自我?朋友沖突情境下智慧推理的文化差異及其機制*

魏新東 汪鳳炎

自我?朋友沖突情境下智慧推理的文化差異及其機制

魏新東汪鳳炎

(南京信息工程大學教師教育學院, 南京 210044) (南京師范大學心理學院;南京師范大學道德教育研究所, 南京 210097)

相對于面對自己的人際沖突, 以獨立自我為主的西方人在面對朋友的人際沖突時表現更智慧(所羅門悖論)。在以互依自我為主的中國人身上所羅門悖論是否會有不同特點？研究1通過在線平臺招募中美兩國被試, 隨機分配到自我與朋友沖突組考察其智慧推理水平, 并考察自我類型的影響。對齊法與方差分析的結果均顯示美國文化下朋友組智慧推理顯著高于自我組, 而中國文化下兩組差異不顯著, 進一步分析發(fā)現中國文化下獨立自我與沖突類型的交互項顯著預測智慧推理。在此基礎上, 研究2～4在中國文化背景下, 通過啟動不同自我類型, 考察個體在自我或朋友沖突組中的智慧推理差異, 結果顯示啟動獨立自我的朋友組顯著高于自我組, 而啟動互依自我的兩組差異不顯著。研究表明所羅門悖論可能只存在獨立自我高的人身上, 并不具有普適性?？梢娦睦韺W研究除了關注樣本多樣性問題外, 更需關注使用單一樣本卻默認結論具有文化普適性的研究者。

智慧, 自我, 智慧推理, 文化差異, 對齊法

1 引言

所羅門國王是《圣經》中記載的智慧典范, 著名的“智斷親子案”就出自他手。除在審判中展現出卓越的智慧外, 所羅門國王還為因生活困境而向他尋求幫助的人們提供智慧建議與忠告, 收錄于《圣經》中的《箴言》據說也是出自所羅門國王。不過, 對于涉及自身的重要決定時, 所羅門卻缺乏洞察力, 甚至有點愚蠢, 例如治理國家時私吞國庫、濫用權力等, 某種程度上導致國家的最終滅亡(Parker, 1992)。心理學研究者發(fā)現大多數人都會出現類似“所羅門悖論” (Solomon’s paradox)的現象, 即對他人遇到的困境與沖突往往可以進行智慧推理并給出智慧的建議, 而面對自身困境與沖突時則缺乏智慧(Grossmann & Kross, 2014; Huynh et al., 2017; Mickler & Staudinger, 2008)。不過, 所羅門悖論目前只在以西方(Western)、受過教育(Educated)、工業(yè)化(Industrialized)、富有(Rich)及民主(Democratic)的群體中得到驗證, 而西方人在視覺感知、空間推理、分類、歸納推理、道德推理以及自我概念上的表現并不具有文化普適性, 相對而言可以算是“異常值” (Henrich et al., 2010), 那么“所羅門”身上所體現的與推理、自我等密切相關的悖論現象具有文化普適性嗎？理論上, 西方人大多持一種邊界明確, 強調自我與他人區(qū)別的獨立自我(independent self), 而在儒家文化與集體主義影響下的中國人大多以互依自我(interdependent self)為主, 這種自我中包含親人、朋友等重要他人, 強調自我與他人的聯系(Markus & Kitayama, 1991, 2010)。自我類型的不同是否會影響中國文化下個體, 在面對自我或朋友等重要他人的困境與沖突時的智慧表現？本文基于智慧、文化與自我的相關理論與研究, 采用跨文化的方法探究所羅門悖論在中西方文化下的差異及其機制。

在智慧心理學領域, 智慧推理屬于從社會生態(tài)的角度研究智慧。不同于人格特質取向將智慧視為個體的一種較穩(wěn)定的能力或特質(Ardelt, 2003; Clayton, 1975; Levenson et al., 2005; Webster, 2003, 2007), 社會生態(tài)取向認為智慧獨立于個體, 主要由個體與情境交互決定(Sternberg, 2019)。社會生態(tài)取向研究者主張?zhí)骄咳粘Ｉ钋榫诚? 實踐智慧中包含的具體認知過程(Grossmann et al., 2020), 他們認為智慧指靈活與恰當地運用特定類型的實用推理(pragmatic reasoning)來應對現實生活中的困境與沖突, 并以此達到自我與他人、短期與長期間的利益平衡(Grossmann, 2017; Sternberg, 1998)。Grossmann等(2010; 2013)在新皮亞杰主義關于“后形式運算思維”及柏林智慧范式研究的基礎上(Baltes & Smith, 2008; Basseches, 1980), 將智慧中的實用推理命名為智慧推理(wise reasoning), 主要包括：(a)智識謙虛(intellectual humility)或認識到自身的局限; (b)考慮到并采用比眼前更廣闊的視角; (c)對不確定與變化的認識; (d)妥協或整合不同意見(Grossmann, 2017)。與人格特質取向采用去情境化自評量表不同, 智慧推理的測量依靠具體沖突情境, Grossmann等(2010)最初采用較為豐富背景信息的標準化人際沖突或群際沖突情境, 結合半結構化訪談, 通過受訓過的評測人員來評價被試的出聲報告以測量智慧推理水平。由于此類方法需要投入大量人力物力, 經濟成本過高, 很難進行大規(guī)模調查。Brienza等(2018)對其進行優(yōu)化, 以事件重建代替假設情境, 自我報告代替半結構化訪談, 開發(fā)出既能大規(guī)模施測, 又能揭示個體在沖突事件中具體推理過程的情境智慧推理量表(Situated Wise Reasoning Scale, SWIS)：首先讓被試進行沖突事件重建, 即回憶一個最近發(fā)生的沖突事件, 并通過詢問幾個問題, 如事件發(fā)生的時間、地點和人物等, 引導被試盡可能重建所經歷的沖突, 以確?；貞洔蚀_性, 然后根據被試回憶填寫包含認知不同觀點、辨識變化或多種結果、智識謙虛、優(yōu)先尋求妥協或解決辦法及局外人視角等5個維度的自陳量表以測量個體智慧推理水平。該量表可以有效避免像人格特質智慧量表那樣, 會受以自我服務歸因偏差為主的心理偏差(psychological biases)影響, 并且與智慧的核心特征平衡高度相關(Brienza et al., 2018)。另外, 該量表還應用到比較不同群體智慧推理差異的較大規(guī)模調查中, 例如美國文化內各地區(qū)比較與中國文化內南北方人比較(Brienza & Grossmann, 2017; Wei & Wang, 2020)。

相對于智慧的人格特質取向對其功能的重點關注, 智慧的社會生態(tài)取向更側重于探究其影響因素(魏新東, 汪鳳炎, 2020), 而在探究影響沖突情境中智慧推理的因素中, 一個重要發(fā)現就是所羅門悖論現象：當個體面對涉及自身的沖突或困境時, 可能由于更容易沉浸在自身的觀點或情緒之中, 忽視他人觀點, 偏向于堅定自己所認定的立場, 從而抑制其智慧推理能力(Huynh et al., 2017; Kross & Grossmann, 2012; McGregor et al., 2001), 而當面對朋友等他人沖突或困境時, 則能夠采納不同觀點, 同時避免如對自身缺點認識不足的認知偏差, 從而促進智慧推理(Grossmann & Kross, 2014; Pronin et al., 2008), 形成個體在朋友沖突下智慧推理得分大于自我沖突下智慧推理的不等式。智慧推理要求個體能夠從去自我中心的“無我”視角來看待具體的沖突或困境, 在實驗研究中, “無我”一般通過引導被試從第三人稱或“遠距離觀察者”視角來實現, 即將本屬自己的困境或沖突等同于其他人所遇到的困境或沖突來思考, 這樣一來可以有效提高個體的智慧推理水平, 消除所羅門悖論(魏新東, 汪鳳炎, 2020; Grossmann & Kross, 2014; Searle, 1995; Staudinger & Glück, 2011)。

不過所羅門悖論的相關研究目前均只是在西方個體主義文化背景下進行, 這種文化下的個體一般持獨立自我構念, 即將自我視為一個有邊界、獨特的實體, 強調個體自身的利益以及自我與他人的區(qū)隔, 而獨立自我只是自我構念的一種, 還有包含重要他人, 強調人與人之間關聯的互依自我(Markus & Kitayama, 1991, 2010; Yang, 2006)。在以互依自我為主的中國群體中, 所羅門悖論可能由于兩方面的原因表現出不同特點與機制：一方面, 持互依自我的中國人會將與其關系親密的家人、朋友等重要他人納入自我之中, 相對于持獨立自我的西方人, 持互依自我的中國人與親密家人、好友存在某種程度重合, 兩者的心理距離基本可視為“零” (王曉田, 陸靜怡, 2015; Markus & Kitayama, 1991; Wang et al., 2011), 例如文化神經學研究發(fā)現中國人自我與母親表征在特定腦區(qū)活動強度上無明顯差異, 而西方人兩者表征在特定腦區(qū)活動強度上發(fā)生了分離, 一定程度上表明與西方人不同, 中國人的自我包括母親等重要他人(Han et al., 2013; Wang et al., 2017; Zhu et al., 2007)。這可能使中國人在看待朋友等重要他人所遇到的人際沖突時, 并不能夠像西方人面對朋友沖突時一樣可以避免“自我中心”的影響, 反而可能容易卷入其中, 從而干擾其智慧地看待朋友所遇到的人際沖突, 而且決策領域的相關研究也表明, 當他人離自己的心理距離越近的情況下, 為他人所做的決策就越接近為自己所做的決策(劉永芳等, 2014; 陸靜怡, 尚雪松, 2018; 徐驚蟄, 謝曉非, 2011; Liviatan et al., 2008)。另一方面, 相對于持獨立自我的西方人, 持互依自我的中國人可能在面對涉及自身的人際沖突中更善于智慧推理, 因為不同于獨立自我將自我視為一個實體, 具有明確的邊界, 互依自我的邊界有彈性, 強調人與人之間的聯系, 某種程度上可視為“無我”的一種形態(tài), 這可能會使持互依自我個體在面對涉及自身沖突時更容易擺脫自我中心式的偏見(魏新東, 汪鳳炎, 2020; Dambrun & Ricard, 2011)?？缥幕芯恳脖砻? 在一些涉及自我評價的情境中, 持互依自我的東亞群體并不會像持獨立自我的西方人, 表現出同樣程度的自我服務歸因偏差(Hoshino-Browne et al., 2005; Kashima et al., 2004); 一些證據也表明偏向于持互依自我個體比獨立自我更善于智慧推理, 例如, 有研究顯示成年早中期群體的日本人對人際沖突的智慧推理顯著高于美國人(Grossmann et al., 2012)。

