感知社會(huì)善念對(duì)青少年親社會(huì)行為的影響

摘 要 以往研究發(fā)現(xiàn)，感知社會(huì)善念影響社會(huì)善念“接受者”對(duì)“實(shí)施者”的親社會(huì)行為。然而，目前尚不清楚先前互動(dòng)中感知到社會(huì)善念是否會(huì)影響個(gè)體對(duì)隨后互動(dòng)中陌生他人的親社會(huì)行為（溢出效應(yīng)）。結(jié)合經(jīng)濟(jì)互動(dòng)游戲與認(rèn)知計(jì)算建模，考察了感知社會(huì)善念對(duì)青少年親社會(huì)行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，青少年在先前互動(dòng)中感知高社會(huì)善念水平時(shí)，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)做出更多的親社會(huì)選擇。計(jì)算建模結(jié)果表明，感知高社會(huì)善念增加了隨后互動(dòng)中的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡傾向，但并未影響劣勢(shì)不公平厭惡傾向。

關(guān)鍵詞 青少年 感知社會(huì)善念 親社會(huì)行為 不公平厭惡

1 引言

親社會(huì)行為與身心健康密切相關(guān)，那些樂于合作的、互惠利他的個(gè)體更容易取得成功（Roseth，2016; Wilson， 2015）。研究表明， 發(fā)展青少年的親社會(huì)行為，可以有效預(yù)防包括打架（Carlo et al.，2014）、學(xué)習(xí)成績欠佳（Allen et al.， 1997）、抑郁癥和焦慮（Haroz et al.， 2013）等問題。青少年期是個(gè)體新的社交、情感和認(rèn)知模式發(fā)生轉(zhuǎn)變的重要時(shí)期，在此期間建立的行為模式和社交關(guān)系將一直延續(xù)到成年時(shí)期。青少年發(fā)展出的親社會(huì)行為和其心理健康有著十分密切的聯(lián)系，因此，探索影響青少年親社會(huì)行為的關(guān)鍵因素，并促進(jìn)其親社會(huì)行為的發(fā)展，對(duì)其身心健康具有重要意義。

社會(huì)善念是個(gè)體在人際互動(dòng)的過程中，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，是一種低成本的親社會(huì)行為（趙欣等， 2022; vanDoesum et al.， 2013），對(duì)中學(xué)生人際關(guān)系、校園風(fēng)氣的發(fā)展有著十分重要的意義。社會(huì)善念強(qiáng)調(diào)覺察別人的需求和愿望，并且去保護(hù)他人進(jìn)行選擇的權(quán)利。與親社會(huì)行為相比，社會(huì)善念行為需要個(gè)體在當(dāng)下情境中判斷和理解對(duì)方的需求；做出社會(huì)善念行為并不需要付出很大的代價(jià)，對(duì)他人的社會(huì)善念是通過簡單的行為表現(xiàn)出來的，很多時(shí)候僅需要個(gè)體多為他人考慮一點(diǎn)（van Lange amp; van Doesum，2015）。個(gè)體做出社會(huì)善念行為時(shí)，其行為的動(dòng)機(jī)比其行為最后的結(jié)果更重要（劉嘉， 2019）。

從社會(huì)善念行為實(shí)施方的角度出發(fā)，關(guān)注個(gè)體在人際依存情境中對(duì)他人需要與利益的善意關(guān)注（如給別人留有選擇余地）。竇凱等人（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個(gè)體與高社會(huì)善念實(shí)施者進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)對(duì)其做出更多的信任行為和合作行為。王懷勇等人（2023）的研究也發(fā)現(xiàn)，信任修復(fù)的效果會(huì)受到社會(huì)善念的影響，違背發(fā)生前信任方感知到違背方的社會(huì)善念能在一定程度上修復(fù)受損信任。趙欣等人（2022）針對(duì)學(xué)齡前兒童的研究發(fā)現(xiàn)，兒童對(duì)社會(huì)善念的理解與其心理理論的發(fā)展呈顯著正相關(guān)，兒童不僅在對(duì)他人的評(píng)價(jià)中會(huì)考慮對(duì)方是否有社會(huì)善念行為，他們?cè)谶x擇朋友時(shí)也會(huì)考慮這一點(diǎn)。以往研究僅考察了感知社會(huì)善念“接受者”對(duì)社會(huì)善念“實(shí)施者”的親社會(huì)行為的影響。然而，現(xiàn)實(shí)中的社會(huì)互動(dòng)行為并非單向重復(fù)的，當(dāng)我們接受了一個(gè)陌生人的幫助后，通常也更愿意幫助其他的陌生人，即廣義互惠行為（Gray et al.， 2014; Rankin amp; Taborsky，2009）。那么，當(dāng)“接受者”感知到不同水平的社會(huì)善念后，是否會(huì)影響其在隨后互動(dòng)中對(duì)其他陌生人的親社會(huì)行為，即感知社會(huì)善念是否存在溢出效應(yīng)？

