反之, 作出低幸福度估計, 產(chǎn)生了“特征替代”, 即人們用一個具體問題答案的屬性特征替代及影響抽象問題回答的思維過程(Kahneman & Frederick, 2002)。對“約會”的數(shù)量屬性及約會情緒情感體驗的回憶和加工, 影響了“你有多幸?！眴栴}的回答?？梢? 內(nèi)部錨具備高個體關(guān)聯(lián)且易激發(fā)深度加工的特點。

懷舊是影響老年人情緒狀態(tài)的重要心理活動之一, 在回憶過去的人和事過程中產(chǎn)生積極或消極的情緒情感體驗。積極懷舊具有儲藏正性情感、緩解焦慮、提升樂觀和歸屬感等功能(Wildschut, Sedikides,Arndt, & Routledge, 2006)。懷舊以個體自身為主角,是一種基于個體記憶提取的社會性情緒(Wildschut et al., 2006)。懷舊事件源于個體經(jīng)歷, 有較大的個體差異性(薛婧, 黃希庭, 2011)?？梢? 懷舊心理活動與個體經(jīng)歷和體驗相聯(lián)系, 與內(nèi)部錨個體關(guān)聯(lián)特征及內(nèi)部錨建立與回憶的心理加工特征有一定對應(yīng)性。因此, 調(diào)節(jié)老年人日常情緒狀態(tài), 可發(fā)揮內(nèi)部錨效應(yīng)的功能, 對懷舊心理活動進行干預。

基于上述分析, 本研究實驗1將內(nèi)部錨與老年人懷舊心理干預相結(jié)合, 改進 Strack等(1988)的范式, 檢驗積極懷舊內(nèi)部錨對老年人情緒狀態(tài)和幸福感的作用, 探索高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的內(nèi)部錨設(shè)計方法。首先采用1對1 (1名主試對1名老年被試)干預形式, 進行10周共20個懷舊故事的講述,使積極懷舊干預組老年人比自由懷舊組建立更高的積極懷舊內(nèi)部錨(積極懷舊故事數(shù))。懷舊主題包括三方面：(1)曾經(jīng)歷的愉悅情緒體驗; (2)來自家人和朋友的社會支持體驗; (3)對生活經(jīng)歷的積極感悟。通過細化故事分享過程, 深化老年人情緒情感體驗與認知整合。接著, 通過積極懷舊故事數(shù)(即內(nèi)部錨問題)、懷舊快樂度等答題, 激發(fā)老年人對內(nèi)部錨的加工。從內(nèi)部錨形成過程, 每個積極懷舊故事講述都包含老年人情感體驗、認知梳理與整合, 是有意識的加工過程。研究表明, 內(nèi)部錨大小對后續(xù)幸福度問題的回答產(chǎn)生顯著影響(Strack et al., 1988); 自尊和積極情感在懷舊與樂觀之間起中介作用(Austin,2016); 懷舊通過增強積極情緒間接促進心理健康(Baldwin & Landau, 2014)。因此我們假設(shè)：積極懷舊條件老年人積極情緒和幸福感顯著高于自由懷舊條件; 積極懷舊內(nèi)部錨通過引發(fā)積極懷舊情緒,進而改善整體情緒狀態(tài), 提升幸福感。

精細外部錨(fine external anchor)和粗略外部錨(coarser external anchor)是從數(shù)字特征上對錨的分類。精細錨是精確到個位數(shù)或小數(shù)的錨值; 反之則為粗略錨 (Janiszewski & Uy, 2008)。研究表明, 相對于粗略錨, 精細錨引發(fā)更強的錨定效應(yīng)(曲琛,周立明, 羅躍嘉, 2008)。數(shù)字加工的心理刻度效應(yīng)(effectiveness of mental scale)是精細錨效應(yīng)的內(nèi)在機制(曲琛等, 2008)。研究表明, 人們是以心理數(shù)軸(mental number line)形式對數(shù)值進行表征的, 與真實世界的尺子一樣, 心理數(shù)軸也有不同的刻度(Dollman& Levine, 2016)。精確到個位整數(shù), 心理數(shù)軸會以較精細的刻度劃分; 精確到十位數(shù)或百位數(shù), 心理數(shù)軸刻度劃分相對更粗糙或更模糊。以精確錨為起點對目標值的估計, 即在心理數(shù)軸上從錨值向上或向下調(diào)整的幅度更小 (Janiszewski & Uy, 2008)。精細刻度下, 如單位刻度為整數(shù) 1, 人們思考是以 1作為單位刻度一個一個數(shù)進行調(diào)整; 而粗略刻度下,如單位刻度為 10, 則以 10作為單位刻度或模糊刻度進行調(diào)整。ERP研究表明, 精細錨比粗略錨條件下LPC (late positive component)波幅更正, 表明精細錨條件下心理運算加工的精細程度更高(曲琛等,2008)?？梢? 精細錨具有易于激發(fā)精細加工的特點。