綜合來看, 以上述朋友沖突下智慧推理水平大于自我沖突下智慧推理水平的不等式為基礎(即朋友沖突 > 自我沖突), 相對于持獨立自我的美國人, 持互依自我的中國人既可能由于與朋友的心理距離較近, 更容易卷入朋友沖突之中, 無法抽離自身, 一定程度上阻礙了對朋友所遇到沖突的智慧推理(李天然等, 2015), 使得不等式左邊的朋友沖突下智慧推理變低, 也有可能由于“無我”從而提高對自己所遇到沖突的智慧推理, 使得不等式右邊的自我沖突下智慧推理變高(魏新東, 汪鳳炎, 2020; Dambrun & Ricard, 2011), 不等式左邊變低而右邊變高從而使得不等式兩邊接近, 即對朋友沖突的與自我沖突的智慧推理水平相接近, 因此假設：(1)美國人面對朋友沖突時的智慧推理水平顯著高于面對自身沖突時的智慧推理水平, 而中國人在兩種情境下的智慧推理水平無顯著差異; (2)聚焦于個體層次, 獨立自我個體在面對朋友沖突時的智慧推理水平顯著高于面對自身沖突時的, 而互依自我的個體在兩種情境下的智慧推理水平無顯著差異。

2 研究1：所羅門悖論的中美跨文化比較及自我類型的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

研究1分別通過騰訊問卷(https://wj.qq.com)與MTurk平臺(Amazon Mechanical Turk)收集中國與美國文化下的數據。采用G*Power軟件計算研究樣本量(Faul et al., 2007), 采用2 (文化：中國與美國) × 2 (沖突類型：自我沖突與朋友沖突)被試間設計, 并使用方差分析進行統計檢驗, 依據以往類似研究效應量(= 0.117, Huynh et al., 2017), Ⅰ類錯誤的概率α err prob為0.05, 檢驗效能Power (1?β err prob)為0.80計算樣本量, 每個文化下需要288人(Huynh et al., 2017)?？紤]到研究工具中設置的篩選標準與文化比較等因素, 我們通過兩個平臺上的樣本服務, 計劃各招募550人參加名為“日常生活調查”的項目, 最終騰訊問卷收集到610份數據, MTurk平臺收集到594份數據。通過3道Likert式量表題篩選有效樣本(從1非常不同意到5非常同意), 其中一道為常見測謊題(“本題請選擇非常同意”), 排除未選“5”的數據樣本; 另外兩道為個體自評其答題認真程度的題項, 分別為“有時我只是隨機點擊, 以便盡快通過調查”與“我盡量遵從指示回答問題”, 前者排除選擇“4”與“5”的數據, 后者排除選擇“1”與“2”的數據樣本。最終得到有效樣本分別為中國295人(男144, 女151; 平均年齡23.22 ± 4.34歲)與美國282人(男155, 女125, 未報告2人; 平均年齡36.87 ± 11.04)。另外, 我們額外統計了美國樣本的族裔, 其中白人218, 非裔21人, 亞裔27人, 拉丁裔13人, 其它3人。中美兩國被試完成相應的任務后分別會得到3元與0.5美元報酬。

2.1.2 研究工具與程序

智慧推理量表共21道題, 源自Brienza等(2018)開發(fā)的情境智慧推理量表, 共5個維度, 包括(a)對方視角, 如“設身處地為對方著想”; (b)考慮情形變化以及會以多種方式展開, 如“隨著情況的變化, 尋找不同的解決方案”; (c)智識謙虛/認識到自身的局限, 如“仔細檢查自己對該情況的看法是否可能不正確”; (d)尋求妥協/沖突解決, 如“嘗試去尋找一個都能適合雙方的解決方案”; (e)從局外人的角度看事件, 如“將自己想象為一個旁觀者, 該如何看待當前的形勢”。被試需要評估這些思考方式在多大程度上有助于你或你朋友處理這段關系, 在5點Likert式量表上選擇, 1表示完全沒用, 5表示非常有用。量表開發(fā)者在其官網(https://uwaterloo.ca/ wisdom-and-culture-lab/measures)上提供了中英文版情境智慧推理量表, 我們對中文版量表的某些題項, 在不違背原意基礎上對表達方式進行了修改。本研究兩個文化下的Cronbach’s α分別為：α= 0.931, α= 0.927。根據原研究理論模型(Brienza et al., 2018), 驗證性因素分析顯示中國樣本的模型擬合良好(χ= 372.907,= 183,< 0.001, RMSEA = 0.059, 90% CI [0.051, 0.068], SRMR = 0.044, CFI = 0.934, TLI = 0.925), 美國樣本模型擬合良好(χ= 359.002,= 184,< 0.001, RMSEA = 0.058, 90% CI [0.049, 0.067], SRMR = 0.048, CFI = 0.938, TLI = 0.930)。

自我建構量表由Singelis (1994)開發(fā), 原量表共24題, 包括12道獨立自我題項與12道互依自我題項, Na等(2010)在使用時將其中與年齡密切相關的題項刪除形成20題, 兩種自我類型各10題。潘黎和呂巍(2013)修訂中文版成人自我建構量表, 最終包含10道互依自我題項與6道獨立自我題項。本研究提取兩者的公共題項, 并依據中文版量表修訂研究中各題項因子載荷大小, 選取6道獨立自我題項(如“我樂意在許多方面與眾不同”)與6道互依自我題項(如“為了我所在群體的利益, 我會犧牲自己的利益”)的中英文自我建構量表。獨立自我分量表在兩個文化下的Cronbach’s α分別為：α= 0.656, α= 0.630; 互依自我分量表在兩個文化下的Cronbach’s α分別為：α= 0.761, α= 0.704。

由于以往研究表明智慧推理會受到社會階層影響(Brienza & Grossmann, 2017), 因此除了常見的如性別、年齡等人口學變量, 研究還統計被試的社會階層, 主要測量兩個指標, 一是通過詢問兩個文化下被試自小學一年級開始接受學校教育的總年限(Cohen et al., 2017), 二是通過使用國內外常用的MacArthur階梯量表自評, 即給被試呈現一個10級的階梯并讓其想象這個階梯代表了當前社會的人所處不同的階層地位, 越靠近階梯上方的人社會階層越高, 生活境況優(yōu)裕, 受教育程度高、工作體面以及收入水平高等, 越靠近階梯下方的人社會階層越低, 生活境況糟糕, 受教育水平低、工作不體面以及收入水平低等(楊沈龍等, 2020; Adler et al., 2000)。讓被試結合自身情況報告自身屬于1至10中的哪一層。

借鑒Huynh等(2017)研究, 通過平臺將中美兩國被試隨機分配到自我沖突組(= 153;= 138)與朋友沖突組(= 142;= 142)兩個條件之下, 自我沖突組被試首先閱讀以下材料：“請思考你目前正在經歷的, 并不是很和諧的一段關系, 例如你和一個親近的人(如家人、好友或戀人)之間出現了一些分歧或沖突, 發(fā)生了爭吵或冷戰(zhàn), 這使你不確定雙方未來是否能夠依然保持相當的親近。”朋友沖突組則閱讀：“請思考你朋友目前正在經歷的, 并不是很和諧的一段關系(確保這段關系中不涉及你), 例如他(她)和一個親近的人(如家人、好友或戀人)之間出現了一些分歧或沖突, 發(fā)生了爭吵或冷戰(zhàn), 這使你朋友不確定雙方未來是否能夠依然保持相當的親近。”兩組被試閱讀完后回答沖突方與被試或其朋友的關系, 在中國被試的自我沖突組中有30.70%是家人, 24.80%是朋友, 38.60%是伴侶, 5.9%是其它; 中國朋友沖突組中有28.20%是家人, 38.00%是朋友, 32.40%是伴侶, 1.4%是其它。在美國被試的自我沖突組中有42.10%是家人, 34.30%是朋友, 20.00%是伴侶, 3.6%是其它; 美國朋友沖突組中有26.8%是家人, 43.70%是朋友, 26.10%是伴侶, 3.50%是其它。在這一問題之后, 被試需要填寫幾句話用以描述他所了解的分歧或沖突的原因。為了讓被試更多地卷入到這一沖突之中, 被試接著需要設想這一段關系如果持續(xù)惡化, 并描述他們的想法或感受。在被試回答完這些問題后, 本研究使用智慧推理量表評價被試面對該沖突時的智慧推理水平。接下來被試需要完成自我建構量表, 最后我們收集了相關的人口學變量與控制變量。

