達(dá)者何以兼濟(jì)天下：高階層再分配偏向的心理機(jī)制及謙卑的作用*

白 潔 楊沈龍 徐步霄 郭永玉

(1 南京師范大學(xué)心理學(xué)院,南京 210097)

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

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

1 引言

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

1.1 社會階層對再分配偏向的影響

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

1.2 社會階層影響再分配偏向的心理機(jī)制

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

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

1.3 謙卑對高階層者再分配偏向的促進(jìn)作用

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

綜上,本研究將通過3 個子研究分別考察社會階層對再分配偏向的影響與心理機(jī)制,并重點發(fā)現(xiàn)促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)策略。研究1 通過大樣本數(shù)據(jù)驗證在中國社會背景下,社會階層對再分配偏向預(yù)測效應(yīng)的存在;對此,基于前文介紹和分析,研究提出假設(shè)1：在中國社會背景下,與低階層者相比,高階層者的再分配偏向更低。在研究1得到直接效應(yīng)的基礎(chǔ)上,研究2 進(jìn)一步通過問卷調(diào)查法探討貧富差距歸因傾向在社會階層影響再分配偏向中的中介作用;對此,研究提出假設(shè)2：與低階層者相比,高階層者更傾向于對貧富差距進(jìn)行內(nèi)歸因,進(jìn)而再分配偏向更低。在研究2 得到心理機(jī)制的基礎(chǔ)上,研究3 從實際意義出發(fā),專門以高階層者為實驗對象,進(jìn)一步通過干預(yù)實驗考察啟動謙卑心態(tài)對高階層者貧富差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對其再分配偏向的影響;對此,研究提出假設(shè)3：與控制條件相比,在啟動謙卑心態(tài)的條件下,高階層者貧富差距內(nèi)歸因傾向更低,進(jìn)而再分配偏向更高?？傮w而言,3 個子研究是層層遞進(jìn)的關(guān)系。

2 研究1——預(yù)測效應(yīng)：高階層者再分配偏向更低

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

2.1 被試

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

SD

=16.17)。

2.2 指標(biāo)選取

本研究從CGSS2015 中分別選取了代表主、客觀社會階層,再分配偏向的一些指標(biāo)。客觀社會階層的指標(biāo)包括受教育程度和年收入。其中受教育程度的測量題目是“您目前的最高教育程度是”,要求被試做14 分評價,1 表示“沒有受過任何教育”,13表示“研究生及以上”(其中14 表示“其他”,由于選擇這一分類的被試較少,且該分類的存在會影響變量的連續(xù)性;因此在實際的統(tǒng)計分析中刪除了該分類)。年收入的測量題目是“您個人去年(2014)全年的總收入是多少？”,要求被試從個位至百萬位(元)各填寫相應(yīng)的數(shù)字。參照同類研究的做法,本研究將個人年收入進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)化后取標(biāo)準(zhǔn)分,再將其與受教育程度的標(biāo)準(zhǔn)分平均,合成了總的客觀階層分?jǐn)?shù)(Tan &Kraus,2015)。

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

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

2.3 研究結(jié)果

首先相關(guān)性分析結(jié)果顯示(見表1),客觀階層(

r

=-0.12,

p

＜ 0.001)、主觀階層(

r

=-0.06,

p

＜ 0.001)、家庭相對經(jīng)濟(jì)地位(

r

=-0.08,

p

＜ 0.001)、個人相對經(jīng)濟(jì)地位(

r

=-0.06,

p

＜ 0.001)均與再分配偏向呈顯著的負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

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

F

(6,8369)=16.55,

p

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

p

＜ 0.001?？陀^階層顯著負(fù)向預(yù)測再分配偏向(

β

=-0.09,

SE

=0.13,

p

＜ 0.001)。所有反映主觀階層的指標(biāo)：主觀階層(

β

=-0.03,

SE

=0.01,

p

＜ 0.001)、家庭相對經(jīng)濟(jì)地位(

β

=-0.10,

SE

=0.01,

p

＜ 0.001)、個人相對經(jīng)濟(jì)地位(

β

=

-0.11,

SE

=0.02,

p

＜ 0.001)也都顯著地負(fù)向預(yù)測再分配偏向。

2.4 討論

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

3 研究2——心理機(jī)制：貧富差距歸因傾向的中介作用

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

3.1 被試

研究通過問卷網(wǎng)平臺,對寧夏、山西、湖北、江蘇、廣東等多個省份的城鄉(xiāng)居民(包括少量的學(xué)生)展開調(diào)查,共發(fā)放問卷700 份。刪除規(guī)律性作答、作答時間過長(過短)以及存在做假嫌疑的問卷,最終獲得有效問卷621 份,有效率為88.71%。所有被試的年齡在18～65 歲之間,平均年齡為32.73 歲(