青少年體育活動中堅持性的培養(yǎng)是鍛煉意志品質(zhì)的重要途徑, 作業(yè)難度調(diào)整與誘導激勵是培養(yǎng)堅持性的具體方法(黃曉靈, 2006)。為學生設(shè)置一定的困難情境及可行的目標, 已成為體育教學的基本模式。作業(yè)難度調(diào)整與誘導激勵來自于外部刺激,作業(yè)調(diào)整目標越明確、越精細, 激勵誘導方式越恰當, 就越能調(diào)動青少年體育活動的動機和行為。因此, 可發(fā)揮精細外部錨的功能, 應(yīng)用于提升青少年體育活動中堅持性的干預。

基于上述分析, 本研究實驗2將精細錨與青少年體育活動中堅持性的干預相結(jié)合, 檢驗精細錨激勵對堅持性的作用, 探索高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的精細錨設(shè)計方法。實驗選取平板支撐和兩分鐘跳繩項目, 通過練習獲得每位學生的成績基線值,基于基線值計算個性化精細錨值, 作為激勵提示。相對于粗略錨(數(shù)值區(qū)間), 精細錨與個體一一對應(yīng)性更強。精細錨的呈現(xiàn)誘發(fā)數(shù)字加工心理刻度效應(yīng),產(chǎn)生更高程度的心理運算加工。具體地說, 通過細化成績努力目標的心理加工, 對目標產(chǎn)生更清晰的認知。目標清晰程度引發(fā)堅持性動機, 進而通過一秒一秒(一個一個)的堅持實現(xiàn)成績提升。研究表明,堅持性可作為動機現(xiàn)象來考察(Pelletier, Fortier,Vallerand, & Brière, 2001); 動機對運動堅持性有顯著預測作用(Chen, 2015)。個性化指導可使學生接受挑戰(zhàn)性活動且有更高的堅持性(Perlman, 2013;Standage, Duda, & Ntoumanis, 2005)。由此我們假設(shè),相對于粗略錨, 個性化精細錨激勵可提升青少年體育活動努力目標的清晰度, 激發(fā)堅持性及努力提升成績的行為。

綜上, 本研究以探索錨定效應(yīng)助推國民身心健康的方法為目標, 基于精細加工可能性模型, 將高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工作為錨值設(shè)計的基本思路, 將錨值與干預領(lǐng)域的結(jié)合作為著力點。針對老年人及青少年身心健康問題開展干預, 探索內(nèi)部錨及精細錨設(shè)計的有效性。

2 實驗1：積極懷舊內(nèi)部錨對老年人情緒狀態(tài)和幸福感的影響

2.1 目的

從建立老年人積極懷舊內(nèi)部錨的設(shè)計出發(fā), 檢驗積極懷舊內(nèi)部錨提升老年人積極情緒及幸福感的有效性, 探索高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的內(nèi)部錨干預方法。

2.2 方法

2.2.1 被試

采用方便抽樣選取5省14個社區(qū)120名老年人。通過簡明心境量表、紐芬蘭紀念大學幸福度量表對情緒狀態(tài)和幸福感進行測量, 回收有效問卷114份。為保證實驗前各組被試同質(zhì), 情緒狀態(tài)、幸福感以標準分絕對值大于等于2為標準, 刪除34名。將其余80名的幸福感得分從高到低排序, 以2人為單元, 隨機分到主題積極懷舊組和主題自由懷舊組。前者年齡為68.22 ± 6.31歲, 男性22人; 后者年齡為66.45 ± 6.39歲, 男性17人。