2.2 結果

2.2.1 共同方法偏差檢驗與各變量相關分析

采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗, 結果顯示, 特征值大于1的因子共有8個, 且第一個因子解釋的變異量為29.16%, 小于40%的臨界標準, 該結果表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004; Podsakoff et al., 2003)。

各變量平均數、標準差以及相關矩陣如表1所示, 其中獨立自我與互依自我為對應分量表的題項總分。在中美兩國, 無論是自我沖突組還是朋友沖突組, 智慧推理與獨立自我、互依自我均呈正相關, 獨立自我與互依自我也呈正相關。

2.2.2 對齊法(Alignment)進行測量等值性檢驗及各組潛均值比較

常用的測量等值性檢測方法為多群組驗證性分析(多群組CFA, multiple-group confirmatory factor analysis), 需要逐步滿足形態(tài)等值(Configural Invariance)、因子載荷等值(metric invariance)以及截距等值(scalar invariance)等條件才可進行各組潛均值的相互比較(Jiang et al., 2017)。然而截距等值條件較為嚴苛, 現實中很難實現, 而且研究者也指出潛均值間比較理論上并不一定需要以截距等值為前提(Jiang et al., 2017; Swami & Barron, 2019)。鑒于此Asparouhov和Muthén (2014)提出不依賴嚴苛的截距恒定, 只需滿足因子載荷與截距近似等值就可以進行潛均值比較的“對齊” (Alignment)法, 對齊法目前已在諸多跨組別潛均值比較研究中得到應用(溫聰聰等, 2019; Cieciuch et al., 2018; Muthén & Asparouhov, 2018)。參照以往研究(Jankowski et al., 2013), 將各維度下題項的平均值作為各個維度的觀測值, 并在Mplus8.3中執(zhí)行對齊法比較中美兩國不同沖突條件的測量等值性, 結果如表2與表3所示, 所有截距和因子載荷都近似等值, 表明可以進行各組間智慧推理潛均值比較; 智慧推理潛均值在各組間的比較來看, 在美國被試中, 研究結果支持前人所發(fā)現的所羅門悖論現象, 即美國被試在朋友沖突組的智慧推理水平顯著大于自我沖突組(4 > 3); 而中國被試在自我與朋友沖突組的智慧推理無顯著差異(1≈2), 該結果支持假設1。

表1 各變量描述性統計與相關分析結果(n = 575)

注：性別 0 = 女, 1 = 男; 表格對角線下方為中國樣本的相關矩陣, 對角線上方為美國樣本的相關矩陣;< 0.05,< 0.01,< 0.001。下同。

表2 不同文化與沖突條件下截距與因子載荷近似測量等值性(n = 575)

注：1代表中國文化下自我沖突組; 2代表中國文化下朋友沖突組; 3代表美國文化下自我沖突組; 4代表美國文化下朋友沖突組, 下同。

表3 各組智慧推理潛均值比較(n = 575)

2.2.3 各組智慧推理平均值差異的方差分析

在測驗等值性與潛均值比較支持假設基礎上, 進一步采用方差分析比較各組智慧推理平均值差異來進一步驗證研究假設, 以文化(中國、美國)與沖突類型(自我、朋友)為自變量, 性別、年齡、受教育程度、主觀社會階層為協變量, 智慧推理為因變量, 進行兩因素方差分析。結果顯示, 文化的主效應顯著,(1, 567) = 6.01,= 0.015, η= 0.01, 中國被試的智慧推理水平顯著高于美國被試的智慧推理水平; 沖突類型的主效應顯著,(1, 567) = 5.17,= 0.023, η= 0.01, 兩個國家被試總體上在面臨自我沖突時的智慧推理水平顯著低于面對朋友沖突時的智慧推理水平。文化與沖突類型的交互作用不顯著,(1, 567) = 0.65,= 0.420, 不過本文主要關注不同文化下沖突類型的簡單效應情況, 而在交互不顯著的情況下簡單效應也可以顯著(Tybout et al., 2001; Umesh et al., 1996)。當研究目的只關注主要的簡單效應, 交互作用顯著與否并不是前提, 而且此時簡單效應的結果也是可信的(Hayes, 2005, p.447)。簡單效應分析的結果如圖1顯示, 在中國被試中, 自我(= 3.81,= 0.68)與朋友(= 3.89,= 0.65)沖突條件下的智慧推理無顯著差異,(1, 567) = 1.11,= 0.293; 而在美國被試中, 自我(= 3.58,= 0.67)與朋友(= 3.76,= 0.73)沖突條件下的智慧推理差異顯著,(1, 567) = 4.62,= 0.032, η= 0.01。該結果與潛均值結果相同, 同樣支持假設1。

圖1 中美兩國個體面對自我——朋友沖突時的智慧推理差異

2.2.4 自我類型不同對所羅門悖論影響

為探究不同自我類型分別對自我沖突與朋友沖突的智慧推理差異, 即所羅門悖論的影響, 首先對中美兩國獨立自我與互依自我的差異進行檢驗, 結果顯示, 在獨立自我分量表總分上, 美國被試(= 29.87,= 5.71)顯著低于中國被試(= 30.91,= 5.17),(575) = 2.30,= 0.022, 95% CI = [0.153, 1.933]; 在互依自我分量表總分上美國被試與中國被試無顯著差異,(575) = 1.95,= 0.051, 95% CI = [?0.005, 1.826], 前人研究也發(fā)現類似結果, 例如Lu與Gilmour (2007)研究發(fā)現中國人獨立自我得分高于英國人, Oyserman等人(2002)也發(fā)現在一些關于個體主義的外顯自評測量上, 北美人得分并不一定高于東亞人, 而這可能是由于外顯自評量表施測于不同文化群體上存在群體參照效應(Heine et al., 2002), 因此不將兩個文化下的自我類型合起來探討, 而是分別探討不同文化下個體層面上的自我類型對所羅門悖論的影響。鑒于獨立自我與互依自我在兩個文化下的相關均顯著(= 0.57,< 0.001;= 0.22,< 0.001), 參照以往研究(Huynh et al., 2017), 以原始的獨立自我分量表總分為因變量, 原始互依自我分量表總分為自變量作回歸分析, 將所得殘差作為“純粹的”個體獨立自我程度, 同理可得“純粹的”互依自我程度。然后, 采用階層回歸分析來檢驗不同文化下自我類型對所羅門悖論的影響, 在中國文化下, 如表4所示, 沖突類型與獨立自我程度對智慧推理的預測均不顯著, 不過兩者交互項可以顯著預測智慧推理, β = 0.14, 95% CI = [0.027, 0.334],(287) = 2.32,= 0.021。簡單斜率檢驗發(fā)現, 如圖2所示, 在高獨立自我情況下, 朋友沖突條件下的智慧推理顯著高于自我沖突條件, β = 0.21, 95% CI = [0.056, 0.489],(287) = 2.48,= 0.014; 而在低獨立自我情況下, 自我沖突與朋友沖突的智慧推理差異不顯著, β = ?0.07, 95% CI = [?0.303, 0.126],(287) = ?0.81,= 0.419, 該結果部分支持假設2。美國文化下, 沖突類型可以顯著預測智慧推理, β = 0.13, 95% CI = [0.029, 0.347],(273) = 2.33,= 0.020; 獨立自我程度可以顯著預測智慧推理水平, β = 0.28, 95% CI = [0.118, 0.277],(273) = 4.87,< 0.001; 不過兩者的交互作用不顯著, β = 0.00, 95% CI = [?0.161, 0.160],(272) = ?0.00,= 0.997。另外, 在中國文化下, 互依自我可以顯著預測智慧推理水平, β = 0.18, 95% CI = [0.047, 0.199],(288) = 3.17,= 0.002, 互依自我與沖突類型的交互項對智慧推理的預測不顯著, β = ?0.05, 95% CI = [?0.223, 0.084],(288) = ?0.90,= 0.371; 在美國文化下互依自我程度同樣可以顯著預測智慧推理水平, β = 0.33, 95% CI = [0.157, 0.315],(273) = 5.87,< 0.001, 互依自我與沖突類型的交互項對智慧推理的預測不顯著β = ?0.04, 95% CI = [?0.217, 0.096],(272) = ?0.76,= 0.447。

表4 中國文化下自我類型對不同沖突類型的智慧推理影響(n = 295)

注：性別(女 = ?0.5, 男 = 0.5), 沖突類型(自我 = ?0.5, 朋友 = 0.5), 表中其它變量均在原分數的基礎上轉化為標準分。

圖2 中國文化下獨立自我程度對不同沖突類型下的智慧推理影響

3 研究2：啟動不同自我類型對所羅門悖論的影響

研究1在發(fā)現所羅門悖論中美文化差異基礎上, 進一步發(fā)現雖然在美國文化中自我類型對所羅門悖論基本無影響, 但在中國文化下, 高獨立自我個體依然會出現所羅門悖論, 而在低獨立我的情況下所羅門悖論現象“消失”, 一定程度上揭示了所羅門悖論文化差異的內在機制。不過研究1采用的是自我建構量表(Singelis, 1994)來測量個體的自我類型, 因此這一內在機制在某種程度上只是相關關系。另外, 自我建構量表在個體層面上將獨立自我與互依自我作為兩個獨立維度, 無法直接比較獨立自我與互依自我兩種自我類型對所羅門悖論的影響。因此, 研究2采用啟動自我類型的方法進一步驗證中國文化下自我對所羅門悖論的影響, 比較中國文化下的個體在分別啟動獨立自我與互依自我的情況下, 面對自我與朋友沖突時的智慧推理差異。