溢出效應(yīng)（spillover effect）是指一個(gè)主體的某一特征或信息會(huì)影響到并不具有這一特征或信息的其他主體的現(xiàn)象（Ahluwalia et al.， 2001; Peysakhovichamp; Rand， 2016）。羅特（Rotter， 1954）提出的人格社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，行為是由外部強(qiáng)化和內(nèi)部認(rèn)知過程共同決定的，個(gè)體主要或者基本的行為模式是在社會(huì)情境中習(xí)得的。先前不同的互動(dòng)情境會(huì)對(duì)預(yù)期產(chǎn)生影響，個(gè)體根據(jù)對(duì)以某種方式行動(dòng)會(huì)產(chǎn)生某種特殊強(qiáng)化的重要性的評(píng)價(jià)，來選擇或表現(xiàn)某種行為。Peysakhovich 和Rand（2016）采用重復(fù)囚徒困境（repeated prisoner' s dilemmas）將被試沉浸在鼓勵(lì)合作或背叛的環(huán)境中，考察如何影響其隨后在經(jīng)濟(jì)博弈中的親社會(huì)行為，結(jié)果發(fā)現(xiàn)了合作行為的“溢出效應(yīng)”。即在有成功激勵(lì)合作制度中的成員，即使在沒有這種制度激勵(lì)的互動(dòng)中，仍然表現(xiàn)出更多的合作行為。袁博等人（2023）研究發(fā)現(xiàn)，在先前互動(dòng)中形成的不公平感知，會(huì)降低個(gè)體在隨后社會(huì)互動(dòng)中對(duì)無關(guān)陌生人的普遍信任，即不公平感知會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)。因此，我們推測(cè)，當(dāng)青少年在先前互動(dòng)中感知到高社會(huì)善念后，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)表現(xiàn)更多的親社會(huì)行為，即感知社會(huì)善念會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

綜上，本研究擬通過兩項(xiàng)研究探究感知社會(huì)善念的溢出效應(yīng)。研究1 采用SoMi 范式和迷你獨(dú)裁者游戲（mini-dictator games）考察先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平，是否會(huì)影響青少年在優(yōu)勢(shì)不公平情境（個(gè)體作為優(yōu)勢(shì)方）下對(duì)其他陌生人的親社會(huì)行為。研究2 通過二元獨(dú)裁者游戲（binarydictator game）進(jìn)一步探討感知社會(huì)善念如何在優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)不公平（個(gè)體作為劣勢(shì)方）兩種情境下影響青少年對(duì)其他陌生人的親社會(huì)行為。同時(shí)，為檢驗(yàn)感知社會(huì)善念影響親社會(huì)行為的認(rèn)知計(jì)算機(jī)制，我們采用Fehr 和Schmidt （1999）提出的不公平厭惡模型估計(jì)被試的不公平厭惡傾向。Fehr-Schmidt 的不公平厭惡模型假設(shè)，在進(jìn)行資源配置時(shí)，個(gè)體通過兩種不公平（優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)）厭惡動(dòng)機(jī)抵制自利行為（Gao et al.， 2018）。因此，本研究采用兩個(gè)實(shí)驗(yàn)，分別考察感知社會(huì)善念對(duì)兩種不公平（優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)）厭惡的影響。本研究結(jié)果將有助于理解感知社會(huì)善念如何促進(jìn)親社會(huì)行為，也為學(xué)校弘揚(yáng)社會(huì)善念、推動(dòng)青少年親社會(huì)行為的發(fā)展提供一定的科學(xué)借鑒。

2 研究1 感知社會(huì)善念對(duì)青少年在優(yōu)勢(shì)不公平情境下親社會(huì)行為的影響

2.1 被試

被試為90 名高中生，隨機(jī)分配到高感知社會(huì)善念組和低感知社會(huì)善念組。由于計(jì)算機(jī)故障，共有1 名被試數(shù)據(jù)缺失，最終共有89 個(gè)有效數(shù)據(jù)納入后續(xù)統(tǒng)計(jì)分析。其中，高感知社會(huì)善念組被試44人，低感知社會(huì)善念組被試45 人；男生被試47 人，女生被試42 人，平均年齡為16.10 ± .60 歲。使用Gpower 3.1軟件對(duì)樣本量進(jìn)行事后統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力分析，通過敏感度分析得到真實(shí)效應(yīng)量，在真實(shí)效應(yīng)量d =.57，顯著水平 α = .05 時(shí)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力達(dá)到.76。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素被試間設(shè)計(jì)，自變量為感知社會(huì)善念水平（高/ 低），因變量為獨(dú)裁者游戲中選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比例以及不公平厭惡傾向。

2.3 實(shí)驗(yàn)任務(wù)與流程

2.3.1 改編的物品選擇游戲

采用改編的物品選擇游戲（SoMi）操縱被試感知到的社會(huì)善念。該任務(wù)由竇凱等人（2018）在社會(huì)善念范式（social mindfulness paradigm; van Doesumet al.， 2013）的基礎(chǔ)上進(jìn)行了本土化修訂，通過設(shè)置假被試（玩家A）選擇“唯一物品選項(xiàng)”和“非唯一物品選項(xiàng)”的比例，來操縱被試感知到的社會(huì)善念水平。任務(wù)一共有24 個(gè)試次，其中控制組包括4個(gè)試次（4 個(gè)物品圖片中，“非唯一物品選項(xiàng)”、“唯一物品選項(xiàng)”各2 個(gè)）。本實(shí)驗(yàn)任務(wù)中使用的所有圖片均由國內(nèi)學(xué)者竇凱等人（2018）進(jìn)行了本土化的處理。

實(shí)驗(yàn)中，主試會(huì)提前設(shè)置好玩家A 的選擇策略，每一輪游戲都會(huì)由玩家A 先進(jìn)行選擇。如果玩家A選擇的是“非唯一物品選項(xiàng)”中的一個(gè)，玩家B（被試）就可以繼續(xù)在“唯一物品選項(xiàng)”或者是“非唯一物品選項(xiàng)”中進(jìn)行選擇，即玩家A給予了玩家B（被試）可以自主選擇的機(jī)會(huì)，玩家A 的行為是具有高社會(huì)善念的表現(xiàn)。如果玩家A 選擇了“唯一物品選項(xiàng)”，玩家B（被試）則只能在“非唯一物品選項(xiàng)”物品中進(jìn)行選擇，那么玩家A 剝奪了玩家B（被試）進(jìn)行選擇的權(quán)利，玩家A 的行為會(huì)被認(rèn)為是低社會(huì)善念行為（見圖1）。