2.2.2 實驗設(shè)計

采用2(懷舊類型：主題積極懷舊, 主題自由懷舊)×2(測量：前測, 后測)混合設(shè)計, 懷舊類型為被試間變量, 測量為被試內(nèi)變量。因變量：心境狀態(tài)、幸福感。

2.2.3 實驗材料

(1)懷舊故事分享聯(lián)系卡

懷舊故事分享聯(lián)系卡(簡稱“聯(lián)系卡”), 用于懷舊故事分享, 共10個懷舊主題(見表1),每個主題有兩個故事分享卡構(gòu)成。主題積極懷舊聯(lián)系卡為積極表達框架“精彩人生故事聯(lián)系卡”; 主題自由懷舊聯(lián)系卡為中性表達框架“人生故事征集聯(lián)系卡”。

為深化被試的懷舊體驗, 編制指導語：“請您閉上雙眼, 用 5分鐘或更長的時間回憶這次經(jīng)歷, 盡量回憶每一個細節(jié)”。針對場景和人物、情緒和情感體驗、認識與感受等, 每張故事卡設(shè)置3～4個問題, 用于深化被試的故事回憶。

(2)積極懷舊故事數(shù)與懷舊快樂度問卷

借鑒 Strack等(1988)的范式, 自編積極懷舊故事數(shù)與懷舊快樂度問卷。包括兩個項目：“在過去10周中, 您一共回憶了多少件令您快樂和鼓舞的故事？”、“在回憶這些故事過程中您感覺多快樂？”。第一題每1個故事記為1分, 得到積極懷舊故事分數(shù)。第二題采用百分制。第一題重測信度為0.95, 第二題重測信度為0.84。

表1 積極懷舊和自由懷舊主題表述對照表

(3)簡明心境狀態(tài)量表

由Grove和Prapavessis (1992)修編, 測量情緒狀態(tài)。共40個項目, 5級評分, 包括正性、負性情緒狀態(tài)兩大維度。情緒狀態(tài)總分 = 負性情緒得分 –正性情緒得分 + 100 (祝蓓里, 1995)。分數(shù)越高, 情緒狀態(tài)越差。內(nèi)部一致性系數(shù)為0.84。

(4)紐芬蘭紀念大學幸福度量表

由Kozma和Stones (1980)編制, 測量幸福感。24個項目, 正性情感(PA)和負性情感(NA)分別為5個條目; 正性體驗(PE)和負性體驗(NE)分別為 7個條目。總幸福度 = PA – NA + PE – NE + 24, 分數(shù)越高, 幸福感越高。內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

2.2.4 實驗程序

(1)采用簡明心境量表、紐芬蘭紀念大學幸福度量表對情緒狀態(tài)和幸福感進行測量, 按前述方法篩選出 80名被試, 隨機分到主題積極懷舊組和主題自由懷舊組。

(2)招募 38名志愿者作為主試并進行相關(guān)培訓。主試與被試對接, 每名主試負責聯(lián)系1～3名被試, 根據(jù)被試意愿, 確定訪談地點(家中或社區(qū)活動室)。

(3)每周主試與被試預約, 以1對1形式, 按照聯(lián)系卡的主題, 每周1個懷舊主題, 被試講述2個懷舊故事, 主試記錄。10個懷舊主題共進行10周。

(4)實驗結(jié)束后, 于第 11周見面, 再測簡明心境量表、紐芬蘭幸福度量表, 回答積極懷舊故事數(shù)與懷舊快樂度問卷。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 變量操縱有效性檢驗

采用積極懷舊故事分數(shù)和懷舊快樂度分數(shù)檢驗并證明了變量操縱的有效性。結(jié)果顯示, 積極懷舊組的積極懷舊故事分數(shù)(

M

±

SD

= 18.38 ± 2.53)顯著高于自由懷舊組(

M

±

SD

= 13.67 ± 6.10),

t

(78)= 4.50,

p

〈 0.001, Cohen's

d

= 0.99。積極懷舊組的懷舊快樂度分數(shù)(

M

±

SD

= 91.59 ± 7.23)顯著高于自由懷舊組(

M

±

SD

= 79.68 ± 11.14),

t

(78) = 5.67,

p

〈0.001, Cohen's

d

= 1.28。

2.3.2 各條件下情緒狀態(tài)和幸福感的比較

各種條件下情緒狀態(tài)和幸福感的描述統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 各種條件下情緒狀態(tài)和幸福感的描述統(tǒng)計結(jié)果(M ± SD)