3.1 方法

3.1.1 被試

研究2同樣是通過騰訊問卷(https://wj.qq.com)招募中國文化下的數據, 與研究1類似, 研究2采用2 (自我類型：啟動獨立自我與互依自我) × 2 (沖突類型：自我沖突與朋友沖突)被試間設計, 同樣考慮到研究中所設置篩選標準, 我們計劃收集盡可能多的數據, 通過平臺樣本服務計劃分批次招募1000名被試, 最終平臺反饋1124份數據, 通過與研究1相同的3個篩選標準, 最終有效樣本710名, 其中男427人, 女283人, 平均年齡24.59 ± 6.12歲, 自小學一年級始接受學校教育的平均年份14.58 ± 2.44, 平均主觀社會階層4.85 ± 1.63。每位被試完成任務后會得到3元報酬。

3.1.2 研究工具與程序

借鑒Trafimow等(1991, 1997)開發(fā)的工具, 啟動獨立自我條件下的被試會回憶并填寫他/她與他們的家人或朋友的不同點以及為什么會有這些不同之處; 啟動互依自我條件下的被試會回憶并填寫他/她與他們的家人或朋友的相同點以及為什么會有這些相同之處。自我與朋友沖突組內容、智慧推理量表及人口學與控制變量的測量工具均與研究1相同。在沖突方與被試或其朋友的關系上, 啟動獨立自我的自我沖突組(= 180)中有35.60%是家人, 26.10%是朋友, 29.40%是伴侶, 8.9%是其它; 啟動獨立自我的朋友沖突組(= 165)中有24.20%是家人, 37.00%是朋友, 29.10%是伴侶, 9.70%是其它。啟動互依自我的自我沖突組(= 171)中有32.20%是家人, 33.90%是朋友, 25.10%是伴侶, 8.80%是其它; 啟動互依自我的朋友沖突組(= 194)中有24.20%是家人, 37.60%是朋友, 25.30%是伴侶, 12.90%是其它。另外, 本研究智慧推理量表的Cronbach’s α為：0.918。同樣根據二階單因子理論模型(Brienza et al., 2018), 驗證性因素分析表明模型擬合良好(χ= 508.754,= 183,< 0.001, RMSEA = 0.050, 90% CI [0.045, 0.055], SRMR = 0.038, CFI = 0.946, TLI = 0.938)。

采用2 (啟動獨立自我與互依自我) × 2 (自我沖突與朋友沖突)被試間設計, 通過平臺功能將被試分到啟動獨立自我下自我沖突組、啟動互依自我下的自我沖突組、啟動獨立自我下的朋友沖突組以及啟動互依自我下的朋友沖突組等4種條件之下。啟動完不同自我類型的被試會繼而被分配到不同沖突類型中, 自我沖突組與朋友沖突組的問題為研究1中相應的材料內容, 被試閱讀完材料后同樣需要填寫智慧推理量表, 最后采用與研究1相同的問題收集了人口學變量與控制變量。

3.2 結果

采用方差分析比較4組智慧推理平均值的差異, 以啟動的自我類型與沖突類型為自變量, 性別、年齡、受教育程度以及主觀社會階層為協變量, 智慧推理為因變量, 結果顯示, 自我類型的主效應不顯著,(1, 702) = 0.36,= 0.549; 沖突類型的主效應顯著,(1, 702) = 5.506,= 0.019, η= 0.01, 朋友沖突下的智慧推理(= 3.94,= 0.57)顯著高于自我沖突組(= 3.83,= 0.65); 兩者的交互作用不顯著,(1, 702) = 0.32,= 0.570, 基于與研究1同樣理由, 根據研究目的, 進行簡單效應檢驗, 對不同自我類型下的自我與朋友沖突中智慧推理進行比較, 如圖3所示, 發(fā)現在啟動獨立自我條件下, 朋友沖突組(= 3.94,= 0.54)的智慧推理水平顯著高于自我沖突組(= 3.80,= 0.66),(1, 702) = 4.111,= 0.043, η= 0.01, 而在啟動互依自我條件下, 朋友沖突組(= 3.93,= 0.60)與自我沖突組(= 3.85,= 0.64)的智慧推理無顯著差異,(1, 702) = 1.62,= 0.204, 該結果同樣支持假設2。

圖3 不同自我類型面對自我——朋友沖突時的智慧推理差異

4 研究3：對研究2的重復檢驗

研究2通過啟動不同自我類型來探究對所羅門悖論的影響, 不過并未對其進行操縱檢驗, 所以并不能確定該啟動是否真的使被試更偏向于某個自我類型。研究3在研究2基礎上通過設置一個操縱檢驗題項來完善這一不足, 此外情緒可能會“干擾”個體對沖突事件的重構或回憶, 還可能影響個體處理沖突事件的智慧推理水平(Grossmann, Oakes, et al., 2019; Levine & Edelstein, 2009); 依據社會計量器理論, 自尊與個體在一段關系中被認可與接納的程度密切相關(sociometer theory; Leary & Baumeister, 2000), 智慧推理有助于人際沖突的妥善解決與恢復人際關系的和諧, 從而維持個體自尊水平, 據此研究3進一步控制被試的情緒與自尊水平的影響(Huynh et al., 2017)。

4.1 方法

4.1.1 被試

研究3與研究2通過同樣的方式計劃分批次招募1000名被試, 最終平臺反饋1108份數據, 通過與研究1和研究2相同的3個篩選標準, 不過研究3將測謊題安插在智慧推理量表題項中, 以更隱秘的方式來刪除無效問卷, 最終有效樣本537名, 其中男253人, 女284人, 平均年齡23.99 ± 5.78歲, 自小學一年級始接受學校教育的平均年份14.00 ± 2.92。

4.1.2 研究工具與程序

研究3的工具在研究2工具基礎上添加檢驗啟動的“自我包含他人量表” (Inclusion of the Other in the Self Scale, IOS; Aron et al., 1991; Aron et al., 1992), 情緒量表(Grossmann, Oakes, et al., 2019; Watson & Clark, 1999)、10道題的Rosenberg自尊量表(Rosenberg, 1965)。其中IOS量表包含7組雙圓組成的圖形, 用來評估個體在多大程度上感到自我與他人之間的相互聯系, 或在多大程度上感受到他人是自我的一部分(Aron et al., 1992)。本研究要求被試從重合度不同的7個雙圓圖形中選擇一個分別代表他們和好友的關系。得分越高, 表示兩個圓圈的重合度越高, 表示與好友的關系越親密。如果操作有效, 則啟動獨立自我條件下的被試得分應該顯著低于啟動互依自我條件下的被試。情緒量表包含8道積極情緒與8道消極情緒題項, 采用6點Likert式量表計分, 0代表你根本沒有這種感覺, 5代表這種感覺是這一經歷中非常重要的一部分。本研究中積極情緒的Cronbach’s α為0.93, 消極情緒的Cronbach’s α為0.82, 自尊量表的Cronbach’s α為0.88, 智慧推理量表的Cronbach’s α為0.93, 驗證性因素分析表明模型擬合良好(χ= 584.068,= 183,< 0.001, RMSEA = 0.064, 90%CI [0.058, 0.070], SRMR = 0.043, CFI = 0.923, TLI = 0.912)。

研究3啟動自我類型的方式以及實驗流程與研究2相同, 啟動獨立自我條件下自我沖突126人, 朋友沖突129人; 啟動互依自我條件下自我沖突141人, 朋友沖突141人。不過被試在啟動完自我類型后需要完成IOS量表。此外被試在填寫完智慧推理量表后, 需要評估在這一沖突情境中的情緒體驗, 最后被試在填寫性別、年齡與受教育程度等人口學變量前, 還需要完成Rosenberg自尊量表。

4.2 結果

首先對智慧推理量表、情緒量表以及自尊量表的結果采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗, 結果顯示特征值大于1的因子共有8個, 且第一個因子解釋的變異量為23.48%, 小于40%的臨界標準, 該結果表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

其次, IOS測量結果顯示啟動是有效的：啟動互依自我條件下的被試認為自己與好友的重合度(= 4.67,= 1.43)顯著高于啟動獨立自我條件下(= 4.38,= 1.58)的被試,(535)= ?2.26,= 0.024, 95% CI [?0.549, ?0.038], Cohen’s= 0.20。

