群體共同經(jīng)歷影響不公平感知*

呂颯颯 孫 欣 沈林林,2 武雨晴 趙 紓 王 霏 汪祚軍

(1 寧波大學(xué)心理學(xué)系,浙江 寧波 315211) (2 寶雞高新第五小學(xué),陜西 寶雞 721000) (3 廈門大學(xué)廣告系,福建 廈門361005)

1 引言

現(xiàn)實(shí)生活中,人們經(jīng)常會經(jīng)歷不公平,例如各種情境中(如家庭、學(xué)校、企業(yè)及社會)的報酬、利益、資源等分配的不公平。大量研究表明,不公平經(jīng)歷會增加個體的抑郁(Buttrick &Oishi,2017)、焦慮(Buttrick et al.,2017;Layte,2011),以及憤怒(Gummerum et al.,2016;Seip et al.,2014)等情緒,降低幸福感和生活滿意度(Cheung &Lucas,2016)。在人際方面,不公平經(jīng)歷會降低個體對他人的信任(Fairbrother &Martin,2013;Hastings,2018),減少利他與合作行為(Wu et al.,2015),增加欺騙行為(Houser et al.,2012;Valle &Ploner,2017)和對不公平實(shí)施者的攻擊和報復(fù)行為(Brosnan &de Waal,2014;Brüne et al.,2013;Fehr &Fischbacher,2004;Greitemeyer &Sagioglou,2017;Henrich et al.,2006)。然而,以往研究大多著重于考察個體“獨(dú)自經(jīng)歷”不公平時的認(rèn)知、情緒及行為,而鮮有研究考察“共同經(jīng)歷”不公平對個體的影響。

最后通牒博弈(Ultimatum Game,簡稱 UG) (Güth et al.,1982)和獨(dú)裁者博弈(Dictator Game,簡稱DG) (Kahneman et al.,1986)是用來考察不公平現(xiàn)象的經(jīng)典研究范式。在最后通牒博弈中,兩名參與者分別被賦予“提議者(proposer)”或“接受者(receiver)”的角色。由提議者對一筆資源(例如金錢)進(jìn)行分配。提議者提出分配方案,接受者有權(quán)選擇“接受”或“拒絕”該方案。如果接受者選擇“接受”,則按該分配方案進(jìn)行分配;如果接受者“拒絕”,則提議者和接受者什么都得不到(Inaba et al.,2018;Wei et al.,2018)。獨(dú)裁者博弈是最后通牒博弈的一種變式,其不同之處在于：該博弈任務(wù)中,接受者只能接受,而無權(quán)拒絕。上述兩種經(jīng)典博弈范式顯然是設(shè)計用來考察個體“獨(dú)自經(jīng)歷”不公平(只有一名“接受者”遭受不公平分配)的情況。雖然在一些研究中也涉及第三方,但這些研究中的第三方往往是作為觀察者或懲罰者(第三方懲罰) (Biella &Sacchi,2018;Peterburs et al.,2017;Fehr &Fischbacher,2004;Johanna et al.,2012),而非作為不公平分配的共同經(jīng)歷者。

現(xiàn)實(shí)生活中存在兩種共同經(jīng)歷,一種是個體與他人以“個體身份”共同經(jīng)歷,另一種是個體與他人以“群體身份”共同經(jīng)歷(沈林林 等,2020;苗曉燕 等,2021)。第一種共同經(jīng)歷,如自己遭受不公平,另一他人也遭受不公平,此時個體與他人“共同經(jīng)歷”不公平;然而,此種共同經(jīng)歷條件下,個體與他人是獨(dú)立的,不涉及共同群體身份。第二種共同經(jīng)歷則涉及群體成員身份,即個體與他人作為群體的一員共同遭受不公平,我們將此種現(xiàn)象稱為“群體共同經(jīng)歷不公平”。群體共同經(jīng)歷不公平在日常生活中普遍存在,例如具有同一種族或地域身份的個體,以及具有其他群體特征的個體,共同經(jīng)歷不公平。本研究聚焦第二種共同經(jīng)歷不公平,即“群體共同經(jīng)歷不公平”,對個體不公平感知的影響。具體而言,本研究旨在考察：當(dāng)個體與他人以群體身份共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,是會降低還是提升個體的不公平感知？對上述問題的回答有利于將不公平經(jīng)歷的研究從個體層面擴(kuò)展到群體層面,并且對于降低個體的不公平感知,以及維護(hù)社會穩(wěn)定(如降低由于不公平感知導(dǎo)致的敵對態(tài)度和攻擊行為),都具有重要的借鑒意義。

1.1 共同經(jīng)歷

以往研究表明,不公平感知會受社會情境因素的影響,如權(quán)力、社會地位、心理距離等(Hu et al.,2015;Hu et al.,2014;Wu et al.,2011;孫倩 等,2019)。例如Sawaoka 等人(2015)發(fā)現(xiàn),高權(quán)力個體,相比低權(quán)力個體,更加地預(yù)期他人公平地對待自己,更快速地感知到針對自己的不公平(對不公平分配的反應(yīng)時更短),以及對這種不公平更快地做出回應(yīng)(更換雇主)。Hu 等人(2014)發(fā)現(xiàn),啟動了高社會地位的個體,相比啟動了低社會地位的個體,在所有分配方案(包括公平分配和不公平分配)上的接受率更低。社會情境因素對不公平經(jīng)歷的影響也得到腦電證據(jù)的支持(王益文 等,2014;Hu et al.,2014;Wu et al.,2011)。例如,王益文等人(2014)考察了群體身份如何影響最后通牒博弈中個體“公平關(guān)注(fairness considerations)”時的腦電活動,結(jié)果發(fā)現(xiàn),組外成員給出的公平提議(5:5)和中等不公平提議(3:7)比極端不公平提議(1:9)誘發(fā)更負(fù)的 AN1 (anterior N1;該腦電成分對高威脅性或新穎性的刺激敏感,反映了個體無意識的警覺機(jī)制),而組內(nèi)成員給出的不同公平程度的提議所誘發(fā)的AN1 無顯著差異。此外,來自組內(nèi)成員的中等和極端不公平提議比公平提議引起更負(fù)的內(nèi)側(cè)額葉負(fù)波(medial frontal negativity,MFN;該腦電成分對社會預(yù)期或社會規(guī)則的違反敏感),但來自組外成員的不同提議則沒有導(dǎo)致MFN 波幅的變化。上述研究表明,人們的不公平感知不僅取決于分配方案本身,而且取決于社會情境。共同經(jīng)歷,作為一種非常普遍且重要的社會情境因素,也可能會影響個體的不公平感知。