在高社會(huì)善念條件下，玩家A 被設(shè)置為20% 的概率選擇“唯一物品”，80% 的概率選擇“非唯一物品”；在低社會(huì)善念條件下，玩家A 被設(shè)置為20%的概率選擇“非唯一物品”，80%的概率選擇“唯一物品”。在實(shí)驗(yàn)過程中，通過隨機(jī)化處理所有不同類型的物品以及每一輪物品的排放位置以排除位置和物品偏好的影響。

2.3.2 回溯性問卷

完成上述物品選擇游戲后，為檢驗(yàn)對(duì)社會(huì)善念水平的操縱是否成功，被試需要填寫一系列回溯性問卷。回溯性問卷主要包括以下內(nèi)容：感知到互動(dòng)玩家（玩家A）的自利水平（perceived selfinterestedness，3 個(gè)條目）； 對(duì)他/ 她的喜歡程度（liking， 3 個(gè)條目）；是否期待在現(xiàn)實(shí)生活中和他/她相遇（desire to meet in real life， 3 個(gè)條目）（竇凱等，2018）。

2.3.3 迷你獨(dú)裁者游戲（mini-dictator games）

采用迷你獨(dú)裁者游戲（Chen amp; Krajbich， 2018）測(cè)量青少年在優(yōu)勢(shì)不公平情境下的親社會(huì)行為。在該任務(wù)中，被試會(huì)被隨機(jī)匹配到一個(gè)與先前互動(dòng)中不同的新玩家，并進(jìn)行一項(xiàng)金錢分配游戲。游戲雙方彼此并不認(rèn)識(shí)，將來也不會(huì)見面。玩家匹配結(jié)束后，根據(jù)計(jì)算機(jī)隨機(jī)抽取的結(jié)果，決定被試和另一個(gè)玩家誰作為金錢方案的分配者。抽取結(jié)果由計(jì)算機(jī)提前設(shè)置，所有被試均作為金錢方案的分配者。被試需要在自己（分配者）和另一個(gè)玩家（接收者）之間進(jìn)行金錢分配。此外，實(shí)驗(yàn)開始前告知被試，游戲結(jié)束后，隨機(jī)抽取一個(gè)被試在實(shí)驗(yàn)過程中的選擇結(jié)果，作為被試和對(duì)方的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

游戲共包含50 個(gè)試次，被試需要在“自利選項(xiàng)”和“親社會(huì)選項(xiàng)”之間做出選擇，每個(gè)選項(xiàng)中被試的收益都是大于另一面玩家的（優(yōu)勢(shì)不公平情境）。被試可以按“F ”鍵或“J ”鍵選擇其中一個(gè)選項(xiàng)。為了避免位置的干擾，屏幕的左側(cè)和右側(cè)將會(huì)隨機(jī)顯示自利選項(xiàng)和親社會(huì)選項(xiàng)（見圖2）。

2.4 實(shí)驗(yàn)流程

整個(gè)實(shí)驗(yàn)具體流程如下。

（1）被試按照規(guī)定的時(shí)間來到實(shí)驗(yàn)室后，主試先講解實(shí)驗(yàn)的目的和要求，并填寫知情同意書；隨后被試填寫性別、年齡等人口學(xué)變量相關(guān)信息。

（2）告知被試參加由電腦程序呈現(xiàn)的改編的物品選擇游戲，并清楚告知游戲規(guī)則和注意事項(xiàng)。

（3）完成物品選擇游戲后，被試需要填寫一系列回溯性問卷。

（4）進(jìn)行迷你獨(dú)裁者游戲，為了保證實(shí)驗(yàn)的順利進(jìn)行，主試需要告知清楚被試游戲規(guī)則及相關(guān)注意事項(xiàng)。

（5）被試離開實(shí)驗(yàn)室前告知被試本次實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮蛯?shí)驗(yàn)真相，并按照既定的實(shí)驗(yàn)規(guī)則給被試發(fā)放被試費(fèi)①。

2.5 數(shù)據(jù)分析處理

為檢驗(yàn)感知社會(huì)善念影響親社會(huì)行為的認(rèn)知計(jì)算機(jī)制，我們采用Fehr 和Schmidt （1999）提出的不公平厭惡模型估計(jì)被試在迷你獨(dú)裁者游戲中的不公平厭惡傾向。個(gè)體對(duì)每個(gè)選項(xiàng)的效用由以下公式計(jì)算：

U=Ms-α（Ms-Mo）

△v=U（A）-U（B）

其中，Ms是獨(dú)裁者的報(bào)酬，Mo是接受者的報(bào)酬。參數(shù)α 表示個(gè)體的不公平厭惡傾向，α 越高表示不公平厭惡越強(qiáng)?！鱲是兩個(gè)選項(xiàng)之間的主觀價(jià)值差異， 通過softmax 函數(shù)轉(zhuǎn)化為被試在每個(gè)試次中的決策選擇：

采用分層貝葉斯模型擬合（hierarchical bayesianmodeling， HBM）方法， 對(duì)上述模型進(jìn)行擬合。HBM 使用MCMC （markov chain monte carlo）算法對(duì)參數(shù)最可能存在的分布形態(tài)進(jìn)行取樣逼近， 從而得到模型參數(shù)的后驗(yàn)分布（posteriordistribution）。分層貝葉斯模型擬合使用了CmdStan（Stan Development Team），模型擬合均使用4 條獨(dú)立的MCMC 鏈，每條鏈包含2000 個(gè)有效樣本（周蕾等， 2019）。

2.6 結(jié)果

2.6.1 感知社會(huì)善念的操縱性檢驗(yàn)

對(duì)高低社會(huì)善念組被試在各項(xiàng)回溯問卷上的評(píng)定進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于低社會(huì)善念組，高社會(huì)善念組被試更喜歡玩家A，t （87） =2.82， p lt; .01， d = .60；更期待與對(duì)方在現(xiàn)實(shí)中相遇，t （87） = 2.81， p lt; .01， d = .59；感知到的玩家A 具有更低的自利水平，t （87） = -2.58， p lt; .05， d = -.55（見表1）。以上結(jié)果表明，對(duì)高低社會(huì)善念水平的操縱有效。