SD

=8.73)。

3.2 研究工具與程序

社會階層的測量考察了主觀階層與客觀階層兩方面的指標(biāo)。主觀階層的測量是采用階梯量表(Kraus et al.,2010;Piff et al.,2010),過程是向被試呈現(xiàn)一個10 級階梯,要求被試想象梯子不同的層級代表不同人所處的社會階層,層級越高,表示其社會階層越高;并要求被試主觀評定覺得自己當(dāng)前位于1 至10 級的哪一層級?？陀^階層的測量包括個人年收入、受教育程度、職業(yè)三項指標(biāo);其中個人年收入的測量是詢問被試的個人年收入(含各種津貼、福利、紅利、租金等),要求被試在1=“1 萬元及以下”、2=“10001 元～2 萬元”、3=“20001 元～3 萬元”、4=“30001 元～5 萬元”、5=“50001 元～7萬元”、6=“70001 元～10 萬元”、7=“100001 元～20萬元”、8=“200001 元～50 萬元”、9=“500001 元～100 萬元”、10=“100 萬元以上”中作出選擇。受教育程度的測量是詢問被試的受教育程度,要求被試在1=“小學(xué)及以下”、2=“初中”、3=“高中／中專／技?！薄?=“大專／夜校／電大”、5=“本科”、6=“碩士及以上”中作出選擇。

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

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

再分配偏向的測量采用本研究自編的再分配偏向量表。本研究結(jié)合我國的再分配活動主要包括個人稅收、社會保障、均等化公共服務(wù)三個方面(李清彬,2012),編制了共12 個項目、3 個維度的再分配偏向量表。3 個維度的例題分別如下“政府應(yīng)該更多地向高收入群體征稅”、“政府應(yīng)該增加低收入群體的醫(yī)療保險、養(yǎng)老金補(bǔ)貼等社會保險”、“社會中的低收入群體應(yīng)享受與高收入群體同等的公共基礎(chǔ)設(shè)施”。對于每一條目,要求被試報告其同意或不同意的程度,采取7 點計分(1=“完全不同意”,7=“完全同意”)。研究對問卷進(jìn)行驗證性因素分析的結(jié)果顯示：χ/d?

=

2.36、RMSEA=0.08、GFI

=0.92、CFI

=0.95、IFI

=0.95、NFI

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

3.3 共同方法偏差檢驗

3.4 研究結(jié)果

首先相關(guān)分析的結(jié)果顯示(見表2),主觀階層(

r

=-0.21,

p

＜ 0.001)、內(nèi)歸因傾向(

r

=-0.15,

p

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

r

=0.22,

p

＜ 0.001)。而客觀階層與內(nèi)歸因傾向(

r

=-0.07,

p=

0.096

＞

0.05)、再分配偏向(

r

=0.01,

p=

0.866 ＞ 0.05)的相關(guān)不顯著。同時結(jié)果顯示,戶口類型(

r

=0.10,

p

=0.018 ＜ 0.05)、政治面貌(

r

=0.11,

p=

0.008

＜

0.01)與內(nèi)歸因傾向呈顯著正相關(guān),年齡(

r

=0.23,

p

＜ 0.001)、宗教信仰(

r

=0.14,

p

＜ 0.001)、婚姻狀況(

r

=0.09,

p

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

表2 各變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

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

研究以主觀階層為自變量,再分配偏向為因變量(控制年齡、宗教信仰等)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果表明主觀階層對再分配偏向具有顯著的預(yù)測作用(

β

=-0.19

,SE

=0.04

,p ＜

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

β

=0.24

,SE

=0.04

,p ＜

0.001);主觀階層和內(nèi)歸因傾向同時預(yù)測再分配偏向時,主觀階層(

β

=-0.17

,SE

=0.04

,p ＜

0.001)和內(nèi)歸因傾向(

β

=-0.11

,SE

=0.04

,p=

0.005

＜

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

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

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

隨后研究以客觀階層為自變量,再分配偏向為因變量(控制年齡、宗教信仰等)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果表明客觀階層對再分配偏向總的預(yù)測效應(yīng)不顯著(

β

=0.08

,SE

=0.06

,p

=0.218

＞

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

β

=0.03

,SE

=0.06

,p

=0.673

＞

0.05);客觀階層和內(nèi)歸因傾向同時預(yù)測再分配偏向時,客觀階層對再分配偏向的預(yù)測效應(yīng)不顯著(

β

=0.08

,SE

=0.06

,p

=0.191 ＞ 0.05);內(nèi)歸因傾向的預(yù)測作用顯著(

β

=

-0.15

,SE

=0.04

,p ＜

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

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

3.5 討論

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

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

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

4.1 研究方法

基于研究目的,本研究參照類似研究(e.g.,Sands &de Kadt,2020;Whitson &Galinsky,2008)的邏輯或做法,采用單因素完全隨機(jī)實驗設(shè)計來單純考察謙卑啟動對高階層者貧差距歸因傾向的影響,進(jìn)而對其再分配偏向的促進(jìn)作用。也就是說,本研究并未納入低階層參與者作為被試,而僅僅以高階層者為實驗對象;因為本研究更多是從實際意義角度出發(fā),旨在探索促進(jìn)高階層者再分配偏向的可能途徑。所以,研究包括：謙卑啟動組與控制對照組,即自變量謙卑啟動分為2 個水平;中介變量為貧富差距歸因傾向;因變量為再分配偏向。而同時考慮到由啟動視頻引發(fā)的情緒狀態(tài)也可能會影響被試的再分配偏向,因此研究將被試看完視頻后的積極、消極情緒狀態(tài)作為控制變量,予以統(tǒng)計上的控制。