最后, 在啟動有效基礎上, 以啟動的自我類型與沖突類型為自變量, 性別、年齡、受教育程度、積極情緒、消極情緒以及自尊為協變量, 智慧推理為因變量作兩因素協方差分析, 結果顯示, 性別：(1, 524) = 0.07,= 0.787, 年齡：(1, 524) = 0.13,= 0.717, 受教育程度：(1, 524) = 0.01,= 0.910, 效應均不顯著, 積極情緒的效應顯著,(1, 524) = 64.90,< 0.001, η= 0.11, 積極情緒越高智慧推理得分越高(= 0.17,= 0.02,= 8.06), 消極情緒的效應顯著,(1, 524) = 7.21,= 0.007, η= 0.01, 消極情緒越高智慧推理得分越高(= 0.09,= 0.03,= 2.69), 該結果一定程度上表明豐富的情緒體驗有助于提高個體在復雜沖突情境中的智慧推理水平(Grossmann, Oakes, et al., 2019)。個體自尊水平效應顯著,(1, 524) = 19.48,< 0.001, η= 0.036, 自尊水平越高智慧推理得分越高(= 0.20,= 0.05,= 4.41), 一定程度上支持自尊的社會計量器理論。自我類型的主效應不顯著,(1, 524) = 3.53,= 0.061; 沖突類型的主效應顯著,(1, 524) = 6.76,= 0.010, η= 0.010, 朋友沖突下的智慧推理(=4.01,= 0.67)顯著高于自我沖突組(= 3.91,= 0.74); 兩者交互作用不顯著,(1, 524) = 0.29,= 0.590, 基于與研究1同樣理由, 根據研究目的, 進行簡單效應檢驗, 對不同自我類型下的自我與朋友沖突中智慧推理進行比較, 如圖4所示, 發(fā)現在啟動獨立自我條件下, 朋友沖突組(= 3.97,= 0.66)的智慧推理水平顯著高于自我沖突組(= 3.82,= 0.80),(1, 524) = 4.67,= 0.031, η= 0.01, 而在啟動互依自我條件下, 朋友沖突組(= 4.05,= 0.67)與自我沖突組(= 4.00,= 0.67)的智慧推理無顯著差異,(1, 524) = 2.30,= 0.130, 該結果支持假設2。

圖4 不同自我類型面對自我——朋友沖突時的智慧推理差異

5 研究4：啟動自我類型對泄密沖突情境下所羅門悖論影響

研究2與研究3均采用在線調查的方式, 并且沖突情境都來自于個體回憶最近發(fā)生在自身或朋友身上, 雖然大都為日常生活沖突, 但沖突對象、沖突的嚴重程度等也各不相同, 因此研究4在研究2與3基礎上, 采用線下招募在校生被試的方式, 并使用該線下群體較為常見的標準化泄密沖突情境(Hu et al., 2019), 來進一步檢驗研究假設。

5.1 方法

5.1.1 被試

研究4被試來自于某高校在校生, 考慮到樣本的同質性較高, 本研究采取與Grossmann與Kross (2014)線下研究相同的被試人數, 即每個條件下招募50名, 共200名, 女生148, 男生52名, 平均年齡20.17 ± 1.56歲, 18～27歲。靈敏度功效分析(sensitivity power analysis; 假設 α = 0.05, power = 0.80), 根據現有樣本量, 我們有能力檢測到的最小效應量為= 0.20, 符合小效應的標準。

5.1.2 研究工具與程序

研究4測量工具主要包括與研究3相同的智慧推理量表與“自我包含他人量表”。其中智慧推理量表的Cronbach’s α為0.91, 驗證性因素分析表明模型擬合可接受(χ= 339.550,= 180,< 0.001, RMSEA = 0.067, 90%CI [0.056, 0.077], SRMR = 0.069, CFI = 0.913, TLI = 0.898)。

研究4同樣采用2 (自我構念：啟動獨立自我與互依自我) × 2 (沖突類型：自我沖突與朋友沖突)被試間設計, 首先在線下實驗情境下, 啟動被試不同自我類型, 在啟動獨立自我(互依自我)情境中需要填寫2～3點與家人或朋友的不同之處(相同之處), 并回答為何會有這些不同之處(相同之處), 回答完這些問題后需要完成“自我包含他人量表”, 以檢驗啟動效果。之后被試被分到兩種標準化的沖突情境, 在自我(朋友)沖突情境中, 被試閱讀材料：“請設想下面你(你的好友)所遇到的一種沖突情境：假如你(你的好友)與一位同學或朋友分享了一個秘密, 并且你(你的好友)希望他(她)不要告訴其他人, 但后來你(你的好友)得知他(她)將這個秘密告訴給了他人。你會如何看待這一問題, 你將怎么辦(你將建議好友怎么辦？)？寫出你主要思考過程?！北辉囋诖诉^程中至少思考與作答3分鐘以上, 填寫完成后, 被試需要接著完成智慧推理量表以及完成性別、年齡等人口學變量, 與研究2與3不同, 研究4采用父母的受教育程度來表示被試的社會階層, 由于父母受教育程度相關顯著(= 0.76,< 0.001), 本研究采用兩者平均分代表被試社會階層(Grossmann & Varnum, 2011)。

5.2 結果

IOS測量結果顯示：啟動互依自我條件下被試認為自己與好友的重合度(= 6.08,= 1.09)顯著高于啟動獨立自我條件下(= 5.70,= 1.15)被試,(198)= 2.40,= 0.017, 95% CI [0.068, 0.692], Cohen’s= 0.34。

在啟動有效基礎上, 以啟動的自我類型與沖突類型為自變量, 性別、年齡與社會階層為協變量, 智慧推理為因變量作方差分析, 結果顯示, 協變量的效應均不顯著, 性別：(1, 193) = 0.05,= 0.825, 年齡：(1, 193) = 0.48,= 0.488, 社會階層：(1, 193) = 0.01,= 0.922, 自我類型的主效應不顯著,(1, 193) = 0.22,= 0.639; 沖突類型的主效應顯著,(1, 193) = 7.73,= 0.006, η= 0.04, 朋友沖突下的智慧推理(=4.00,= 0.60)顯著高于自我沖突組(= 3.76,= 0.61); 兩者的交互作用顯著,(1, 193) = 6.66,= 0.011, η= 0.03, 進一步簡單效應檢驗, 對不同自我類型下的自我與朋友沖突中智慧推理進行比較, 如圖5所示, 在啟動獨立自我條件下, 朋友沖突組(= 4.08,= 0.50)的智慧推理水平顯著高于自我沖突組(= 3.63,= 0.58),(1, 193) = 14.37,< 0.001, η= 0.07, 而在啟動互依自我條件下, 朋友沖突組(= 3.91,= 0.68)與自我沖突組(= 3.89,= 0.62)的智慧推理無顯著差異,(1, 193) = 0.02,= 0.886, 該結果支持假設2。

圖5 不同自我類型面對泄密情境下自我——朋友沖突時的智慧推理差異

6 討論

針對以往關于所羅門悖論的研究只以西方被試為研究對象的不足, 本研究采用跨文化方法以美國與中國被試群體為樣本, 探究所羅門悖論是否具有文化普適性。與前人研究相同(Grossmann & Kross, 2014; Huynh et al., 2017), 在美國樣本中所羅門悖論得到驗證, 即個體對自身所遇到的沖突或困境的智慧推理能力, 顯著低于對朋友所遇到的沖突或困境的智慧推理能力。不同的是, 本研究發(fā)現在中國文化下, 個體面對朋友沖突時的智慧推理雖然也高于面對自我沖突的, 但差異并不顯著, 進一步分析發(fā)現, 中國文化下獨立自我高的個體在涉及自我沖突上的智慧推理能力顯著低于朋友的, 而獨立自我低的個體在面對自我與朋友沖突時的智慧推理水平無顯著差異(研究1); 研究2～4在中國文化下的啟動研究也發(fā)現啟動獨立自我組被試出現了所羅門悖論現象, 而啟動互依自我組被試并沒有。結合美國個體主義文化下個體多持獨立自我這一事實, 本研究結果某種程度上表明, 所羅門悖論可能只存在于獨立自我高的個體身上, 并不具備文化普適性。

研究1中方差分析的結果顯示文化與沖突類型的交互作用不顯著, 并且簡單效應檢驗中, 中國被試在自我與朋友組之間差異也不顯著, 而美國被試在兩者間的差異顯著, 從統計上看就是中國被試中自我與朋友組之間的差異值不僅與“0”無顯著差異, 而且與美國被試中自我與朋友組之間的差異值相比也無顯著差異(交互作用不顯著), 可以算是一個介于“0”到顯著差異值的“中間值”, 結合之后獨立自我與沖突類型的交互作用顯著, 某種程度上表明受全球化與現代化影響, 在當前的中國文化下所羅門悖論現象可能正處于有與無之間的一種“折中狀態(tài)”。這一結果與文化心理學關于中國人心理與行為變遷的相關研究結論相吻合, 即隨著改革開放后中國社會的高速發(fā)展, 由其所帶來的各方面資源的豐富, 減少了個體對周圍人的依賴, 并且更加有利于追逐個人目標(Yang, 1988), 外加西方個體主義文化的影響, 使得中國文化個體主義與獨立自我程度逐漸增強, 而集體主義文化及其相應的價值觀念不斷式微(蔡華儉等, 2020; 黃梓航等, 2018)。不過有研究表明雖然中國香港、日本等地區(qū)的經濟發(fā)展水平與西歐發(fā)達國家相近, 但依然表現出較高的集體主義(Hamamura, 2012; Talhelm et al., 2014), 并且研究者指出某些傳統文化中的核心觀念在社會變遷的洪流中會保持相對穩(wěn)定(Hamamura, 2017), 因此當前中國文化下所羅門悖論的“折中狀態(tài)”有可能一直保持不變, 或至少維持較長一段時間。