2.3.3 中介效應(yīng)分析

為檢驗積極懷舊內(nèi)部錨對情緒狀態(tài)和幸福感的作用機制。以積極懷舊故事分數(shù)為自變量, 懷舊快樂度與心境狀態(tài)為中介變量, 幸福感為因變量, 采用Bootstrap程序進行鏈式中介效應(yīng)分析(Preacher &Hayes, 2008)。結(jié)果表明, 懷舊快樂度與情緒狀態(tài)在故事分數(shù)與主觀幸福感之間起完全鏈式中介作用(見圖 1), CI為 0.01～0.09,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的19.55%。結(jié)果表明, 從積極懷舊故事分數(shù)的上升到懷舊快樂度提升, 再到情緒狀態(tài)改善, 最終到幸福感的提升, 是一個一環(huán)扣一環(huán)的過程, 具有順序性和逐級傳遞效應(yīng)。

綜上, 實驗1證明了積極懷舊內(nèi)部錨提升老年人積極情緒及幸福感的作用。積極懷舊條件的積極情緒和幸福感水平均高于自由懷舊組, 驗證了實驗假設(shè)。積極懷舊內(nèi)部錨建立在對懷舊故事的情緒情感體驗與認知整合基礎(chǔ)上; 關(guān)于內(nèi)部錨值問題的回答, 又激發(fā)老年人對積極懷舊過程的回憶、評價等認知加工, 進而對情緒狀態(tài)、幸福感產(chǎn)生了影響?？梢? 高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的內(nèi)部錨干預方法是有效的。可采用內(nèi)部錨設(shè)計, 以個性化懷舊故事講述形式應(yīng)用于老年人心理健康服務(wù)。

3 實驗2：精細錨對中學生體育活動堅持性的影響

3.1 目的

從個性化精細錨設(shè)計出發(fā), 檢驗精細錨激勵提升中學生體育活動堅持性的有效性, 探索高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的精細錨干預方法。

3.2 方法

3.2.1 被試

采用方便取樣選取天津市 3所中學高一學生180名, 年齡16.22 ± 0.83, 男生94名。平板支撐實驗被試分組方法：測量每位被試3次練習成績, 取均值(基線值)并從高到低排序, 以 3人為單元, 隨機分到精細錨、粗略錨、無錨三組中, 每組各 60人。跳繩分組方法同上

3.2.2 實驗設(shè)計

采用單因素設(shè)計, 自變量：激勵錨值類型(精細錨、粗略錨、無錨), 因變量：成績提升比、目標清晰度、堅持激勵度。根據(jù)體育運動成績提升幅度的規(guī)律, 本實驗選用成績提升比為主要因變量指標。成績提升比 = (測試成績 – 基線成績)/基線成績。

3.2.3 實驗材料

(1)個性化“激勵貼士”

設(shè)計制作平板支撐、跳繩項目的個性化“激勵貼士”, 分為精細錨激勵貼士、粗略錨激勵貼士、無錨激勵貼士。精細錨和粗略錨的設(shè)計方法為, 分別取平板支撐和兩分鐘跳繩項目各三次練習成績均值作為基線值。平板支撐精確到秒, 跳繩精確到個數(shù)。研究人員與參與實驗的體育教師討論確定精細錨和區(qū)間錨的計算方法。平板支撐項目精細錨值 =基線值 × 1.1, 精確到秒; 跳繩項目上精細錨值 =基線值 × 1.2, 精確到個數(shù)。粗略錨組被試的區(qū)間錨是上下限為整十的區(qū)間, 選取方法是：先按精細錨計算方法求得數(shù)值, 之后確定包含這個值的錨值區(qū)間。如某被試跳繩基線值163個, 精細錨為 196個(195.6取整), 粗略錨則為 190～200個?！凹钯N士”樣例如圖2所示。