以往研究發(fā)現(xiàn),共同經(jīng)歷會影響個體的感知覺體驗(yàn)(Boothby et al.,2014)、個體間的社會聯(lián)結(jié)(Gao et al.,2020;Turner &Wainwright,2003;Whitehouse et al.,2014)以及合作行為(Miao et al.,2020;苗曉燕 等,2021)。例如,Boothby 等人(2014)發(fā)現(xiàn),與他人一起品嘗巧克力,相比獨(dú)自品嘗巧克力,可口的巧克力被判斷為更可口,不可口的巧克力被判斷為更不可口。換言之,共同經(jīng)歷增強(qiáng)了個體的感知覺體驗(yàn)。其它研究發(fā)現(xiàn),共同經(jīng)歷身體傷痛(Turner &Wainwright,2003)、戰(zhàn)爭(Whitehouse et al.,2014),以及社會排斥(Gao et al.,2020)會增強(qiáng)共同經(jīng)歷者之間的親密感和社會聯(lián)結(jié)(social bond);此外,共同經(jīng)歷生理疼痛(如吃很辣的食物) (Bastian et al.,2014),或“社會疼痛” (社會排斥) (Miao et al.,2020),或其他負(fù)性情緒事件(如考試失敗或失戀) (苗曉燕 等,2021)等,都會增加共同經(jīng)歷者之間的合作行為。那么共同經(jīng)歷不公平如何影響人們的不公平感知呢？

沈林林等人(2020)首次在公平領(lǐng)域考察了共同經(jīng)歷對個體不公平感知的影響。該研究采用傳統(tǒng)的最后通牒博弈任務(wù)操縱“獨(dú)自經(jīng)歷不公平”,采用改編的三人最后通牒博弈任務(wù)操縱“共同經(jīng)歷不公平”。具體而言,在獨(dú)自經(jīng)歷條件下,一名“分配者” (計算機(jī)操縱的虛擬人物)給一名“接受者” (被試)實(shí)施不公平分配;而在共同經(jīng)歷條件下,一名“分配者” (計算機(jī)操縱的虛擬人物)給兩名“接受者” (被試)實(shí)施不公平分配。結(jié)果發(fā)現(xiàn),即使在共同經(jīng)歷與獨(dú)自經(jīng)歷兩種條件下個體的客觀金錢獲益相等,個體在共同經(jīng)歷不公平條件,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,不公平感知更低。換言之,共同經(jīng)歷不公平降低了個體的不公平感知。需要指出的是,雖然上述研究考察了共同經(jīng)歷不公平對個體不公平感知的影響,然而該研究僅涉及到個體與他人以“個體身份”共同經(jīng)歷不公平的情況。個體與他人以“群體身份”共同經(jīng)歷不公平如何影響個體的不公平感知尚不得而知。

1.2 群體共同經(jīng)歷如何影響個體的不公平感知

1.2.1 群體共同經(jīng)歷、社會比較與不公平感知

以往研究指出,社會比較是產(chǎn)生不公平感知的重要心理過程。經(jīng)典公平理論(Adams,1966)認(rèn)為,人們在社會交換互動中,會與他人進(jìn)行比較從而形成公平判斷,進(jìn)而產(chǎn)生公平與否的感知。Fehr 和Schmidt (1999)指出,不公平感知是個體在社會情境中參照他人結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)行的一種主觀判斷。近年來,基于經(jīng)濟(jì)博弈任務(wù)的諸多研究業(yè)已證明,個體并非追求自身利益最大化的純粹理性人,而是更在意自身與他人所獲得的相對收益(e.g.,Blake &McAuliffe,2011;Blake et al.,2015;My et al.,2018;Zhen &Yu,2016)。Zhen 和Yu (2016)發(fā)現(xiàn),越傾向于與他人進(jìn)行比較的個體(即在社會敏感性量表上得分越高),越有可能拒絕不公平的分配。

基于社會比較理論(Festinger,1954),沈林林等人(2020)提出“參照點(diǎn)改變”的觀點(diǎn)來解釋共同經(jīng)歷不公平對個體不公平感知的影響。根據(jù)該觀點(diǎn),當(dāng)個體獨(dú)自經(jīng)歷不公平時,個體公平判斷的重要、且唯一參照點(diǎn)是提議者的收益。如果提議者給予自己更多的收益,而給予接受者較少的收益時,接受者會由于“上行比較” (將自身收益與提議者的收益進(jìn)行比較)而產(chǎn)生不公平感知。然而,當(dāng)個體與他人共同經(jīng)歷不公平時,個體公平判斷的參照點(diǎn)可能發(fā)生變化。此時,個體不僅與提議者之間進(jìn)行比較,還可能與共同經(jīng)歷者之間進(jìn)行比較。不僅如此,根據(jù)社會比較理論的核心觀點(diǎn)——“人們更傾向于與相似他人進(jìn)行比較”,后一種比較,即與共同經(jīng)歷者之間的比較,甚至?xí)佑谥鲗?dǎo)地位。由于與共同經(jīng)歷者之間的比較是一種平行比較,因此可能會降低個體的不公平感知。

沈林林等人(2020)考察的是未涉及群體成員身份的共同經(jīng)歷,那么當(dāng)涉及群體成員身份,即當(dāng)個體與他人以群體身份共同經(jīng)歷不公平時,“參照點(diǎn)改變”的觀點(diǎn)是否仍然適用呢？以往研究考察了群體成員身份對個體社會比較的影響。這些研究表明,內(nèi)群體參照是一種非常普遍的現(xiàn)象(Brown et al.,1992;Leach &Vliek,2008;Major et al.,1993;Smith &Leach,2004)。畢竟,只有當(dāng)兩件事情屬于同一個類別或群體時,它們才具備可比性(Allport,1940;Sherif &Hovland,1961)。Smith 和Leach (2004)通過日記法研究人們?nèi)粘Ｉ钪械纳鐣容^,結(jié)果發(fā)現(xiàn),少數(shù)民族的學(xué)生更傾向于與其他少數(shù)民族的學(xué)生進(jìn)行社會比較。Major 等人(1993)通過最簡群體范式(minimal group paradigm)操縱群體成員身份,隨后將被試暴露于成功的(或不成功的)內(nèi)群體(或外群體)成員。結(jié)果表明,暴露于成功的內(nèi)群體成員時,被試報告了更低的自尊以及更消極的情緒。

當(dāng)個體與他人以群體身份共同經(jīng)歷不公平時,個體可能會將自身遭遇與同一群體中具有相似經(jīng)歷的他人(共同經(jīng)歷者)進(jìn)行社會比較。由于內(nèi)群體成員之間的比較是平行比較(自身遭遇不公平,他人也遭遇不公平),據(jù)此我們似乎可以做出假設(shè)1：群體共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,會降低個體的不公平感知。然而,群體成員身份還有可能朝另外一個相反的方向上影響共同經(jīng)歷條件下的不公平感知。

1.2.2 群體成員身份與不公平感知

“物以類聚,人以群分”,人們總是傾向于將自己歸屬于某一個群體。根據(jù)社會身份理論(social identity theory) (Tajfel,1982),一旦個體將自身歸類于某一群體,產(chǎn)生群體身份認(rèn)同,則其知覺、態(tài)度、感受以及行為均可能會受到群體成員身份的影響。其中,最典型的結(jié)果是會導(dǎo)致內(nèi)群體偏好和外群體貶損(如Baumgartner et al.,2012;Everett et al.,2015;Hewstone et al.,2002)。近期的一項(xiàng)研究表明,即使是非常年幼(3～4 歲)的兒童,他們也會受到有關(guān)群體身份的簡單線索(如不同顏色的袖章、貼紙或圍巾)的影響,從而表現(xiàn)出對內(nèi)群體成員的偏好,例如,更加喜歡內(nèi)群體成員,判斷內(nèi)群體成員和自己更有可能擁有相同的喜好等(Richter et al.,2016)。