與研究1中美文化下的所羅門悖論現象類似, 研究2和研究3中雖然也發(fā)現啟動獨立自我組出現了所羅門悖論現象, 而啟動互依自我組未出現, 但自我類型與沖突類型間的交互作用并不顯著。研究2與3的啟動研究將獨立自我與互依自我視為相互對立的二分變量, 而研究1中采用自我建構量表將獨立自我與互依自我視為兩個獨立維度(Singelis, 1994), 發(fā)現獨立自我與沖突類型的交互項可以顯著預測智慧推理, 兩個研究中交互作用一個顯著另一個不顯著, 除了存在測量工具, 樣本量等研究方法上的影響因素外, 這一結果還在某種程度上支持學界目前存在的關于文化與自我的兩方面觀點：一方面, 在個體層面上應將兩種自我類型分別視為多層面的結構, 是兩個相對獨立的維度, 獨立自我低并不一定意味著互依自我高(Twenge et al., 2010; Vignoles et al., 2016); 另一方面, 獨立自我可能可以很好地代表西方人的自我, 但互依自我并不能完全涵蓋中國人的自我內涵, 如一些研究者指出的那樣, 受來自中國傳統儒、釋、道文化和西方文化的多重影響, 當代中國人自我是一種文化匯集型自我(Wang et al., 2019)。以獨立自我與互依自我為例, 在當代中國人身上可能同時有獨立自我與互依自我, 從而呈現出“折衷自我” (陸洛, 2003); 同時, 互依自我可能只是學者以西方獨立自我為參照所構造出的對應概念(黃光國, 2012; Fiske, 2002), 在中國本土學者觀點中, 中國人的互依自我至少存在依然以個體為中心的差序格局式自我與以個體與他人關系為中心的關系型自我兩種形態(tài)(費孝通, 2011; 李抗, 汪鳳炎, 2019; 許烺光, 1989), 而差序格局式互依自我并不能滿足智慧中蘊含的對個體去自我中心式的“無我”要求(Grossmann, 2017)。

此外, 研究1的文化主效應表明中國被試在沖突情境中的智慧表現顯著高于美國被試, 這一結果呼應了以往關于日本與美國群體間智慧推理水平的跨文化比較, 研究者發(fā)現在處理人際沖突時, 同為集體主義東亞文化圈的日本人智慧表現顯著高于美國人(Grossmann et al., 2012)。不過值得注意的是本研究是根據自我回憶的沖突情境, 采用標準化量表讓被試自評其智慧推理水平, 而日美跨文化比較則是根據標準化的人際沖突情境, 在半結構化訪談的基礎上, 通過對被試作答內容進行他評來確定其智慧推理水平。另外, 研究2啟動互依自我后個體的智慧推理水平呈現出提高的趨勢, 某種程度上表明自我類型可能是文化影響智慧表現的一個內在機制, 不過并未提高到與獨立自我的差異顯著程度, 原因可能在于文化對人際沖突下智慧推理的影響存在某些更為直接的因素, 例如兩種文化偏向于不同的沖突管理策略(Ohbuchi & Atsumi, 2010)、主張并在教育上傳遞不同的關于人際關系的價值觀等(Imada, 2012)。

本研究對文化心理學領域目前討論較多的“怪異心理學” (WEIRD Psychology)也有一定啟示。Henrich等于2010年提出這一概念是為了指出當時關于人類心理與行為的研究被試大多來自以西方大學生被試為主的群體, 它具有西方的(Western)、受過教育的(Educated)、工業(yè)化的(Industrialized)、富有的(Rich)及民主的(Democratic)等屬性, 用這5個英文單詞的首字母剛好能合成“怪異” (WEIRD)一詞, 這一群體只占人類總體的很小部分, 作者采用一種修辭手段來引起學界對樣本多樣性與現有發(fā)現或結論普遍性的關注。自這一觀點提出至今10年來, 得到諸多領域研究者響應, 他們采用更具多樣性的樣本進行研究, 產生了一些新發(fā)現并對一些現有理論形成挑戰(zhàn)(Apicella et al., 2020; Awad et al., 2020; Falk et al., 2018; Smaldino et al., 2019), 不過相對而言心理學領域的總體研究現狀依然未變, 例如Rad等(2018)對2014與2017年發(fā)表在實證文章分析發(fā)現, 大部分樣本依然屬于西方被試。巧合的是, 目前僅有的直接探討所羅門悖論的兩篇文章就是分別發(fā)表在2014年與2017年的上(Grossmann & Kross, 2014; Huynh et al., 2017), 兩者樣本也均為西方被試。結合研究1中發(fā)現與中國樣本不同, 美國樣本中獨立自我與沖突類型的交互項無法顯著預測智慧推理, 而這可能由于美國樣本總體上的獨立自我程度較高(Henrich et al., 2010), 或因為作為文化輸出國的美國, 獨立自我文化某種程度上影響了中國人自我, 而中國文化中的自我類型對美國人自我的影響甚微, 總之, 若只探究美國樣本, 自我類型影響所羅門悖論的機制可能無法在經驗數據中呈現。此外, 僅有的兩篇文章在最后也未討論樣本單一性對結論普遍性的可能限制, 某種程度上表明心理學領域除了存在缺乏樣本多樣性問題外, 還存在采用單一樣本卻默認所得結論具有普遍性的“怪異”研究者(WEIRD Researchers, Rad et al., 2018)。

最后, 本研究也存在一些局限需要未來進一步探究：首先, 前3個研究采用線上平臺進行取樣, 被試至少要可以接入互聯網, 并且自身對關于日常生活的在線調查比較感興趣, 實質上并不能很好代表兩種文化。不過一方面, 網絡平臺的樣本相對而言比常用的大學生樣本更加多樣, 更具代表性(Buhrmester et al., 2011); 另一方面考慮到以往研究表明兩個國家通過類似平臺招募的樣本在受教育程度、階層與文化上相對而言更為接近(Liu et al., 2019; Grossmann & Varnum, 2011), 因此可以推測在更有代表性的樣本中, 可能所羅門悖論的文化差異更為顯著, 未來可對此進一步驗證。其次, 前3個研究與Huynh等(2017)相同, 采用被試回憶的發(fā)生在其或朋友身上的沖突事件, 并在此基礎上通過自評方式確定其智慧推理水平, 而與沖突方不同親疏遠近的關系可能會使個體傾向于選擇不同的“人情法則”, 繼而偏向不同的沖突處理策略(Hwang, 2012), 這可能也是前3個研究中交互作用不顯著的一個重要原因。最后, 本研究僅采用個體對某次人際沖突的“一次性”智慧推理來確定其智慧表現, 而研究者通過為期9天的日記調查發(fā)現, 智慧推理在個體內變異要大于個體間變異(Grossmann et al., 2016), 可見智慧推理更多是一種“狀態(tài)”而非“特質” (State vs. Trait), 不過研究者認為兩者并非完全對立, 他們建議可以通過在不同時間與情境下的多次測量結果代表個體整體上的智慧推理水平(Grossmann, Kung, et al, 2019), 未來可根據這一建議進一步考察本研究結論的可靠性。

7 結論

相對于面對自己的人際沖突, 美國文化下的個體在面對朋友人際沖突時的智慧推理水平更高, 即存在所羅門悖論現象; 中國文化下獨立自我程度高的個體同樣會表現出所羅門悖論現象, 而獨立自我程度低的個體未出現所羅門悖論現象, 在中國文化下, 通過啟動不同自我類型也發(fā)現相同模式, 可見所羅門悖論并不具備文化普適性。

致謝：非常感謝兩位匿名外審專家、編委和主編提出的寶貴意見！論文在修改過程中充分采納了這些寶貴意見！

Adler, N. E., Epel, E. S., Castellazzo, G., & Ickovics, J. R. (2000). Relationship of subjective and objective social status with psychological and physiological functioning: Preliminary data in healthy white women.(6), 586–592.

Apicella, C., Norenzayan, A., & Henrich, J. (2020). Beyond weird: A review of the last decade and a look ahead to the global laboratory of the future., 319–329.

Ardelt, M. (2003). Empirical assessment of a three-dimensional wisdom scale.(3), 275–324.

Aron, A., Aron, E. N., & Smollan, D. (1992). Inclusion of other in the self scale and the structure of interpersonal closeness.(4), 596–612.

Aron, A., Aron, E. N., Tudor, M., & Nelson, G. (1991). Close relationships as including other in the self.(2), 241–253.

Asparouhov, T., & Muthén, B. (2014). Multiple-group factor analysis alignment.(4), 495–508.

Awad, E., Dsouza, S., Shariff, A., Rahwan, I., & Bonnefon, J.-F. (2020). Universals and variations in moral decisions made in 42 countries by 70, 000 participants.(5), 2332–2337.

Baltes, P. B., & Smith, J. (2008). The fascination of wisdom: Its nature, ontogeny, and function.(1), 56–64.

Basseches, M. (1980). Dialectical schemata: A framework for the empirical study of the development of dialectical thinking.(6), 400–421.

Brienza, J. P., & Grossmann, I. (2017). Social class and wise reasoning about interpersonal conflicts across regions, persons and situations.(1869),20171870.

Brienza, J. P., Kung, F. Y. H., Santos, H. C., Bobocel, D. R., & Grossmann, I. (2018). Wisdom, bias, and balance: Toward a process–sensitive measurement of wisdom-related cognition.(6), 1093–1126.

Buhrmester, M., Kwang, T., & Gosling, S. D. (2011). Amazon’s mechanical Turk: A new source of inexpensive, yet high-quality, data?.(1), 3–5.

Cai, H., Huang, Z., Lin, L., Zhang, M., Wang, X., Zhu, H., … Jing, Y. (2020). The psychological change of the Chinese people over the past half century: A literature review.(10), 1599–16388.