2.6.2 感知社會(huì)善念水平對(duì)親社會(huì)行為的影響

對(duì)高低社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率（M = .85， SD =.12）顯著高于低社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率（M = .76， SD = .22）， t （87） = 2.23， p lt;.05， d = .47（見圖3）。上述結(jié)果表明，在先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平越高，在接下來與陌生人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，青少年就會(huì)做出更多的親社會(huì)行為。

2.6.3 感知社會(huì)善念水平對(duì)優(yōu)勢(shì)不公平厭惡傾向的影響

模型擬合的結(jié)果表明，模型參數(shù)的痕跡收斂較好，R-hat 值均小于1.1，4 條MCMC 鏈上分歧（divergences）數(shù)均為0，表明4 條獨(dú)立的MCMC 達(dá)到聚攏，模型擬合的結(jié)果穩(wěn)定可靠，擬合出的不公平厭惡參數(shù)可以較好地預(yù)測(cè)被試的選擇（總體預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率M = .79， SD = .18，顯著高于隨機(jī)水平 .5， t （88） = 14.78， p lt; .001）。對(duì)高低社會(huì)善念組被試的不公平厭惡參數(shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡參數(shù)（M = .68， SD = .14）顯著高于低感知社會(huì)善念組（M = .58， SD = .23），t （87） = 2.40， p lt; .05， d = .43（見圖4）。上述結(jié)果表明，先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平會(huì)影響青少年隨后互動(dòng)中的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡傾向，感知到的社會(huì)善念水平越高，青少年在隨后的互動(dòng)中表現(xiàn)出的不公平厭惡傾向越強(qiáng)。

3 研究2 感知社會(huì)善念對(duì)青少年在優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)不公平情境下親社會(huì)行為的影響

研究1 結(jié)果表明，感知社會(huì)善念會(huì)影響青少年在優(yōu)勢(shì)不公平情境下親社會(huì)行為與優(yōu)勢(shì)不公平厭惡傾向。為了進(jìn)一步驗(yàn)證研究1 的結(jié)果，研究2 擴(kuò)大了被試樣本量，并采用二元獨(dú)裁者博弈游戲，在優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)不公平兩種情境下，考察感知社會(huì)善念對(duì)青少年親社會(huì)行為的影響。在優(yōu)勢(shì)框架中，公平選項(xiàng)即為親社會(huì)選項(xiàng)；而在劣勢(shì)框架中，劣勢(shì)不公平選項(xiàng)為親社會(huì)選項(xiàng)。

3.1 被試

120 名高中生被試，隨機(jī)分配到高感知社會(huì)善念組和低感知社會(huì)善念組。由于計(jì)算機(jī)故障，共有1 名被試數(shù)據(jù)缺失，最終共119 個(gè)有效數(shù)據(jù)納入后續(xù)統(tǒng)計(jì)分析。其中，高感知社會(huì)善念組被試60 人，低感知社會(huì)善念組被試59 人；男生被試共63 人，女生被試共57 人，年齡在15～17 周歲（M = 16.09，SD = .59）。使用G*Power 3.1 軟件對(duì)樣本量進(jìn)行事后統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力分析，通過敏感度分析得到真實(shí)效應(yīng)量，在真實(shí)效應(yīng)量d = .49，顯著水平α = .05 時(shí)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力達(dá)到 .76。

3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，自變量為感知社會(huì)善念水平（高/ 低），因變量為被試在二元獨(dú)裁者博弈游戲中親社會(huì)選擇的比例以及不公平厭惡傾向程度。

3.3 實(shí)驗(yàn)任務(wù)與流程

3.3.1 二元獨(dú)裁者博弈游戲（binary dictator game）

二元獨(dú)裁者博弈游戲（Gao et al.， 2018）和實(shí)驗(yàn)1 中的迷你獨(dú)裁者游戲類似。不同的是，二元獨(dú)裁者博弈游戲在迷你獨(dú)裁者游戲的基礎(chǔ)上增加了“劣勢(shì)框架”（自己處于劣勢(shì)地位的不公平分配），來檢驗(yàn)青少年在這兩種框架下的親社會(huì)行為。游戲開始前會(huì)告知被試，我們會(huì)隨機(jī)為其匹配到一個(gè)與先前互動(dòng)中不同的新玩家，并進(jìn)行金錢分配游戲。游戲雙方彼此并不認(rèn)識(shí)，將來也不會(huì)見面。玩家匹配結(jié)束后，根據(jù)計(jì)算機(jī)隨機(jī)抽取的結(jié)果，來決定被試和另一個(gè)玩家誰先進(jìn)行分錢選擇。抽取結(jié)果是由計(jì)算機(jī)提前設(shè)定，每次都是被試作為分配者。隨后，被試需要在他們自己（分配者）和另一個(gè)玩家（接收者）之間進(jìn)行金錢分配。在實(shí)驗(yàn)過程中，對(duì)方并不知道彼此的身份，也不知道被試的選擇。此外，實(shí)驗(yàn)開始前，主試告知被試，游戲結(jié)束后，會(huì)隨機(jī)抽取一個(gè)被試在實(shí)驗(yàn)過程中的選擇結(jié)果，作為被試的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬，即被試在實(shí)驗(yàn)中的選擇將會(huì)直接影響其接下來的實(shí)際收益。