公平領(lǐng)域的研究表明,群體成員身份影響個體的不公平感知及行為傾向。基于雙人最后通牒博弈任務(wù)的一些研究表明,個體更傾向于拒絕外群體成員的不公平分配(王益文 等,2014;Dover et al.,2015;McAuliffe &Dunham,2016;Valenzuela &Srivastava,2012)。例如,王益文等人(2014)通過最簡群體范式操縱內(nèi)群體和外群體身份,隨后讓被試完成最后通牒博弈任務(wù)。結(jié)果表明,被試對外群體成員提出的不公平提議(無論是中等不公平提議,還是極端不公平提議)的接受率顯著低于提議者為內(nèi)群體成員的條件。Dover 等人(2015)考察了個體在遭受內(nèi)群體和外群體成員不公平對待時的認(rèn)知(歧視歸因)、情緒以及行為反應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),受外群體成員不公平對待時,相比受內(nèi)群體成員的不公平對待,被試更有可能將這種不公平對待歸因?yàn)椤捌缫暋?從而產(chǎn)生更強(qiáng)烈的憤怒情緒,以及對不公平實(shí)施者的更嚴(yán)厲的懲罰。Gordijn 等人(2010)發(fā)現(xiàn),凸顯個體與不公平遭受者的相似性會增強(qiáng)個體與受害者的群體認(rèn)同,進(jìn)而增強(qiáng)了個體的不公平感知。

當(dāng)然,基于雙人最后通牒博弈任務(wù)的另一些研究也發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)果,即為了維護(hù)公平的規(guī)范,人們更傾向于懲罰內(nèi)群體成員的不公平行為,表現(xiàn)出“黑羊效應(yīng)(black sheep effect)” (McLeish &Oxoby,2011;Mendoza et al.,2014;Wu &Gao,2018;張振 等,2020)。然而,關(guān)于第三方懲罰(或稱為利他性懲罰)的研究則相對一致地表明,人們更加難以容忍外群體成員對內(nèi)群體成員實(shí)施的不公平行為。例如,Bernhard 等人(2006)以巴布亞新幾內(nèi)亞(Papua New Guinea)當(dāng)?shù)氐膬蓚€部落為研究對象,結(jié)果發(fā)現(xiàn),當(dāng)內(nèi)群體成員遭受外群體成員的不公平對待時(相比外群體成員遭受外群體成員的不公平對待,以及外群體成員遭受內(nèi)群體成員的不公平對待),兩個部落中的居民都對不公平實(shí)施者施以更嚴(yán)厲的懲罰。Goette 等人(2006)以在一起進(jìn)行為期4 周集訓(xùn)的部隊(duì)軍官為研究對象,也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果,即當(dāng)自己所在排的軍官受到另一個排的軍官不公平對待時,被試對不公平實(shí)施者施加了更嚴(yán)厲的懲罰。Schiller 等人(2014)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),相比不公平實(shí)施者無群體身份,當(dāng)不公平實(shí)施者為外群體成員時,人們會實(shí)施更嚴(yán)厲的懲罰,而當(dāng)不公平實(shí)施者是內(nèi)群體成員時,人們會實(shí)施更少的懲罰。

總體而言,無論是關(guān)于雙人最后通牒博弈的研究還是第三方懲罰的研究,其結(jié)果均表明,群體成員身份會影響個體的不公平感知與行為。盡管有部分基于雙人博弈任務(wù)的研究表明,人們對內(nèi)群體成員實(shí)施的不公平行為更加難以容忍,但其他研究,包括雙人博弈任務(wù)以及第三方懲罰的研究,則表明人們會對外群體成員實(shí)施的不公平行為產(chǎn)生更強(qiáng)烈的認(rèn)知、情緒和行為反應(yīng)。具體到本研究中,當(dāng)個體與他人以群體身份共同經(jīng)歷不公平時,個體可能將不公平實(shí)施者視作外群體成員(畢竟,內(nèi)/外群體是相對而言的)。根據(jù)自我分類理論(Self-Categorization Theory) (Turner et al.,1987),人們會根據(jù)一些線索,甚至是一些微不足道的線索,自動地將自己和他人劃分為內(nèi)群體或外群體。一旦個體將自身與共同經(jīng)歷者視作內(nèi)群體成員,而將不公平實(shí)施者視作外群體成員,基于以往研究,我們似乎可以做出假設(shè)2：群體共同經(jīng)歷不公平,相比個體獨(dú)自經(jīng)歷不公平,會提升個體的不公平感知。

綜上,本研究旨在考察群體共同經(jīng)歷如何影響個體的不公平感知,并檢驗(yàn)上述兩類競爭性假設(shè)。3項(xiàng)實(shí)驗(yàn)均采用傳統(tǒng)的雙人最后通牒博弈任務(wù)操縱獨(dú)自經(jīng)歷不公平,采用三人最后通牒博弈任務(wù)(沈林林 等,2020)操縱共同經(jīng)歷不公平。3 項(xiàng)實(shí)驗(yàn)分別采用共同命運(yùn)(payoff commonality) (Charness et al.,2007;Sutter,2009) (實(shí)驗(yàn) 1),輪流為群體做決策(Sutter,2009;Sutter &Strassmair,2009) (實(shí)驗(yàn)2),以及招募成對朋友(實(shí)驗(yàn)3)來操縱和誘發(fā)群體成員身份。

2 實(shí)驗(yàn)1:操縱“共同命運(yùn)”考察群體共同經(jīng)歷對不公平感知的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

雖然本研究旨在考察“群體共同經(jīng)歷”如何影響個體的不公平感知,但為重復(fù)驗(yàn)證沈林林等人(2020)的研究結(jié)果,以及考察“個體共同經(jīng)歷不公平”和“群體共同經(jīng)歷不公平”之間是否存在差異,本研究實(shí)驗(yàn)1 也將“個體共同經(jīng)歷”作為參照組。采用G*Power 3.1 計算(Faul et al.,2007)樣本量,對于本研究適用的單因素方差分析,

α

=0.05 且中等效應(yīng)(

f

=0.25)時,預(yù)測達(dá)到80%統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為159。本實(shí)驗(yàn)共招募大學(xué)生被試159 人,隨后隨機(jī)分配到獨(dú)自經(jīng)歷、個體共同經(jīng)歷、群體共同經(jīng)歷三種不公平分配條件下。由于群體共同經(jīng)歷條件下2 人程序出錯,2 人答題不認(rèn)真(1 人所有分配方案上的不公平感知評分及選擇均相同,另外1 人多題未答),以及獨(dú)自經(jīng)歷條件下2 人程序出錯,2人答題不認(rèn)真,故予以剔除。最終151 名被試(男41 人,女110 人;平均年齡19.19 ± 1.76 歲)的數(shù)據(jù)納入統(tǒng)計分析,其中,獨(dú)自經(jīng)歷條件下46 人,個體共同經(jīng)歷52 人,群體共同經(jīng)歷53 人。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后,每名被試獲得15 元實(shí)驗(yàn)報酬及小禮品。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)程序