[蔡華儉, 黃梓航, 林莉, 張明楊, 王瀟歐, 朱慧珺, … 敬一鳴. (2020). 半個多世紀來中國人的心理與行為變化——心理學視野下的研究.(10), 1599–1618.]

Cieciuch, J., Davidov, E., Algesheimer, R., & Schmidt, P. (2018). Testing for approximate measurement invariance of human values in the European Social Survey.(4), 665–686.

Clayton, V. (1975). Erikson’s theory of human development as it applies to the aged: Wisdom as contradictive cognition.(1-2), 119–128.

Cohen, D., Shin, F., Liu, X., Ondish, P., & Kraus, M. W. (2017). Defining social class across time and between groups.(11), 1530–1545.

Dambrun, M., & Ricard, M. (2011). Self-centeredness and selflessness: A theory of self-based psychological functioning and its consequences for happiness.(2), 138–157.

Falk, A., Becker, A., Dohmen, T., Enke, B., Huffman, D., & Sunde, U. (2018). Global evidence on economic preferences.(1), 335–341.

Faul, F., Erdfelder, E., Lang, A.-G., & Buchner, A. (2007). G*Power 3: A flexible statistical power analysis program for the social, behavioral, and biomedical sciences.(2), 175–191.

Fei, X. (2011).(pp.25–39)Commercial Press.

[費孝通. (2011).(pp.25–39). 北京: 商務印書館.]

Fiske, A. P. (2002). Using individualism and collectivism to compare cultures — A critique of the validity and measurement of the constructs: Comment on Oyserman et al.(1), 78–88.

Grossmann, I. (2017). Wisdom in context.(2), 233–257.

Grossmann, I., Dorfman, A., & Oakes, H. (2020). Wisdom is a social-ecological rather than person-centric phenomenon., 66–71.

Grossmann, I., Gerlach, T. M., & Denissen, J. J. (2016). Wise reasoning in the face of everyday life challenges.(7), 611–622.

Grossmann, I., Karasawa, M., Izumi, S., Na, J., Varnum, M. E. W., Kitayama, S., & Nisbett, R. E. (2012). Aging and wisdom: Culture matters.(10), 1059–1066.

Grossmann, I., Kung, F. Y. H., & Santos, H. C. (2019). Wisdom as state versus trait. In R. J. Sternberg & J. Glück (Eds.),(pp. 249–274). Cambridge University Press.

Grossmann, I., & Kross, E. (2014). Exploring “Solomon’s paradox”: Self-distancing eliminates the self-other asymmetry in wise reasoning about close relationships in younger and older adults.(8), 1571–1580.

Grossmann, I., Na, J., Varnum, M. E. W., Kitayama, S., & Nisbett, R. E. (2013). A route to well-being: Intelligence versus wise reasoning.(3), 944–953.

Grossmann, I., Na, J., Varnum, M. E. W., Park, D. C., Kitayama, S., & Nisbett, R. E. (2010). Reasoning about social conflicts improves into old age.(16), 7246–7250.

Grossmann, I., Oakes, H., & Santos, H. C. (2019). Wise reasoning benefits from emodiversity, irrespective of emotional intensity.(5), 805–823.

Grossmann, I., & Varnum, M. E. W. (2011). Social class, culture, and cognition.(1), 81–89.

Hamamura, T. (2012). Are cultures becoming individualistic? A cross-temporal comparison of individualism-collectivism in the United States and Japan.(1), 3–24.

Hamamura, T. (2017). A cultural psychological analysis of cultural change.(1-2), 3–12.

Han, S., Northoff, G., Vogeley, K., Wexler, B. E., Kitayama, S., & Varnum, M. E. (2013). A cultural neuroscience approach to the biosocial nature of the human brain., 335–359.

Hayes, A. F. (2005).New York, NY: Routledge.

Heine, S. J., Lehman, D. R., Peng, K., & Greenholtz, J. (2002). What’s wrong with cross-cultural comparisons of subjective likert scales?: The reference-group effect.(6), 903–918.

Henrich, J., Heine, S. J., & Norenzayan, A. (2010). The weirdest people in the world?.(2-3), 61–83.

Hoshino-Browne, E., Zanna, A. S., Spencer, S. J., Zanna, M. P., Kitayama, S., & Lackenbauer, S. (2005). On the cultural guises of cognitive dissonance: The case of easterners and westerners.(3), 294–310.

Hsu, F. (1989).Beijing: Huaxia Publishing House.

[許烺光. (1989).北京: 華夏出版社.]

Hu, C. S., Grossmann, I., Sharpinskyi, K., Ferrari, M., & Zhang, H. (2019).. Retrieved from https://osf.io/9dw6h/

Huang, Z., Jing, Y., Yu, F., Gu, R., Zhou, X., Zhang, J., & Cai, H. (2018). Increasing individualism and decreasing collectivism? Cultural and psychological change around the globe.(11), 2068–2080.

[黃梓航, 敬一鳴, 喻豐, 古若雷, 周欣悅, 張建新, 蔡華儉. (2018). 個人主義上升, 集體主義式微?——全球文化變遷與民眾心理變化.(11), 2068–2080.]

Huynh, A. C., Oakes, H., Shay, G. R., & McGregor, I. (2017). The wisdom in virtue: Pursuit of virtue predicts wise reasoning about personal conflicts.(12), 1848–1856.

Hwang, K. K. (2012). Break away from the thinking frame of “binary opposition”., 191–210.

[黃光國. (2012). 跳脫“二元對立”的思維框架., 191–210.]

Hwang, K. K. (2012).New York: Springer.

Imada, T. (2012). Cultural narratives of individualism and collectivism: A content analysis of textbook stories in the United States and Japan.(4), 576–591.

Jankowski, P. J., Sandage, S. J., & Hill, P. C. (2013). Differentiation-based models of forgivingness, mental health and social justice commitment: Mediator effects for differentiation of self and humility.(5), 412–424.

Jiang, G., Mai, Y. J., & Yuan, K.-H. (2017). Advances in measurement invariance and mean comparison of latent variables: Equivalence testing and a projection-based approach., Article 1823.

Kashima, E. S., Halloran, M., Yuki, M., & Kashima, Y. (2004). The effects of personal and collective mortality salience on individualism: Comparing Australians and Japanese with higher and lower self-esteem.(3), 384–392.

Kross, E., & Grossmann, I. (2012). Boosting wisdom: Distance from the self enhances wise reasoning, attitudes, and behavior.(1), 43–48.

Leary, M. R., & Baumeister, R. F. (2000). The nature and function of self-esteem: Sociometer theory., 1–62.

Levenson, M. R., Jennings, P. A., Aldwin, C. M., & Shiraishi, R. W. (2005). Self-transcendence: Conceptualization and measurement., 127–143.

Levine, L. J., & Edelstein, R. S. (2009). Emotion and memory narrowing: A review and goal-relevance approach.(5), 833–875.

Li, K., & Wang, F. (2019). Explore the Chinese interdependent selves: Theories, the challenges and integration., 245–250.

[李抗, 汪鳳炎. (2019). 探尋中國人的多重互依自我：理論、挑戰(zhàn)與整合., 245–250.]

Li, T., Li, J., & Yu, G. (2015). Self-distancing: An adaptive self-reflection.(6), 1052–1060.

[李天然, 李晶, 俞國良. (2015). 自我抽離:一種適應性的自我反省視角.(6), 1052–1060.]

Liu, S. S., Morris, M. W., Talhelm, T., & Yang, Q. (2019). Ingroup vigilance in collectivistic cultures.(29), 14538–14546.

Liu, Y., Wang, P., Zhuang, J., Zhong, J., Sun, Q., & Liu, Y. (2014). Self-other differences in decision-making: Questions, studies and reflection.(4), 580?587.

[劉永芳, 王鵬, 莊錦英, 鐘俊, 孫慶洲, 劉毅. (2014). 自我?他人決策差異: 問題、研究與思考.(4), 580?587.]

Liviatan, I., Trope, Y., & Liberman, N. (2008). Interpersonal similarity as a social distance dimension: Implications for perception of others’ actions.(5), 1256–1269.

Lu, J., & Shang, X. (2018). Making decisions for others: Multi-dimensional psychological mechanisms and decision feelings.(9), 1545?1552.

[陸靜怡, 尚雪松. (2018). 為他人做決策: 多維度心理機制與決策體驗.,(9), 1545?1552.]

Lu, L. (2003). Defining the self-other relation: The emergence of composite self., 137–207.

[陸洛. (2003). 人我關系之界定——“折衷自我”的現身., 137–207.]

Lu, L., & Gilmour, R. (2007). Developing a new measure of independent and interdependent views of the self.(1), 249–257.

Markus, H. R., & Kitayama, S. (1991). Culture and the self: Implications for cognition, emotion, and motivation.(2), 224–253.

Markus, H. R., & Kitayama, S. (2010). Cultures and selves: A cycle of mutual constitution.(4), 420–430.

McGregor, I., Zanna, M. P., Holmes, J. G., & Spencer, S. J. (2001). Compensatory conviction in the face of personal uncertainty: Going to extremes and being oneself., 472–488.

Mickler, C., & Staudinger, U. M. (2008). Personal wisdom: Validation and age-related differences of a performance measure.(4), 787–799.

Muthén, B. & Asparouhov, T. (2018). Recent methods for the study of measurement invariance with many groups: Alignment and random effects.(4), 637–664.