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

4.2 被試

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

SD

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

t

(101)

=-1.63,

p=

0.106 ＞0.05;也不存在客觀階層的差異,

t

(101)

=1.70,

p=

0.092

＞ 0.05。

4.3 研究程序與工具

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

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

研究的第三步是考察高階層被試的貧富差距歸因傾向、再分配偏向。待被試完成以上視頻任務(wù)與相關(guān)測驗之后,研究通過一個項目考察被試的貧富差距歸因傾向,即要求被試評定在這次實驗中,對于自己目前得到的更多的報酬多大程度上是自己功勞。研究提供的選項包括：1.自己和同伴的功勞各占一半;2.自己的功勞占六成;3.自己的功勞占七成;4.自己的功勞占八成;5.自己的功勞占九成;6.完全是自己的功勞。從1 到6 表示內(nèi)歸因傾向逐漸增加。借鑒以往的實驗范式(Brown-Iannuzzi et al.,2015;Xie et al.,2017)會在呈現(xiàn)分配結(jié)果后,基于一定的緣由要求被試進(jìn)行再分配;本研究也告知其考慮到另一位“被試”在第一環(huán)節(jié)也起到關(guān)鍵作用,因此現(xiàn)將對最初的分配方案(11.33 元、4.67 元,前者為被試的報酬)進(jìn)行一定的調(diào)整;要求被試(作為轉(zhuǎn)出方)根據(jù)內(nèi)心真實的想法在以下10 種重新調(diào)整的方案中作出選擇：(1) 11 元、5 元,(2) 10.67 元、5.33 元,(3) 10.33 元、5.67 元,(4) 10 元、6 元,(5)9.67 元、6.33 元,(6) 9.33 元、6.67 元,(7) 9 元、7元,(8) 8.67 元、7.33 元,(9) 8.33 元、7.67 元,(10) 8元、8 元。從1 到10 表示再分配偏向逐漸增加。當(dāng)被試完成所有的實驗步驟之后,所有的被試均獲得10 元報酬。

4.4 研究結(jié)果

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

t

檢驗的結(jié)果表明,謙卑啟動組的高階層被試(

M

=4.05,

SD

=0.56)在謙卑狀態(tài)上的得分顯著高于控制組的高階層被試(

M

=3.43,

SD

=0.70),

t

(101)

=4.98,

p

＜ 0.001,Cohen’

d

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

M

=2.12,

SD

=1.04),謙卑啟動組的高階層被試(

M

=1.59,

SD

=0.75)內(nèi)歸因傾向更低,

t

=-2.95,

p

=0.004 ＜ 0.01,Cohen’

d

=-0.58。謙卑啟動也顯著影響了高階層者的再分配偏向;與控制組相比(

M

=4.56,

SD

=3.48),謙卑啟動組的高階層被試(

M

=6.06,

SD

=3.46)再分配偏向更高,

t

(101)=2.20,

p

=0.03 ＜ 0.05,Cohen’

d

=0.43。

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

4.5 討論

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

5 總討論

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

5.1 在中國社會背景下確立直接影響效應(yīng)

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

5.2 對可能的心理機(jī)制的探討

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

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

5.3 促進(jìn)高階層者再分配偏向的干預(yù)

研究3 從前面研究揭示的貧富差距歸因傾向的中介作用出發(fā),發(fā)現(xiàn)了謙卑能夠降低高階層者的貧富差距內(nèi)歸因傾向,進(jìn)而提升其再分配偏向。對于再分配問題,學(xué)界的研究關(guān)切開始從單純關(guān)注人們對再分配偏向的態(tài)度差異,轉(zhuǎn)向更為重視再分配偏向的干預(yù)(Bullock,2017;Reeves &Vries,2016)。研究者提出應(yīng)提升高階層者的再分配偏向,且建議通過采取干預(yù)措施培育其更多從環(huán)境的角度來看待貧窮、財富、經(jīng)濟(jì)不平等(Bullock,2017)。本研究正是基于這一思路,發(fā)現(xiàn)啟動謙卑的心態(tài)即是一項有效的干預(yù)措施。這一干預(yù)角度的提出對于該領(lǐng)域而言具有一定程度的獨創(chuàng)性,對于未來研究干預(yù)再分配偏向也可以帶來一定的啟示。

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

5.4 研究局限與展望

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

6 結(jié)論

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