在獨(dú)自經(jīng)歷條件下,被試兩人一組來到實(shí)驗(yàn)室。主試告知被試,他們兩人將通過計算機(jī)完成一項(xiàng)分錢任務(wù)。計算機(jī)會指定其中一人為“分錢者”,另外一人為“接受者”?！胺皱X者”會被給予一定數(shù)額的金錢,并由他在兩人之間進(jìn)行分配。作為“接受者”,如果接受分錢者的分配方案,就按F 鍵做出反應(yīng),最終也按照該分配方案進(jìn)行分配;如果拒絕,則按J 鍵做出反應(yīng),此時“分錢者”和“接受者”則什么都得不到。事實(shí)上,在實(shí)驗(yàn)過程中所有被試均被指定為“接受者”,“分錢者”是由計算機(jī)操縱的虛擬人物;惟其如此,才能有效操縱公平或不公平的分配方案,并保證3 種實(shí)驗(yàn)條件下的分配方案一致(沈林林 等,2020)。

隨后,主試采集被試的照片,并上傳到實(shí)驗(yàn)程序,這一操作的目的在于：(1)幫助被試辨識自己和他人身份,(2)增加實(shí)驗(yàn)的可信度(被試能看到自己以及另一名被試的真實(shí)照片)。接下來,兩名被試分別被帶到不同房間,在電腦上完成最后通牒博弈任務(wù)。大體實(shí)驗(yàn)流程如圖1。

圖1 實(shí)驗(yàn)流程圖(左邊為共同經(jīng)歷不公平,右邊為獨(dú)自經(jīng)歷不公平)

兩種(群體vs.個體)共同經(jīng)歷的操縱

在兩種共同經(jīng)歷條件下,被試3 人一組來到實(shí)驗(yàn)室。主試告知被試：他們將一起通過計算機(jī)完成一項(xiàng)分錢任務(wù)。計算機(jī)會隨機(jī)指定他們中的一人作為“分錢者”,另外兩人作為“接受者”,由“分錢者”來分錢。在真實(shí)實(shí)驗(yàn)的過程中,所有被試均被計算機(jī)指定為“接受者”。換言之,“分錢者”和另一名“接受者”均為計算機(jī)設(shè)定的虛擬人物——只是用了另外兩人的真實(shí)照片。在“個體共同經(jīng)歷”條件下,主試告知被試：作為“接受者”,在每一輪分配之后,他們需要做出“接受”或“拒絕”的決定;如果接受(按

F

鍵),則按該分配方案在自己與分錢者之間進(jìn)行分配;如果拒絕(按

J

鍵),則自己和分錢者在該輪分配中什么都得不到。此時,被試和另一接受者共同經(jīng)歷不公平,但不涉及到與另一接受者之間的共同群體身份。

在“群體共同經(jīng)歷”條件下,主試告知被試：兩名“接受者”作為一個小組,每個小組成員分別為自己的小組做出“接受” (按F 鍵)或“拒絕” (按J 鍵)的決定;如兩名“接受者”均接受該分配方案,則按該分配方案在3 人之間進(jìn)行分配;如兩名接受者中有任何一人拒絕,則3 人(分錢者和兩名接受者)在該輪分配中什么都得不到。此時,個體與他人不僅共同經(jīng)歷不公平,而且自己的決定會影響到另一接受者,即產(chǎn)生共同命運(yùn)。以往研究表明,相比最簡群體范式,共同命運(yùn)范式能更有效地操縱和凸顯群體身份(Charness et al.,2007;Sutter,2009;Wang et al.,2018)?？傮w而言,我們不僅通過共享“小組”身份,而且在此基礎(chǔ)上通過“共同命運(yùn)”來操縱群體成員身份,進(jìn)而區(qū)分“群體共同經(jīng)歷”與“個體共同經(jīng)歷”兩種實(shí)驗(yàn)條件。隨后,同獨(dú)自經(jīng)歷條件,主試采集被試的照片,并上傳到實(shí)驗(yàn)程序。

不公平分配方案的操縱

每種實(shí)驗(yàn)條件下共28 輪分配,其中24 輪為不公平分配,另外4 輪為公平分配(作為filler)。為創(chuàng)設(shè)不公平分配,在每一輪分配中,分錢者(計算機(jī)操縱的虛擬人物)會將總額中一大半金錢留給自己,而將很少的金錢分配給被試(接受者1)和另一接受者(接受者2,即計算機(jī)創(chuàng)設(shè)的虛擬人物)。被試在每一輪不公平分配中所獲得的金錢數(shù)額和另一“接受者”所獲得的金錢數(shù)額相差±1 元。例如,分錢者會給自己16 元,而給被試分配2 元,給另一接受者分配3 元。為避免金錢數(shù)額的影響,3 種實(shí)驗(yàn)條件下被試在每一輪中被分配的金錢數(shù)目相等。在每一輪分配方案呈現(xiàn)后,被試做出“接受”或“拒絕”的決定。為避免提供反饋結(jié)果影響被試的不公平感知以及隨后的決策,我們在實(shí)驗(yàn)過程中并不 提供任何有關(guān)決策結(jié)果的反饋,即在被試做出決策后直接進(jìn)行公平感知的測量：“您覺得分錢任務(wù)中分錢者給您分配的錢數(shù)公平嗎？” (1 表示

非常不公平

,9 表示

非常公平

) (沈林林 等,2020)。

2.2 結(jié)果與分析

2.2.1 不公平分配操縱的有效性檢驗(yàn)

配對樣本

t

檢驗(yàn)結(jié)果表明,不公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=7.25;

SD

=1.19)顯著高于公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=1.69,

SD

=1.05),

t

(150)=42.03,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=3.41。不公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.60;

SD

=0.34)顯著高于公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.05,

SD

=0.16),

t

(150)=17.70,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=2.07。以上結(jié)果表明,不公平分配方案操縱有效(被試在不同分配輪次上的不公平感知分?jǐn)?shù)見圖2)。

圖2 被試在不同分配輪次上的不公平感知分?jǐn)?shù)(第6、12、18、24 輪為公平分配,其他為不公平分配)

2.2.2 不公平感知及拒絕率

因本研究旨在考察共同經(jīng)歷不公平條件下的不公平感知(4 輪公平分配僅作為防止被試猜到實(shí)驗(yàn)?zāi)康牡膄iller,以及對不公平操縱進(jìn)行有效性檢驗(yàn)),故后續(xù)僅對不公平分配方案條件下的結(jié)果進(jìn)行分析。此外,卡方分析表明,3 種實(shí)驗(yàn)條件下男女性別比例無顯著性差異,χ(2,