Na, J., Grossmann, I., Varnum, M. E. W., Kitayama, S., Gonzalez, R., & Nisbett, R. E. (2010). Cultural differences are not always reducible to individual differences.(14), 6192–6197.

Ohbuchi, K., & Atsumi, E. (2010). Avoidance brings Japanese employees what they care about in conflict management: Its functionality and “good member” image.(2), 117–129.

Oyserman, D., Coon, H. M., & Kemmelmeier, M. (2002). Rethinking individualism and collectivism: Evaluation of theoretical assumptions and meta-analysis.(1)3–72.

Pan, L., & Lv, W. (2013). Application and revision of self-construal scale among working adults.(5), 710?712.

[潘黎, 呂巍. (2013). 自我建構量表在成人中的應用和修訂.(5), 710?712.]

Parker, K. I. (1992). Solomon as philosopher king? The nexus of law and wisdom in 1 Kings 1-11.(53), 75–91.

Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.–Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies.(5), 879–903.

Pronin, E., Olivola, C. Y., & Kennedy, K. A. (2008). Doing unto future selves as you would do unto others: Psychological distance and decision making.(2), 224–236.

Rad, M. S., Martingano, A. J., & Ginges, J. (2018). Toward a psychology of Homo sapiens: Making psychological science more representative of the human population.(45), 11401–11405.

Rosenberg, M. (1965).. Princeton University Press.

Searle, J. R. (1995).The Free Press.

Singelis, T. M. (1994). The measurement of independent and interdependent self-construals.(5), 580–591.

Smaldino, P. E., Lukaszewski, A., von Rueden, C., & Gurven, M. (2019). Niche diversity can explain cross-cultural differences in personality structure.(12), 1276–1283.

Staudinger, U. M., & Glück, J. (2011). Psychological wisdom research: Commonalities and differences in a growing field., 215–241.

Sternberg, R. J. (1998). A balance theory of wisdom.(4)347–365.

Sternberg, R. J. (2019). Four ways to conceive of wisdom: Wisdom as a function of person, situation, person/situation interaction, or action., 479–485.

Swami, V., & Barron, D. (2019). Translation and validation of body image instruments: Challenges, good practice guidelines, and reporting recommendations for test adaptation., 204–220.

Talhelm, T., Zhang, X., Oishi, S., Shimin, C., Duan, D., Lan, X., & Kitayama, S. (2014). Large-scale psychological differences within China explained by rice versus wheat agriculture., 603–608.

Trafimow, D., Silverman, E. S., Fan, M.-T., & Law, J. S. F. (1997). The effects of language and priming on the relative accessibility of the private self and the collective self.(1), 107–123.

Trafimow, D., Triandis, H. C., & Goto, S. G. (1991). Some tests of the distinction between the private self and the collective self.(5), 649–655.

Twenge, J. M., Abebe, E. M., & Campbell, W. K. (2010). Fitting in or standing out: Trends in American parents’ choices for children’s names, 1880–2007.(1), 19–25.

Tybout, A., Sternthal, B., Keppel, G., Verducci, J., Meyers–Levy, J., Barnes, J., … Maxwell, S. (2001). Analysis of variance., 5–35.

Umesh, U. N., Peterson, R. A., McCann-Nelson, M., & Vaidyanathan, R. (1996). Type IV error in marketing research: The investigation of ANOVA interactions.(1), 17–26.

Vignoles, V. L., Owe, E., Becker, M., Smith, P. B., Easterbrook, M. J., Brown, R., ... Bond, M. H. (2016). Beyond the ‘east-west’ dichotomy: Global variation in cultural models of selfhood., 966–1000.

Wang, C. S., Leung, A. K. Y., See, Y. H. M., & Gao, X. Y. (2011). The effects of culture and friendship on rewarding honesty and punishing deception.(6), 1295–1299.

Wang, F., Peng, K., Chechlacz, M., Humphreys, G. W., & Sui, J. (2017). The neural basis of independence versus interdependence orientations: A voxel-based morphometric analysis of brain volume.(4), 519–529．

Wang, F., Wang, Z., & Wang, R. (2019). The Taiji Model of Self., 1–10.

Wang, X., & Lu, J. (2015).. East China Normal University Press.

[王曉田, 陸靜怡. (2015).. 華東師范大學出版社.]

Watson, D., & Clark, L. A. (1999).Department of Psychology Publications, University of Iowa.

Webster, J. D. (2003). An exploratory analysis of a self-assessed wisdom scale., 13–22.

Webster, J. D. (2007). Measuring the character strength of wisdom.(2), 163–183.

Wei, X., & Wang, F. (2020). Selflessness and eudaimonia: Self-based processes of wisdom.(11), 1880–1889.

[魏新東, 汪鳳炎. (2020). 從無我到自我實現: 基于自我發(fā)展的智慧歷程.(11), 1880–1889.]

Wei, X., & Wang, F. (2020). Southerners are wiser than northerners regarding interpersonal conflicts in China., article 225.

Wen, C., Wu, W., & Lin, G. (2019). Alignment: A new method for multiple-group analysis.(1), 181–189.

[溫聰聰, 伍偉平, 林光杰. (2019). 對齊(Alignment)——一種新的多群組分析法.(1), 181–189.]

Xu, J., & Xie, X. (2011). Self-other decision making difference: A construal level perspective.(1), 11–20.

[徐驚蟄, 謝曉非. (2011). 解釋水平視角下的自己–他人決策差異.(1), 11–20.]

Yang, K.-S. (1988). Will societal modernization eventually eliminate cross-cultural psychological differences? In M. H. Bond (Ed.),(pp. 67–85). Sage Publications, Inc.

Yang, S., Yu, F., Hu, X., & Guo, Y. (2020). The operational definitions of social class and the related issues in psychological research.(2), 505–511.

[楊沈龍, 喻豐, 胡小勇, 郭永玉. (2020). 心理學研究中社會階層的操作化界定及其衍生問題.(2), 505–511.]

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method biases.(6), 942–950.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統計檢驗與控制方法.(6), 942–950.]

Zhu, Y., Zhang, L., Fan, J., & Han, S. H. (2007). Neural basis of cultural influence on self-representation.(3), 1310–1316.

The influence of culture on wise reasoning in the context of self-friend conflict and its mechanism

WEI Xindong, WANG Fengyan

(School of Teacher Education, Nanjing University of Information Science & Technology, Nanjing 210044, China)(School of Psychology, Nanjing Normal University, Nanjing 210097, China)(Institute of Moral Education Research, Nanjing Normal University; Nanjing 210097, China)

Wisdom involves certain types of pragmatic reasoning to navigate challenges in social life. Scholars presented aspects of wise reasoning that include perspective taking, consideration of change and alternatives, intellectual humility, search for compromise, and adopting an outsider’s vantage point. Researchers have found that most WEIRD (western, educated, industrialized, rich, and democratic) people can reason more wisely about friends’ social problems than their own (i.e., Solomon’s paradox). However, it is not clear whether Solomon’s paradox will exhibit different characteristics and mechanisms among Chinese people who are mainly interdependent selves. We hypothesized that 1) Americans endorsed greater wise-reasoning strategies in the friend-conflict condition than in the self-conflict condition, while among Chinese, endorsement of wise-reasoning strategies did not differ between the two conditions; 2) People with independent self exhibited greater wise reasoning in the friend-conflict condition than in the self-conflict condition, whereas people with interdependent self didn’t have significant differences between the two conditions.

In study 1, we recruited 594 American participants from MTurk and 610 Chinese participants from a Chinese survey platform to participate in “a survey of daily life”. Participants who responded less attentiveness to the study was excluded. The final sample consisted of 282 American participants (125 females, 155 males 2 with unreported gender;= 36.87 y,= 11.04; 218 Whites, 21 African Americans, 27 Asian, 13 Latino, and 3 other) and 295 Chinese participants (151 females, 144 males;= 23.22 y,= 4.34). Participants were randomly assigned to either self-conflict or friend-conflict conditions. They were asked to think about a close relationship that was currently not going very well, and then responded to the wise-reasoning scale and self-construal scale. The results using the alignment and ANOVA both showed that Americans reason more wisely about friend’s interpersonal conflict than about their own, while the Chinese didn’t have significant differences between the two conditions. Moreover, the interaction effect of independent self and conflict type on wise reasoning was significantly positive in Chinese culture. Among participants high in independent self, endorsement of wise-reasoning strategies was greater in the other-conflict condition than in the self-conflict condition (β = 0.21,(287) = 2.48,= 0.014), whereas among participants low in independent self, endorsement of wise-reasoning strategies did not differ between the two conditions (β = –0.07,(287) = –0.81,= 0.419). In study 2 (= 710) and 3 (= 537), we created a 2 (priming independent vs. interdependent self-construal) × 2 (self-conflict vs. friend-conflict) between-subjects design online and in study 4 (= 200), we created same design in lab. The results all showed that independent participants reason more wisely about friend’s conflict than about their own, while the differences between the conditions were not significant among interdependent participants.

The results from the two studies indicate that Solomon’s paradox is not universal and may only exist in individuals with high independent self. This study also suggests that we should not only focus on the WEIRD samples but also pay attention to the WEIRD researchers who use these samples to make inferences about humans in general.

wisdom, self, wise reasoning, cultural difference, alignment

2020-10-09

* 國家自然科學基金面上項目(31971014), 2020年度江蘇省第五期“333 高層次人才培養(yǎng)工程”科研資助項目“文化對個體智慧表現的影響及機制”資助。

汪鳳炎, E-mail: fywangjx8069@163.com

B849: C91