游戲共包含72 個(gè)試次。在每個(gè)試次中，屏幕的左右兩邊都會(huì)呈現(xiàn)一個(gè)不公平選項(xiàng)（12/8 或8/12）和一個(gè)公平選項(xiàng)（10/10）（見圖5），被試需要在這兩個(gè)選項(xiàng)之間做出選擇。不公平選項(xiàng)和公平選項(xiàng)出現(xiàn)的位置在試次進(jìn)行平衡，被試通過按“F ”和“J ”鍵在左右兩個(gè)選項(xiàng)之間做出選擇。

3.3.2 回溯性問卷

同研究1。

3.3.3 改編的物品選擇游戲（SoMi）

同研究1。

3.4 研究流程

整個(gè)實(shí)驗(yàn)具體流程如下：

（1）被試按照規(guī)定的時(shí)間來到實(shí)驗(yàn)室后，主試先講解實(shí)驗(yàn)的目的和要求，并填寫知情同意書；隨后被試填寫性別、年齡等人口學(xué)變量相關(guān)信息。

（2）告知被試參加由電腦程序呈現(xiàn)的改編的物品選擇游戲，并清楚告知游戲規(guī)則和注意事項(xiàng)。

（3）完成物品選擇游戲后，需要被試填寫一系列回溯性問卷。

（4）進(jìn)行迷你獨(dú)裁者游戲，為了保證實(shí)驗(yàn)的順利進(jìn)行，主試需要告知清楚被試游戲規(guī)則及相關(guān)注意事項(xiàng)。

（5）被試離開實(shí)驗(yàn)室前告知被試本次實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮蛯?shí)驗(yàn)真相，并按照既定的實(shí)驗(yàn)規(guī)則給被試發(fā)放被試費(fèi)。

3.5 數(shù)據(jù)分析處理

為檢驗(yàn)感知社會(huì)善念影響親社會(huì)行為的認(rèn)知計(jì)算機(jī)制，同樣采用Fehr 和Schmidt（1999）提出的不公平厭惡模型估計(jì)被試在二元獨(dú)裁者游戲中的不公平厭惡傾向。個(gè)體在迷你獨(dú)裁者游戲中對(duì)每個(gè)選項(xiàng)的效用由以下公式計(jì)算：

U=Ms-p*α*（Ms-Mo）-q*β*（Mo-Ms）

其中，Ms 和Mo 分別代表自我和他人收益，p和q 為指標(biāo)函數(shù)，如果Ms≥Mo（優(yōu)勢(shì)不平等），p= 1，否則為p = 0；如果Ms＜Mo（劣勢(shì)不平等），q = 1，否則為q = 0。該模型可以估計(jì)優(yōu)勢(shì)不公平厭惡參數(shù)α 和劣勢(shì)不公平厭惡參數(shù)β 的權(quán)重。模型假定，在進(jìn)行資源分配時(shí)，個(gè)體會(huì)將自身利益與兩種形式的不公平厭惡進(jìn)行權(quán)衡。α 和β 分別量化了在優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)框架下不公平厭惡傾向。

3.6 結(jié)果

3.6.1 感知社會(huì)善念的操縱性檢驗(yàn)

對(duì)高低感知社會(huì)善念組被試的各項(xiàng)回溯問卷結(jié)果進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于低社會(huì)善念組，高感知社會(huì)善念組被試更喜歡玩家A，t （117） = 3.03， p lt; .01， d = .55；更期待與對(duì)方在現(xiàn)實(shí)中相遇，t （117） = 2.19， p lt; .05， d = .40；感知到的玩家A具有更低的自利水平，t （117） = -4.53， p lt; .001， d = -.83（見表2）。以上結(jié)果表明，對(duì)感知社會(huì)善念水平的操縱有效。

3.6.2 感知社會(huì)善念水平對(duì)親社會(huì)行為的影響

分別在優(yōu)勢(shì)框架和劣勢(shì)框架下，對(duì)高低感知社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在優(yōu)勢(shì)框架下，高感知社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率（M = .60， SD = .26）顯著高于低感知社會(huì)善念組被試選擇親社會(huì)選項(xiàng)的比率（M = .49， SD = .31）， t （117） = 2.10， p lt; .05， d =.38。上述結(jié)果重復(fù)驗(yàn)證了研究1 的發(fā)現(xiàn)，即在優(yōu)勢(shì)框架下，青少年在先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平越高，在隨后與陌生人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)做出更多的親社會(huì)行為（見圖6）。

在劣勢(shì)框架下，高感知社會(huì)善念組的被試選擇親社會(huì)行為（劣勢(shì)不公平選項(xiàng)）的比率（M = .30，SD = .23）和低感知社會(huì)善念組的被試選擇親社會(huì)行為的比率（M = .33， SD = .23）沒有顯著性差異，t （117） = -.76， p gt; .05。這表明，在劣勢(shì)框架下，相對(duì)于低社會(huì)善念組，高社會(huì)善念組的被試并沒有表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為（見圖7）。

3.6.3 感知社會(huì)善念水平對(duì)優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)不公平厭惡傾向的影響

模型擬合的結(jié)果表明，模型參數(shù)的痕跡收斂較好，R-hat 值均小于1.1，4 條MCMC 鏈上分歧（divergences）數(shù)均為0，表明4 條獨(dú)立的MCMC達(dá)到聚攏，模型擬合的結(jié)果穩(wěn)定可靠，擬合出的不公平厭惡參數(shù)和可以較好地預(yù)測(cè)被試的選擇（總體預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率M = .66， SD = .11，顯著高于隨機(jī)水平.5，t （118） = 15.10， p lt; .001）。

對(duì)高低社會(huì)善念分組被試在優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)框架下的不公平厭惡參數(shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡參數(shù)（M =.64， SD = .37）高于低感知社會(huì)善念組（M = .51， SD =.42），t （117） = 1.81， p = .073， d = .33 （圖8A）。高低感知社會(huì)善念組被試的劣勢(shì)不公平厭惡參數(shù)沒有顯著顯著差異，t （117） = 1.61， p gt; .05（圖8B）。