N

=151)=1.50,

p

=0.472;故后續(xù)分析不再考慮性別因素。單因素方差分析表明,3 種實(shí)驗(yàn)條件下的不公平感分?jǐn)?shù)差異顯著,

F

(2,148)=4.62,

p

=0.011

,

η=0.059。事后比較(LSD)發(fā)現(xiàn),群體共同經(jīng)歷條件下(

M

=7.04,

SD

=1.19)和個體共同經(jīng)歷條件下(

M

=7.09,

SD

=1.22)的不公平感分?jǐn)?shù)顯著低于獨(dú)自經(jīng)歷條件(

M

=7.69,

SD

=1.07),

p

s ＜ 0.05。兩種共同經(jīng)歷條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)無顯著性差異(

p

=0.81)。將被試在每一輪不公平分配方案上的“拒絕”編碼為1(“接受”編碼為0),然后除以24 輪不公平分配方案,計算被試在不公平分配方案上的拒絕率。對3 種實(shí)驗(yàn)條件下的拒絕率進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果表明,3 種條件下的拒絕率差異顯著,

F

(2,148)=4.20,

p

=0.017,η

=0.054。事后比較(LSD)發(fā)現(xiàn),群體共同經(jīng)歷條件下的拒絕率(

M

=0.52,

SD

=0.35)顯著低于獨(dú)自經(jīng)歷條件下的拒絕率(

M

=0.71,

SD

=0.29),

p

=0.004;個體共同經(jīng)歷條件下的拒絕率(

M

=0.59,

SD

=0.34)也低于獨(dú)自經(jīng)歷條件,統(tǒng)計結(jié)果邊緣顯著,

p

=0.082;兩種共同經(jīng)歷條件下的拒絕率無顯著差異(

p

=0.25)。

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1 的結(jié)果表明,群體共同經(jīng)歷不公平,相比個體獨(dú)自經(jīng)歷不公平,顯著降低了個體的不公平感知,以及在不公平分配方案上的拒絕率。此外,無論是在不公平感知上,還是對不公平分配方案的拒絕率上,群體共同經(jīng)歷,相比“個體共同經(jīng)歷”均無顯著性差異。上述結(jié)果意味著,群體共同經(jīng)歷條件下,并未出現(xiàn)如假設(shè)2 所預(yù)期的“反轉(zhuǎn)”的結(jié)果：即群體共同經(jīng)歷不公平(無論是相對于“個體獨(dú)自經(jīng)歷”不公平,還是“個體共同經(jīng)歷”不公平)會增強(qiáng)個體的不公平感知。那么,群體共同經(jīng)歷條件下并未出現(xiàn)結(jié)果反轉(zhuǎn)的原因,是否是由于共同命運(yùn)的操縱不足以誘發(fā)群體身份所致？畢竟,在每一輪分配中,被試及共同經(jīng)歷者均需做出決定,因而每一輪的分配結(jié)果是由被試和共同經(jīng)歷者所共同決定的,而非由被試獨(dú)自一人所決定。換言之,被試的決策只“部分”地影響到“團(tuán)隊(duì)”的結(jié)果。該操作可能會影響被試對群體成員身份的感知,即在實(shí)驗(yàn)過程中未能真正感受到自己與共同經(jīng)歷者是一個整體。鑒于此,實(shí)驗(yàn)2 擬在“共同命運(yùn)”操縱的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步通過“輪流為群體決策”來加強(qiáng)群體成員身份;此時,個體需要“獨(dú)自”為“整個團(tuán)隊(duì)的結(jié)果”負(fù)責(zé),因而有利于讓被試感知自己與共同經(jīng)歷者是一個整體,進(jìn)而凸顯群體成員身份。鑒于本研究旨在考察群體共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,是否仍然會降低個體的不公平感知,故實(shí)驗(yàn)2 和實(shí)驗(yàn)3 僅涉及群體共同經(jīng)歷。

3 實(shí)驗(yàn)2:操縱“輪流為群體決策”考察群體共同經(jīng)歷對不公平感知的影響

3.1 方法

3.1.1 被試

根據(jù)G*Power 3.1 計算(Faul et al.,2007),對于本研究適用的獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn),

α

=0.05 且中等效應(yīng)(

d

=0.5)時,預(yù)測達(dá)到80%統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為128。本研究共招募大學(xué)生被試130 人,并隨機(jī)分配到群體共同經(jīng)歷不公平和獨(dú)自經(jīng)歷不公平兩種條件下,其中群體共同經(jīng)歷組63 人,獨(dú)自經(jīng)歷組67 人。由于群體共同經(jīng)歷組有一名被試猜測到實(shí)驗(yàn)?zāi)康?2 名被試程序出錯,故予以剔除,最終127 名被試的數(shù)據(jù)納入統(tǒng)計分析(男68,女59,平均年齡18.85 ± 1.65 歲)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后,每名被試獲得15 元實(shí)驗(yàn)報酬。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)程序

關(guān)于獨(dú)自經(jīng)歷不公平組的操縱同實(shí)驗(yàn)1。在群體共同經(jīng)歷組,被試3 人一組來到實(shí)驗(yàn)室,主試告知被試：兩名“接受者”自動成為一個小組,由小組中的每一位成員為小組輪流做決定。換言之,“接受者”需要代表小組做出“接受”或者“拒絕”分配方案的決定。在具體實(shí)驗(yàn)流程中,計算機(jī)屏幕上會呈現(xiàn)如下指導(dǎo)語：“第N 輪分配開始……本輪由玩家A (被試)做決策” (此時,被試為自己以及另一接受者做決策)。而在接下來的一輪中則呈現(xiàn)：“第N+1 輪分配開始……本輪由另一接受者做決策”。此時,被試能看到分配方案但無須做決定,而由對方——另一名接受者——為自己所在小組做決策。如接受,則該輪中按照分配方案進(jìn)行分配;如拒絕,則該輪中3 人什么都得不到。

向被試呈現(xiàn)28 輪分配方案(24 輪不公平分配方案,4 輪公平分配方案),由于是輪流為小組做決策,真正需要被試做出反應(yīng)的分配方案為14 輪(其中12輪為不公平分配方案,2 輪為公平分配方案)。雖然表面上被試與另一接受者分別對各自面臨的14 輪分配方案輪流做出反應(yīng),但為保證兩名被試實(shí)驗(yàn)材料同質(zhì),通過計算機(jī)操縱,被試事實(shí)上是對相同的14 輪分配方案做出反應(yīng)。同樣,在獨(dú)自經(jīng)歷不公平條件下,被試對相同的14 輪分配方案做出反應(yīng)。

同實(shí)驗(yàn)1,實(shí)驗(yàn)前采集被試的照片并上傳到計算機(jī)。在每一輪分配方案呈現(xiàn)后,被試做出“接受”或“拒絕”該輪分配方案的決定;同樣,為避免提供反饋結(jié)果影響被試的不公平感知及隨后的決策,實(shí)驗(yàn)過程中并不提供任何有關(guān)決策結(jié)果的反饋。隨后,被試完成公平感知的測量。所有任務(wù)結(jié)束后,向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康?并支付實(shí)驗(yàn)報酬。

3.2 結(jié)果與分析

3.2.1 不公平分配方案操縱的有效性檢驗(yàn)

配對樣本

t

檢驗(yàn)結(jié)果表明,不公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=7.75;

SD

=1.08)顯著高于公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=2.04,

SD

=1.77),

t

(126)=27.57,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=3.89。不公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.69;