圖1 鏈式中介模型檢驗

圖2 三種錨值類型激勵貼士樣例

(2)目標清晰度問卷

借鑒楊劍、蘇玉金(2009)和 Schnake等(1984)的設(shè)計自編單項問卷, “在剛才的測試過程中, ‘激勵貼士’提示信息使你感受到的努力目標清晰程度是多少？”。采用百分制答題。兩個活動項目上, 問卷重測信度分別為0.84和0.87。以成績提升比為外部效標, 問卷分數(shù)與成績提升比的相關(guān)系數(shù)在兩個活動項目上分別為0.72和0.82。

(3)堅持激勵度問卷

借鑒Desharnais等(1986)的設(shè)計自編單項問卷,“在剛才的測試過程中, ‘激勵貼士’對于你努力堅持以取得好成績的激勵程度是多少？”。采用百分制答題。兩個活動項目上, 問卷重測信度分別為0.81和0.86。以成績提升比為外部效標, 問卷分數(shù)與成績提升比的相關(guān)系數(shù)在兩個活動項目上分別為0.79和0.81。

3.2.4 實驗程序

(1)被試分組及計算錨值。按前述方法進行兩個活動項目的被試分組, 精細錨、粗略錨、無錨每組各60人, 并計算精細錨組、粗略錨組的錨值。

(2)測試與問卷答題。制作個性化“激勵貼士”。測試前, 發(fā)放“激勵貼士”, 被試閱讀后, 進行項目測試, 記錄測試成績。之后, 被試填寫目標清晰度問卷和堅持激勵度問卷。

3.3 結(jié)果與分析

3.3.1 三組被試成績的比較

圖3 成績提升比比較結(jié)果

3.3.2 三組被試目標清晰度比較

平板支撐項目, 三組的目標清晰度差異顯著(見圖 4),

F

(2,177) = 56.88,

p

〈 0.001, η= 0.39。精細錨組(

M

±

SD

= 87.55 ± 10.20)顯著高于粗略錨組(

M

±

SD

= 76.72 ± 8.50)和無錨組(

M

±

SD

= 71.15 ±6.62),

t

(118) = 6.32,

p

〈 0.001, Cohen's

d

= 1.16;

t

(118) = 10.45,

p

〈 0.001, Cohen's

d

= 1.92。粗略錨組顯著高于無錨組,

t

(118) = 4.00,

p

〈 0.01, Cohen's

d

= 0.74。跳繩項目, 三組的目標清晰度差異顯著,

F

(2,177) = 25.17,

p

〈 0.001, η

= 0.

22。精細錨組(

M

±

SD

= 83.50 ± 8.48)顯著高于粗略錨組(

M

±

SD

=78.03 ± 8.49)和無錨組(

M

±

SD

= 72.30 ± 8.96),

t

(118) = 3.53,

p

〈 0.01, Cohen's

d

= 0.65;

t

(118) =7.03,

p < 0.

001, Cohen's

d

= 1.29。粗略錨組顯著高于無錨組,

t

(118) = 3.59,

p < 0.

001, Cohen's

d

=0.66。該結(jié)果表明, 精細錨激勵貼士顯著提升對努力目標清晰程度的感受。

圖4 目標清晰度分數(shù)比較結(jié)果

3.3.3 三組被試堅持激勵度比較

平板支撐項目, 三組的堅持激勵度差異顯著(見圖 5),

F

(2,177)

=

29.74,

p

〈 0.001, η= 0.25。精細錨組(

M

±

SD

= 83.27 ± 7.79)顯著高于粗略錨組(

M

±

SD

= 78.93 ± 9.29)和無錨組(

M

±

SD

= 70.82 ±9.73),

t

(118) = 2.77,

p

〈 0.01, Cohen's

d

= 0.51;

t

(118) =7.74,

p

〈 0.001, Cohen's

d

= 1.43。粗略錨組顯著高于無錨組

t

(118) = 4.67,

p

〈 0.001, Cohen's

d

= 0.86。跳繩項目, 三組堅持激勵度差異顯著,

F

(2,177) =12.65,

p

〈 0.001, η= 0.13。精細錨組(

M

±

SD

=79.40 ± 8.07)顯著高于粗略錨組(

M

±

SD

= 75.67 ±9.51)和無錨組(

M

±

SD

= 71.42 ± 8.47),

t

(118) = 2.32,

p

〈 0.05, Cohen's

d

= 0.43;