此外，將研究編號(hào)（研究1、研究2）作為一個(gè)變量，檢驗(yàn)其是否與其他變量有交互作用。對(duì)優(yōu)勢(shì)不公平厭惡進(jìn)行兩因素方差分析，結(jié)果表明，研究編號(hào)的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 204） = 1.55， p gt; .05。感知社會(huì)善念的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 204） = 6.32， p lt; .05，ηp2 = .03，高感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡（M = .65， SD = .29）高于低感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡（M = .54， SD = .35）。研究編號(hào)與實(shí)驗(yàn)條件的交互作用不顯著，F(xiàn) （1， 204） = .13， p gt;.05。上述數(shù)據(jù)表明，兩個(gè)研究中的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡參數(shù)結(jié)果一致。

4 討論

青春期是由青少年向成年人的過渡階段，處于該時(shí)期的中學(xué)生，面臨著人際關(guān)系（由主要和父母接觸到需要和不同同伴接觸）和所處社會(huì)環(huán)境的劇烈變化（社會(huì)環(huán)境復(fù)雜化，面臨社會(huì)角色的調(diào)整）。在這個(gè)時(shí)期，青少年的認(rèn)知和情感高速發(fā)展，但尚未完全成熟，其對(duì)于外界事物的好壞的判斷能力仍然很弱，很容易因?yàn)槭艿酵饨绛h(huán)境的影響而做出違反道德、法律的行為。此外，由于青少年期是個(gè)體由兒童向成人過渡的階段，是個(gè)體新的社交、情感和認(rèn)知模式發(fā)生轉(zhuǎn)變的重要時(shí)期，在此期間建立的行為模式和社交關(guān)系將延續(xù)至成年期。因此，探索如何有效的推動(dòng)青少年心理健康的發(fā)展，幫助其塑造健康、健全的人格，降低青少年犯罪率，提高其親社會(huì)性，具有十分重要的意義。

本研究通過兩個(gè)實(shí)驗(yàn)，探討了先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念是否會(huì)影響青少年在隨后互動(dòng)中對(duì)其他陌生人的親社會(huì)行為（溢出效應(yīng)）。研究1 結(jié)果表明，相對(duì)于低感知社會(huì)善念組，高感知社會(huì)善念組的青少年表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為。計(jì)算建模結(jié)果表明，高感知社會(huì)善念組的青少年在隨后互動(dòng)中表現(xiàn)出更強(qiáng)的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡。研究2 采用優(yōu)勢(shì)框架和劣勢(shì)框架的獨(dú)裁者博弈，進(jìn)一步驗(yàn)證了研究1 結(jié)果。結(jié)果表明，在優(yōu)勢(shì)框架下，青少年在先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平越高，在隨后與陌生人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)做出更多的親社會(huì)行為；高感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡在數(shù)值上高于低感知社會(huì)善念組，雖未達(dá)到 .05 的顯著。這可能是由于研究2 的認(rèn)知計(jì)算模型相比研究1 涉及更多參數(shù)，模型更為復(fù)雜。因此，模型參數(shù)的估計(jì)過程更加困難，模型預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確率也略有降低。

相對(duì)于低社會(huì)善念組，高社會(huì)善念組的被試在分錢游戲中會(huì)做出更多的親社會(huì)行為。這一結(jié)果與以往有關(guān)親社會(huì)行為研究中發(fā)現(xiàn)的間接互惠行為相一致（indirect reciprocity）。間接互惠指“我?guī)椭?，其他人幫助我”（Alexander， 1987; Nowak amp; Sigmund，1998; Nowak amp; Sigmund， 2005），間接互惠又分為下游間接互惠（downstream indirect reciprocity）和上游間接互惠（upstream indirect reciprocity）。下游間接互惠是指在過去社會(huì)互動(dòng)過程中幫助過別人的人獲得幫助的幾率更高（Brandt amp; Sigmund， 2004， 2005; Chalubet al.， 2006; Engelmann amp; Fischbacher， 2009; Milinski etal.， 2002; Ohtsuki amp; Iwasa， 2004; Wedekind amp; Milinski，2000）；上游間接互惠是指在以往社會(huì)互動(dòng)過程中得到幫助的個(gè)體更愿意在接下來的社會(huì)互動(dòng)過程中幫助其他人（Bartlett amp; DeSteno， 2006; Dufwenberg et al.，2001; Greiner amp; Levati， 2005; Güth et al.， 2001）。研究1中觀察到的先前社會(huì)互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平對(duì)接下來互動(dòng)中親社會(huì)行為的影響符合上游互惠的假設(shè)，拓展了上游互惠發(fā)生的場(chǎng)景，在以往有關(guān)上游互惠的研究中個(gè)體需要在之前的社會(huì)互動(dòng)過程中接收到明顯的親社會(huì)行為，而本研究將這一情境推廣至社會(huì)善念。這一結(jié)果也拓展了以往關(guān)于社會(huì)善念和親社會(huì)行為關(guān)系的研究，以往相關(guān)研究主要發(fā)生在社會(huì)善念的“發(fā)出方”和社會(huì)善念“接收方”二者間的重復(fù)社會(huì)互動(dòng)行為情境中，較少探索二者間互動(dòng)行為對(duì)第三方的影響，本研究將先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念對(duì)親社會(huì)行為的影響拓展到第三方。