SD

=0.31)顯著高于公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.08,

SD

=0.25),

t

(126)=17.19,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=2.27。以上結(jié)果表明,不公平分配方案操縱有效(被試在不同分配輪次上的不公平感知分?jǐn)?shù)見圖3)。

圖3 被試在不同分配輪次上的不公平感知分?jǐn)?shù)(第5、10 輪為公平分配,其他為不公平分配)

3.2.2 不公平感知及拒絕率

卡方分析表明,兩種實(shí)驗(yàn)條件下男女性別比例無顯著性差異,χ(1,

N

=127)=1.05,

p

=0.306;故后續(xù)分析不再考慮性別因素。對兩種實(shí)驗(yàn)條件下的不公平感知評分進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn),結(jié)果表明,群體共同經(jīng)歷組與獨(dú)自經(jīng)歷組在不公平分配方案上的不公平感知差異顯著,

t

(125)=2.84,

p

=0.005,Cohen’s

d

=0.51。群體共同經(jīng)歷組的不公平感知得分(

M

=7.47,

SD

=1.15)顯著低于獨(dú)自經(jīng)歷不公平組(

M

=8.00,

SD

=0.93)。同樣,對兩種實(shí)驗(yàn)條件下的拒絕率進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn),結(jié)果表明,群體共同經(jīng)歷組的拒絕率(

M

=0.65,

SD

=0.32)低于獨(dú)自經(jīng)歷組(

M

=0.72,

SD

=0.29),但結(jié)果未達(dá)統(tǒng)計顯著性水平,

t

(125)=1.20,

p

=0.19,Cohen’s

d

=0.23。

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2 的結(jié)果表明,即使在“輪流決策”條件下,群體共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,同樣降低了被試的不公平感知。上述結(jié)果表明,群體共同經(jīng)歷條件下依然未出現(xiàn)不公平感知的“反轉(zhuǎn)”。此外,兩種條件下被試對不公平分配方案的拒絕率無顯著性差異。為進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)1 和2 結(jié)果的穩(wěn)定性,實(shí)驗(yàn)3 擬通過招募“成對朋友”來操縱群體成員身份。此外,鑒于前述實(shí)驗(yàn)并未對群體身份進(jìn)行操作性檢驗(yàn),本實(shí)驗(yàn)3 擬對兩種共同經(jīng)歷條件下(“陌生人群體共同經(jīng)歷”和“朋友群體共同經(jīng)歷”)的群體認(rèn)同進(jìn)行測量。

4 實(shí)驗(yàn)3:操縱“成對朋友”考察群體共同經(jīng)歷對不公平感知的影響

4.1 方法

4.1.1 被試

根據(jù)G*Power (Faul et al.,2007)預(yù)先計算樣本量。對于本實(shí)驗(yàn)適用的單因素三水平方差分析,在顯著性水平

α

=0.05 且中等效應(yīng)(

f

=0.25)時,預(yù)測達(dá)到80%的統(tǒng)計力水平所需總樣本量至少為159人。本實(shí)驗(yàn)共招募163 名被試。在“朋友共同經(jīng)歷組”中讓被試邀請他的一名朋友一起來參加實(shí)驗(yàn),共邀請54 名(27 組)被試;在“陌生人共同經(jīng)歷組”中,通過招募互不相識的被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn),同樣邀請54 名(27 組)被試。此外,獨(dú)自經(jīng)歷不公平組招募55名被試。由于“朋友共同經(jīng)歷組”中有一名被試程序出錯,故未納入統(tǒng)計分析。最終162 名被試(男生41 名,女生121 名,平均年齡19.54 ± 1.95 歲)。每名被試在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得15 元報酬和小禮品。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)程序

關(guān)于“獨(dú)自經(jīng)歷”不公平組的操縱同實(shí)驗(yàn)2。在“朋友共同經(jīng)歷組”,被試邀約他/她的一名朋友一起來參加實(shí)驗(yàn)。在實(shí)驗(yàn)過程中,通過實(shí)驗(yàn)程序操縱,該被試與其朋友均被計算機(jī)指定為“接受者”。在“陌生人共同經(jīng)歷組”,兩名互不相識的被試一起來參加實(shí)驗(yàn),并均被計算機(jī)指定為“接受者”。同實(shí)驗(yàn)2,兩種共同經(jīng)歷條件下,兩名“接受者” (朋友或陌生人)輪流為本小組做出決策。獨(dú)自經(jīng)歷組和兩種共同經(jīng)歷組被試共完成相同的14 輪分配(其中2 輪為公平分配,作為filler),具體實(shí)驗(yàn)流程同實(shí)驗(yàn)2。

在每一輪分配方案呈現(xiàn)后,被試需做出“接受”或“拒絕”分配方案的決定,并完成公平感知的測量(同實(shí)驗(yàn)1 和2)。此外,朋友組與陌生人組完成群體認(rèn)同的測量(Bastian et al.,2014),該測量共包括4個條目,如“我覺得我與另外一名接受者是一個群體的”、“我覺得我與另外一名接受者之間是緊密聯(lián)系在一起的”,采用5 點(diǎn)評分(1 代表

完全不同意

,5代表

完全同意

)。最后,向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康?并支付實(shí)驗(yàn)報酬。

4.2 結(jié)果與分析

4.2.1 不公平分配及群體身份操縱的有效性檢驗(yàn)

配對樣本

t

檢驗(yàn)結(jié)果表明,不公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=7.30;

SD

=1.22)顯著高于公平分配條件下的不公平感知分?jǐn)?shù)(

M

=1.62,

SD

=1.06),

t

(161)=45.62,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=3.57。不公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.62;

SD

=0.32)顯著高于公平分配條件下的拒絕率(

M

=0.02,

SD

=0.07),

t

(161)=23.85,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=2.60。以上結(jié)果表明,不公平分配方案操縱有效。如圖4。

圖4 被試在不同分配輪次上的不公平感知分?jǐn)?shù)(第3、6、9、12 輪為公平分配,其他為不公平分配)

首先,將朋友組和陌生人組的群體認(rèn)同分?jǐn)?shù)(

α

=0.73)與量表中值(3=“不確定”)進(jìn)行單樣本

t

檢驗(yàn)。結(jié)果表明,兩種實(shí)驗(yàn)條件下的群體認(rèn)同均分 (

M

=3.97,

SD

=0.60;

M

=3.57,

SD

=0.69)均顯著高于量表中值(

t

(52)=11.79,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=1.61;

t

(53)=6.15,

p

＜ 0.001,Cohen’s

d

=0.82),這一結(jié)果表明,兩種群體共同經(jīng)歷條件下均誘發(fā)了被試的群體認(rèn)同。此外,對朋友組與陌生人組的群體認(rèn)同分?jǐn)?shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn),結(jié)果表明,朋友組顯著高于陌生人組,

t

(105)

=3.19,

p

=0.002,Cohen’s

d

=0.62。

4.2.2 不公平感知及拒絕率

卡方分析表明,3 種實(shí)驗(yàn)條件下男女性別比例無顯著性差異,χ(2,

N

=162)=5.0,

p

=0.082;故后續(xù)分析不再考慮性別因素。對3 種實(shí)驗(yàn)條件下的不公平感知進(jìn)行單因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),朋友共同經(jīng)歷組(