t

(118) = 5.29,

p

〈 0.001,Cohen's

d

= 0.97。粗略錨組顯著高于無錨組,

t

(118) =2.59,

p

〈 0.05, Cohen's

d

= 0.48。該結(jié)果表明, 精細錨激勵貼士顯著提升了對堅持性激勵的主觀感受。

圖5 堅持激勵度分數(shù)比較結(jié)果

3.3.4 中介效應(yīng)分析

為檢驗精細錨誘發(fā)的目標清晰度對中學生體育活動堅持性的作用機制, 以目標清晰度為自變量,成績提升比為因變量, 堅持激勵度為中介變量, 采用 Bootstrap程序進行中介效應(yīng)分析。中介路徑在兩個項目上均顯著(見圖6、圖7), CI分別為0.001～0.002、0.001～0.004中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的38.09%和 19.26%。堅持激勵度在目標清晰度與成績提升比之間均具有部分中介作用, 即由精細錨引發(fā)的目標清晰度通過堅持激勵度影響了體育活動成績提升。

圖6 平板支撐項目變量中介效應(yīng)檢驗

圖7 跳繩項目變量中介效應(yīng)檢驗

綜上, 實驗2證明了個性化精細錨激勵對提升中學生體育活動堅持性的有效性。研究發(fā)現(xiàn), 相對于粗略錨和無錨激勵, 精細錨激勵條件下對努力目標清晰程度的感受、對堅持性激勵的主觀體驗更強,體育活動的成績提升比顯著提高?？梢? 高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的精細錨干預方法是有效的。培養(yǎng)中學生在體育活動中的堅持性, 可采用個性化精細錨設(shè)計, 以“激勵貼士”形式應(yīng)用于體育教學及活動訓練。

4 總討論

基于態(tài)度改變理論對錨定效應(yīng)的研究, 在運用錨定現(xiàn)象對身心健康開展干預時, 應(yīng)選擇和設(shè)計能引發(fā)受眾高卷入水平的錨值, 激發(fā)對錨值深度加工的動機。為此, 我們以高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的錨值設(shè)計為基本思路, 針對老年人懷舊心理及中學生體育活動堅持性, 采用內(nèi)部錨和精細錨設(shè)計,探索助推老年人和青少年身心健康的操作方法。實驗1探討積極懷舊內(nèi)部錨對老年人情緒狀態(tài)及幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn), 通過懷舊故事講述干預可以使老年人形成更高的積極懷舊內(nèi)部錨, 進而提升老年人積極情緒及幸福感。實驗2探討精細錨激勵對中學生體育活動堅持性的影響。研究發(fā)現(xiàn), 可以采用個性化精細錨設(shè)計, 以“激勵貼士”形式應(yīng)用于體育教學及活動訓練, 提升學生體育活動中的堅持性。兩個實驗從不同群體身心健康領(lǐng)域證明, 以高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的錨值設(shè)計思路, 可以在不同類型錨值設(shè)計上取得良好效果。

4.1 錨定效應(yīng)助推國民身心健康的錨值設(shè)計

基于態(tài)度改變理論視角, 較高的卷入水平(動機和需求狀態(tài)等)驅(qū)動對錨值的深度加工, 產(chǎn)生更為持久的錨定效應(yīng) (Russo, 2010;Wegener et al.,2010)。因此, 本研究將高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工作為錨值設(shè)計的基本思路, 從不同類型錨值特點出發(fā), 著眼于錨值與干預問題的有機結(jié)合, 對具體設(shè)計及實施效果進行探索和檢驗。實驗1將內(nèi)部錨與老年人懷舊心理問題結(jié)合, 積極懷舊內(nèi)部錨與個體高度關(guān)聯(lián), 在懷舊故事講述中內(nèi)部錨的形成以及圍繞積極懷舊故事數(shù)量和懷舊快樂度的答題, 又激發(fā)老年人對錨值的深度加工。實驗2將精細錨與中學生體育活動堅持性問題結(jié)合, 精細錨的個性化使錨值與個體高度關(guān)聯(lián), 精細錨誘發(fā)的數(shù)字加工心理刻度效應(yīng), 激發(fā)對錨值的深度加工。