此外，研究1 發(fā)現(xiàn)，個(gè)體感知社會(huì)善念水平越高，優(yōu)勢(shì)不公平厭惡傾向就越強(qiáng)，研究2 中，高感知社會(huì)善念組被試的優(yōu)勢(shì)不公平厭惡數(shù)值上也高于低感知社會(huì)善念組。但研究2 的劣勢(shì)框架中，高低感知社會(huì)善念組被試的劣勢(shì)不公平厭惡參數(shù)沒有顯著差異。以往研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)勢(shì)不公平和劣勢(shì)不公平有著不同的神經(jīng)認(rèn)知基礎(chǔ)。優(yōu)勢(shì)不公平厭惡主要與社會(huì)和心智相關(guān)的加工有關(guān)，包括前腦島、右背側(cè)前額葉和背內(nèi)側(cè)前額葉；劣勢(shì)不公平厭惡主要與軀體感覺、情緒和沖突加工有關(guān)，包括杏仁核和背側(cè)扣帶回皮質(zhì)（Gao et al.， 2018）。對(duì)于優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)的不公平態(tài)度（或主觀價(jià)值觀）可能會(huì)根據(jù)情境而有所不同。例如，在作為獨(dú)裁者分配資源時(shí)，個(gè)體在與合作他人（如朋友或鄰居）互動(dòng)時(shí)傾向于避免優(yōu)勢(shì)的不公平，但在與競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手（如競(jìng)爭(zhēng)者或銷售員）互動(dòng)時(shí)更容忍優(yōu)勢(shì)不公平。相比之下，情境變化對(duì)于厭惡劣勢(shì)不公平?jīng)]有影響（Loewenstein et al.， 1989）。與劣勢(shì)不公平相比，對(duì)優(yōu)勢(shì)不公平的回應(yīng)可能涉及更復(fù)雜的過程。雖然在短期內(nèi)比他人獲得更多可能會(huì)從經(jīng)濟(jì)上使自己受益，但由此產(chǎn)生的公平規(guī)范違反可能會(huì)讓合作伙伴感到沮喪，并損害個(gè)人聲譽(yù)，對(duì)長期合作和利益構(gòu)成威脅（Brosnan amp; de Waal， 2014）。

本研究拓展了以往關(guān)于感知社會(huì)善念的研究，發(fā)現(xiàn)感知社會(huì)善念影響親社會(huì)行為存在“溢出效應(yīng)”，即青少年在先前互動(dòng)中感知高社會(huì)善念水平時(shí)，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動(dòng)時(shí)，會(huì)做出更多的公平利他選擇。本研究也存在一些不足，首先，本研究沒有對(duì)個(gè)體差異變量進(jìn)行探究，這些變量可能在感知社會(huì)善念對(duì)青少年親社會(huì)行為行為的影響中起到調(diào)節(jié)和中介作用，未來研究可以進(jìn)一步探討青少年感知社會(huì)善念溢出效應(yīng)的心理機(jī)制。其次，本研究雖然通過計(jì)算建模證實(shí)了青少年優(yōu)勢(shì)不公平厭惡與劣勢(shì)不公平厭惡的差異，但并未深入探究這一現(xiàn)象形成的原因，未來研究可以從不同情境、感知社會(huì)善念誘發(fā)的社會(huì)情緒等因素出發(fā)，進(jìn)一步探究造成個(gè)體優(yōu)勢(shì)不公平厭惡與劣勢(shì)不公平厭惡差異的深層原因。例如，研究發(fā)現(xiàn)，感激情緒與個(gè)體親社會(huì)性之間存在顯著正相關(guān)（Ma et al.， 2017）。本研究中被試可能由于感知到社會(huì)善念而產(chǎn)生感激情緒，進(jìn)而產(chǎn)生社會(huì)善念的溢出效應(yīng)。

5 結(jié)論

青少年在先前互動(dòng)中感知到的社會(huì)善念水平，會(huì)影響其在接下來的互動(dòng)情景中對(duì)其他陌生他人的親社會(huì)行為，在先前互動(dòng)中感知到高社會(huì)善念的個(gè)體會(huì)降低其在隨后互動(dòng)中對(duì)陌生他人的自利選擇行為，提高其親社會(huì)行為。

參考文獻(xiàn)

竇凱， 劉耀中， 王玉潔， 聶衍剛. （2018）. “樂”于合作： 感知社會(huì)善念誘導(dǎo)合作行為的情緒機(jī)制. 心理學(xué)報(bào)， 50 （1）， 101-114.

劉嘉. （2019）. 社會(huì)階層對(duì)社會(huì)正念的影響： 合作/ 競(jìng)爭(zhēng)的作用 （ 碩士學(xué)位論文）. 寧夏大學(xué)， 銀川.

王懷勇， 許雅梅， 岳思怡， 陳雅姣. （2023）. 感知社會(huì)善念對(duì)信任修復(fù)的促進(jìn)： 社會(huì)距離與時(shí)間距離的調(diào)節(jié)作用. 心理科學(xué)， 46 （1）， 113-120.

袁博， 陳思宇， 董悅， 李偉強(qiáng). （2023）. 不公平感知對(duì)普遍信任的影響. 心理科學(xué)， 46 （3）， 693-703.

趙欣， 李丹丹， 楊向東. （2022）. 學(xué)齡前兒童社會(huì)善念理解的發(fā)展與心理理論的關(guān)系. 心理學(xué)報(bào)， 54 （8）， 892-904.

周蕾， 李愛梅， 張磊， 李紓， 梁竹苑. （2019）. 風(fēng)險(xiǎn)決策和跨期決策的過程比較： 以確定效應(yīng)和即刻效應(yīng)為例. 心理學(xué)報(bào)， 51 （3）， 337-352.

Ahluwalia， R.， Unnava， H. R.， amp; Burnkrant， R. E. （2001）. The moderating role of"commitment on the spillover effect of marketing communications. Journal of"Marketing Research， 38 （4）， 458-470.

Alexander， R. D. （1987）. The biology of moral systems. Aldine de Gruyter.Allen， J. P.， Philliber， S.， Herrling， S.， amp; Kuperminc， G. P. （1997）. Preventing teen"pregnancy and academic failure： Experimental evaluation of a developmentally"based approach. Child Development， 68（4）， 729-742.