M

=7.03,

SD

=1.18)、陌生人共同經(jīng)歷組(

M

=7.18,

SD

=1.38),以及獨(dú)自經(jīng)歷組(

M

=7.69,

SD

=1.01)差異顯著,

F

(2,159)=4.51,

p

=0.012,η=0.054)。事后比較(LSD)發(fā)現(xiàn),朋友共同經(jīng)歷組與陌生人共同經(jīng)歷組的不公平感知顯著低于獨(dú)自經(jīng)歷不公平組(

p

s ＜ 0.05),而朋友組與陌生人組的不公平感知無顯著差異(

p

=0.51)。單因素方差分析表明,朋友共同經(jīng)歷組(

M

=0.57,

SD

=0.32)和陌生人共同經(jīng)歷組(

M

=0.61,

SD

=0.32)的拒絕率低于獨(dú)自組(

M

=0.67,

SD

=0.31),但3 種實(shí)驗(yàn)條件下的差異未達(dá)到統(tǒng)計顯著性水平,

F

(2,159)=1.19,

p

=0.28,η

=0.016。

4.3 討論

本實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明：首先,兩種群體共同經(jīng)歷(“朋友共同經(jīng)歷”和“陌生人共同經(jīng)歷”)不公平條件下,相比個體獨(dú)自經(jīng)歷不公平,降低了個體的不公平感知。其次,關(guān)于群體認(rèn)同的操作性檢驗(yàn)表明,兩種群體共同經(jīng)歷條件下均誘發(fā)了群體成員身份,且“朋友群體”相比“陌生人群體”誘發(fā)了更強(qiáng)的群體成員身份。盡管如此,本實(shí)驗(yàn)結(jié)果仍然與實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2 的結(jié)果相一致,符合“參照點(diǎn)轉(zhuǎn)變”的觀點(diǎn)(支持假設(shè)1),而不支持競爭性假設(shè)(假設(shè)2)。此外,同實(shí)驗(yàn)2,兩種群體共同經(jīng)歷與獨(dú)自經(jīng)歷條件下,被試對不公平分配方案的拒絕率無顯著性差異。

5 綜合討論

近年來,越來越多的研究關(guān)注社會情境因素對個體不公平感知及行為的影響(周曉林 等,2015;Ding et al.,2017;Sawaoka et al.,2015;Wu et al.,2012),而不是將社會情境因素作為冗余變量加以排除或控制。將不公平現(xiàn)象納入社會情境中進(jìn)行考察,有利于提升研究結(jié)果的生態(tài)效度。以往研究涉及的社會情境因素包括初始財富、社會距離、社會等級、權(quán)力等,而本研究著重考察了一種獨(dú)特的、但非常普遍的社會情境因素——群體共同經(jīng)歷——對個體不公平感知的影響。3 項(xiàng)實(shí)驗(yàn)采用改編的三人最后通牒博弈,通過多種方式,如共同命運(yùn)(實(shí)驗(yàn)1)、輪流決策(實(shí)驗(yàn)2)、招募成對朋友被試(實(shí)驗(yàn)3),來凸顯群體身份。研究結(jié)果一致表明,群體共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,均顯著降低了個體的不公平感知。本研究結(jié)果豐富和擴(kuò)展了關(guān)于社會情境因素如何影響個體不公平感知的研究。

此外,共同經(jīng)歷如何影響個體的感知、情緒及行為是近年來研究者關(guān)注的熱點(diǎn)問題。例如,Gao等人(2020)發(fā)現(xiàn),共同經(jīng)歷社會排斥,相比獨(dú)自經(jīng)歷社會排斥,會增強(qiáng)個體之間的社會聯(lián)結(jié)。Miao 等人(2020)發(fā)現(xiàn),共同經(jīng)歷社會排斥,相比獨(dú)自經(jīng)歷社會排斥,增加了個體之間的合作行為。苗曉燕等人(2021)發(fā)現(xiàn),共同經(jīng)歷相同負(fù)性情緒事件(如考試失敗)的個體之間,相比獨(dú)自經(jīng)歷負(fù)性情緒事件和共同經(jīng)歷不同負(fù)性情緒事件(如一個考試失敗,一個失戀)的個體之間,合作行為及傾向更高。沈林林等人(2020)首先將共同經(jīng)歷的研究擴(kuò)展到公平研究領(lǐng)域,而本研究則在此基礎(chǔ)上,進(jìn)一步將“個體層面”的不公平經(jīng)歷擴(kuò)展到“群體層面”,因而擴(kuò)展和深化了關(guān)于共同經(jīng)歷這一重要社會情境因素的研究。

本研究發(fā)現(xiàn),群體共同經(jīng)歷不公平,相比個體獨(dú)自經(jīng)歷不公平,降低了個體的不公平感知;且無論是通過共同命運(yùn)、輪流決策還是招募成對朋友來操縱和凸顯群體成員身份,均未出現(xiàn)結(jié)果的“反轉(zhuǎn)”。本研究結(jié)果與沈林林等人(2020)的結(jié)果相一致,符合“參照點(diǎn)改變”觀點(diǎn)的預(yù)測。雖然本研究并未直接考察群體共同經(jīng)歷過程中被試“參照點(diǎn)改變”的認(rèn)知過程,但沈林林等人(2020)的眼動實(shí)驗(yàn)(實(shí)驗(yàn)3)的結(jié)果則為此提供了借鑒。該研究采用能夠反映被試對不同信息關(guān)注程度的眼動指標(biāo),如注視時間(dwell time)、注視次數(shù)(fixation count)以及眼跳次數(shù)(saccades),來考察個體共同經(jīng)歷條件下的認(rèn)知過程。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在存在共同經(jīng)歷者的條件下,被試不僅關(guān)注分配者的收益,而且也非常關(guān)注“共同經(jīng)歷者”的收益。不僅如此,統(tǒng)計分析表明,個體對共同經(jīng)歷者收益的關(guān)注程度越高,其不公平感知越低。上述結(jié)果支持“參照點(diǎn)改變”的觀點(diǎn)。需要指出的是,與沈林林等人(2020)實(shí)驗(yàn)操作一致,在公平感知判斷的過程中,本研究并未直接或外顯地要求被試將自身收益與分配者,亦或共同經(jīng)歷者進(jìn)行比較。因此,上述社會比較過程是一種自動化的、自發(fā)產(chǎn)生的過程(e.g.,Wolff et al.,2020)。與此相應(yīng)的,正如有研究者指出的,群體成員身份可能是作為一種“框架(frame)”,在不經(jīng)意間影響了個體的人際比較過程(Leach &Smith,2006;Leach &Vliek,2008;Stapel &Blanton,2004)。