兩個實驗探索得到的啟示是, 圍繞高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的錨值設(shè)計思路, 首先應(yīng)針對身心健康領(lǐng)域問題的特點, 選擇相應(yīng)的錨值類型。即確定是采用內(nèi)部錨還是外部錨, 精細錨還是粗略錨等,以發(fā)揮錨值的優(yōu)勢作用。其次應(yīng)在錨值的具體設(shè)計上, 結(jié)合干預問題的特點, 進行細化和創(chuàng)新。實現(xiàn)錨值類型與干預問題有機結(jié)合, 找到恰當?shù)腻^值設(shè)計形式。

4.2 錨定效應(yīng)助推國民身心健康的機制

從本研究兩個實驗看, 首先, 無論實驗 1積極懷舊內(nèi)部錨的形成及回憶, 還是實驗2對精細錨的加工, 錨值產(chǎn)生影響均包含一個共性環(huán)節(jié), 即對錨值的深度加工。其次, 正如不同類型錨定效應(yīng)有不同的內(nèi)在機制, 錨值產(chǎn)生影響又包含不同的心理過程。實驗1對內(nèi)部錨的深度加工及強化, 使內(nèi)部錨確立了其影響力, 產(chǎn)生了大小、高低的數(shù)量屬性。在隨后關(guān)于情緒狀態(tài)和幸福感的抽象問題回答, 內(nèi)部錨的具體數(shù)量屬性伴隨著懷舊情緒情感體驗及認知整合, 影響了對情緒狀態(tài)和幸福感的評價。實驗2中, 數(shù)字加工的心理刻度效應(yīng)是精細錨激勵產(chǎn)生作用的機制, 精細錨細化了心理尺子刻度, 誘發(fā)更高程度的心理運算加工, 對努力目標形成更為清晰的認知。由精細數(shù)字錨引發(fā)的目標清晰度通過堅持激勵度影響了體育活動的成績提升。

可見, 錨定效應(yīng)助推國民身心健康的機制是以對錨值深度加工為共性過程, 又與不同類型錨值效應(yīng)的機制相結(jié)合。在采用錨定效應(yīng)開展助推國民身心健康的設(shè)計時, 應(yīng)澄清不同錨值發(fā)生作用的心理過程, 更好地指導實踐應(yīng)用。

4.3 對實際工作的啟示

實驗1積極懷舊內(nèi)部錨的干預設(shè)計, 為細化老年人健康服務(wù)提供思路。如, 在居家養(yǎng)老服務(wù)、社區(qū)老年人日間照料中心及其他養(yǎng)老機構(gòu)服務(wù)中, 細化心理服務(wù)的內(nèi)容, 引導老年人通過積極懷舊獲得更多的愉悅體驗, 感受更大的社會支持, 更全面地整合對人生經(jīng)歷的感悟和積極認知。實驗2個性化精細錨激勵貼士的設(shè)計, 為體育教學及活動訓練提供借鑒, 從學生體能水平出發(fā), 用具體量化的績效數(shù)值循序漸進地激勵學生, 達到強健體魄、鍛煉意志的目的。

4.4 不足與展望

首先, 實驗 1規(guī)定了懷舊主題, 自由懷舊組并不是完全真實情境的自由懷舊設(shè)計, 有別于自然狀態(tài)的懷舊心理活動。今后應(yīng)采用經(jīng)驗取樣法等縱向研究方法, 開展更貼近實境的研究。第二, 本研究從高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的錨值設(shè)計思路出發(fā), 采用兩種類型錨值, 針對不同群體身心健康典型問題開展實驗干預, 今后還需深化一種錨值類型在多種問題上的探索和應(yīng)用。

5 結(jié)論

本研究從高個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工的錨值設(shè)計思路, 通過兩個實驗探索內(nèi)部錨和精細錨效應(yīng)助推國民身心健康的方法。研究發(fā)現(xiàn), 積極懷舊內(nèi)部錨有效提升了老年人積極情緒和幸福感; 積極懷舊故事數(shù)通過懷舊快樂度和情緒狀態(tài)影響老年人的幸福感。個性化精細錨激勵有效激發(fā)了中學生在體育活動中的堅持性; 個性化精細錨使學生感知更高水平的目標清晰度和堅持激勵度, 進而提升體育活動績效。錨值與個體關(guān)聯(lián)且激發(fā)深度加工, 進而引發(fā)情緒情感及動機變化是助推身心健康的作用機制。對于豐富促進老年人及青少年身心健康的途徑和方法具有現(xiàn)實意義。