Bartlett， M. Y.， amp; DeSteno， D. （2006）. Gratitude and prosocial behavior： Helping"when it costs you. Psychological Science， 17（4）， 319-325.

Brandt， H.， amp; Sigmund， K. （2004）. The logic of reprobation： Assessment and action"rules for indirect reciprocation. Journal of Theoretical Biology， 231（4）， 475-486.

Brandt， H.， amp; Sigmund， K. （2005）. Indirect reciprocity， image scoring， and moral"hazard. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States"of America， 10 2（7）， 2666-2670.

Brosnan， S. F.， amp; de Waal， F. B. M. （2014）. Evolution of responses to （un）fairness.Science， 346 （6207）， Article 1251776.

Carlo， G.， Mestre， M. V.， McGinley， M. M.， Tur-Porcar， A.， Samper， P.， amp; Opal， D."（2014）. The protective role of prosocial behaviors on antisocial behaviors： The"mediating effects of deviant peer affiliation. Journal of Adolescence， 37 （4），359-366.

Chalub， F. A. C. C.， Santos， F. C.， amp; Pacheco， J. M. （2006）. The evolution of norms.Journal of Theoretical Biology， 241（2）， 233-240.

Chen， F. D.， amp; Krajbich， I. （2018）. Biased sequential sampling underlies the effects"of time pressure and delay in social decision making.N ature Communications，9 （1）， Article 3557.

Dufwenberg， M.， Gneezy， U.， Güth， W.， amp; van Damme， E. （2001）. Direct vs."indirect reciprocity： An experiment. Homo Deconomicus， 18， 19-30.

Engelmann， D.， amp; Fischbacher， U.（2009）. Indirect reciprocity and strategic"reputation building in an experimental helping game. Games and Economic"Behavior， 67 （2）， 399-407.

Fehr， E.， amp; Schmidt， K. M. （1999）. A theory of fairness， competition， and"cooperation. The Quarterly Journal of Economics， 114（3）， 817-868.

Gao， X. X.， Yu， H. B.， Sáez， I.， Blue， P. R.， Zhu， L. S.， Hsu， M.， amp; Zhou， X. L. （2018） .Distinguishing neural correlates of context-dependent advantageous-and"disadvantageous-inequity aversion. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America， 115（33）， E7680-E7689.

Gray， K.， Ward， A. F.， amp; Norton， M. I. （2014）. Paying it forward： Generalized"reciprocity and the limits of generosity. Journal of Experimental Psychology：General， 143 （1）， 247-254.

Greiner， B.， amp; Vittoria Levati， M. （2005）. Indirect reciprocity in cyclical networks."Journal of Economic Psychology， 26（5）， 711-731.

Güth， W.， K?nigstein， M.， Marchand， N.， amp; Nehring， K. （2001）. Trust and"reciprocity in the investment game with indirect reward. Homo Oeconomicus，18， 241-262.

Haroz， E. E.， Murray， L. K.， Bolton， P.， Betancourt， T.， amp; Bass， J. K. （2013）.Adolescent resilience in Northern Uganda： The role of social support and"prosocial behavior in reducing mental health problems. Journal of Research on Adolescence， 23 （1）， 138-148.

Loewenstein， G. F.， Thompson， L.， amp; Bazerman， M. H. （1989）. Social utility and"decision making in interpersonal contexts. Journal of Personality and Social"Psychology， 57 （3）， 426-441.

Ma， L. K.， Tunney， R. J.， amp; Ferguson， E. （2017）. Does gratitude enhance"prosociality？： A meta-analytic review. Psychological Bulletin， 143（6）， 601-635.

Milinski， M.， Semmann， D.， amp; Krambeck， H. J. （2002）. Reputation helps solve the"'tragedy of the commons'. Nature， 415 （6870）， 424-426.

Nowak， M. A.， amp; Sigmund， K. （1998）. The dynamics of indirect reciprocity. Journal"of Theoretical Biology， 194 （4）， 561-574.

Nowak， M. A.， amp; Sigmund， K. （2005）. Evolution of indirect reciprocity. Nature，437 （7063）， 1291-1298.

Ohtsuki， H.， amp; Iwasa， Y. （2004）. How should we define goodness？--Reputation"dynamics in indirect reciprocity. Journal of Theoretical Biology， 231 （1）， 107-120.

Peysakhovich， A.， amp; Rand， D. G. （2016）. Habits of virtue： Creating norms of"cooperation and defection in the laboratory. Management Science， 62 （3）， 631-647.

Rankin， D. J.， amp; Taborsky， M. （2009）. Assortment and the evolution of generalized"reciprocity. Evolution： International Journal of Organic Evolution， 63 （7），1913-1922.

Roseth， C. J. （2016）. Character education， moral education， and moral- character"education. In L. Corno amp; E. M. Anderman （Eds.）， Handbook of educational"psychology （pp. 213-225）. Routledge/Taylor amp; Francis Group.

Rotter， J. B. （1954）. Social learning and clinical psychology. Prentice-Hall， Inc.van Doesum， N. J.， van Lange， D. A. W.， amp; van Lange， P. A. M. （2013）. Social"mindfulness： Skill and will to navigate the social world. Journal of Personalityand Social Psychology， 105 （1）， 86-103.

van Lange， P. A.， amp; van Doesum， N. J. （2015）. Social mindfulness and social"hostility. Current Opinion in Behavioral Sciences， 3， 18-24.

Wedekind， C.， amp; Milinski， M. （2000）. Cooperation through image scoring in"humans. Science， 288 （5467）， 850-852.

Wilson， D. S. （2015）. Does altruism exist？ Culture， genes， and the welfare of others.Yale University Press.

本研究得到全國教育科學(xué)規(guī)劃一般項(xiàng)目“青少年道德決策中的同伴影響及其認(rèn)知情感機(jī)制研究”（BBA210033）的資助。