本研究結(jié)果與Zheng 等人(2015)的研究相一致,該研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)個體在最后通牒博弈任務(wù)中遭受不公平分配,但同時關(guān)注到“他人” (另一對博弈任務(wù)中的“接受者”)也同樣遭受了不公平分配時,其不公平感知更低。本研究結(jié)果也與以往研究關(guān)于共同經(jīng)歷負(fù)性情緒事件降低個體情緒的結(jié)果相一致。例如,Jakobs 等人(1997)讓被試閱讀能誘發(fā)不同情緒(例如愉悅、悲傷、焦慮和憤怒)的故事腳本。在這些故事腳本中,一種條件下,主人公獨(dú)自經(jīng)歷這些情緒事件(例如,自己申請一項(xiàng)工作被拒);另外一些條件下,有另一他人(朋友或者陌生人)作為觀察者(例如,自己申請工作被拒,此時有朋友在場)或共同經(jīng)歷者(例如,朋友也申請這項(xiàng)工作,也同樣被拒)。結(jié)果表明,在有朋友或陌生人作為共同經(jīng)歷者的條件下,相比獨(dú)自經(jīng)歷,以及有朋友或陌生人作為觀察者的條件下,被試報告了更少的挫敗感或憤怒情緒。這一結(jié)果也可能是由于“共同經(jīng)歷者”的存在,為被試提供了新的參照點(diǎn),從而降低了個體的情緒感受。

然而,本研究結(jié)果卻與不公平領(lǐng)域的其他部分研究結(jié)果不盡一致。有些研究(王益文 等,2014;Dover et al.,2015;McAuliffe &Dunham,2016)發(fā)現(xiàn),誘發(fā)被試的群體身份會導(dǎo)致個體更高的不公平感知,以及對不公平分配更低的接受率。導(dǎo)致本研究結(jié)果與上述研究結(jié)果不一致的原因是否是由于本研究中的實(shí)驗(yàn)設(shè)計未能成功誘發(fā)群體成員身份所致呢？事實(shí)可能并非如此。首先,以往研究表明,共同命運(yùn)(payoff commonality) (Charness et al.,2007;Sutter,2009)和輪流為群體做決策(Sutter,2009;Sutter &Strassmair,2009)均能有效地誘發(fā)群體成員身份,且其效果比最簡群體范式更強(qiáng)。其次,本研究實(shí)驗(yàn)3 通過對朋友群體和陌生人群體的“群體認(rèn)同”程度進(jìn)行測量,結(jié)果表明,兩種實(shí)驗(yàn)條件下被試的“群體認(rèn)同”評分均顯著高于量表中值(

p

s ＜ 0.001)。這一結(jié)果意味著,兩種實(shí)驗(yàn)條件下被試均產(chǎn)生了群體認(rèn)同(值得一提的是,雖然實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2 并未測量被試的群體認(rèn)同,但實(shí)驗(yàn)3 中的“陌生人群體”與實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2 中的群體操縱大體一致,這也在一定程度上證明了實(shí)驗(yàn)1 和2 對群體身份操縱的有效性);此外,在實(shí)驗(yàn)3 中,相比“陌生人群體”,“朋友群體”產(chǎn)生了顯著更高的群體認(rèn)同,但兩種條件下的不公平感知卻仍無顯著性差異。這一結(jié)果意味著,本研究結(jié)果與以往研究結(jié)果不一致并非是由于本研究中“群體成員身份”操縱的問題。那么,是什么原因?qū)е卤狙芯拷Y(jié)果與以往研究結(jié)果不一致呢？我們認(rèn)為,其可能的原因在于群體共同經(jīng)歷條件下所產(chǎn)生的“內(nèi)群體參照”抵消了或淹沒了“群體成員身份”的效應(yīng),進(jìn)而導(dǎo)致個體不公平感知的降低。近期的一項(xiàng)研究表明,群體成員身份的作用有可能被其他因素所干擾或淹沒(Stagnaro et al.,2018)。具體而言,Stagnaro 等人(2018)發(fā)現(xiàn),在獨(dú)裁者博弈中被試表現(xiàn)出內(nèi)群體偏好,但在最后通牒博弈中這種內(nèi)群體偏好則消失了。作者解釋,這是因?yàn)楫?dāng)被試考慮到對方有可能拒絕自己的不公平分配(該種情況只存在于最后通牒博弈任務(wù)中,而不存在于獨(dú)裁者博弈任務(wù)中)時,出于維護(hù)自我利益的考慮,他們面對外群體成員時也不得不表現(xiàn)得相對公平。換言之,對自我利益的關(guān)注掩蓋了群體身份的作用。

值得注意的是,3 項(xiàng)實(shí)驗(yàn)雖然在不公平感知上獲得了非常一致的結(jié)果,然而在對不公平分配方案的拒絕率上的結(jié)果則不穩(wěn)定。具體而言,實(shí)驗(yàn)1 的結(jié)果表明,共同經(jīng)歷不公平,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,顯著降低了個體對不公平分配方案的拒絕率;實(shí)驗(yàn)2 和3 發(fā)現(xiàn)了相似的趨勢,但統(tǒng)計結(jié)果并不顯著。事實(shí)上,在不公平感知和拒絕率上存在差異是可以理解的。具體而言,即使被試覺得不公平(即報告了更高的不公平感知),但未必會體現(xiàn)在具體行為上(即拒絕不公平分配),這是因?yàn)楸磉_(dá)“是否公平”是無須付出代價的,但拒絕不公平的分配則需要付出代價,尤其是這種代價會牽涉到其他內(nèi)群體成員?？赡苷怯捎谶@種“認(rèn)知”和“行為”后果的不同,導(dǎo)致了個體在與其他群體成員共同經(jīng)歷不公平時存在不公平感知和行為上的差異。近期的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn),在兒童身上存在著對不公平分配的認(rèn)知和行為的不一致(Smith et al.,2013)。具體而言,該研究表明,3 歲兒童雖然懂得“應(yīng)該(I Should)”與他人進(jìn)行公平分配(已經(jīng)具備公平觀念),但其實(shí)際的分享行為并非如此(“I Won’t”)。后續(xù)研究可以進(jìn)一步考察,群體共同經(jīng)歷不公平時個體的認(rèn)知(例如不公平感知、歧視知覺)、情緒和行為(拒絕與懲罰)的分離現(xiàn)象。

不可否認(rèn),本研究尚存在一些不足：首先,雖然3 項(xiàng)實(shí)驗(yàn)中每一種實(shí)驗(yàn)條件下男女被試的比例無顯著性差異,這在一定程度上平衡了性別因素對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響;然而,由于本研究是隨機(jī)招募被試,在實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)3 中存在總體性別失衡的現(xiàn)象,即整個實(shí)驗(yàn)中女性被試明顯多于男性被試,這可能會在一定程度影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果的可推廣性。與此相關(guān)的一個問題是,3 項(xiàng)實(shí)驗(yàn)中參與者(如獨(dú)自經(jīng)歷條件中的分錢者和接受者,共同經(jīng)歷條件中的分錢者、被試及另一名共同經(jīng)歷者)的性別是隨機(jī)匹配的。由于樣本量的限制,本研究無法分析不同類型的性別匹配模式對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。未來研究可以考慮在更好地平衡性別因素,或控制參與者性別匹配模式的條件下對本研究結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。其次,本研究僅考察群體成員身份對不公平感知的影響,而未考察群體互動過程(如群體討論)。關(guān)于群體互動過程的研究表明,群體間(intergroup)比個體間(interindividual)更具競爭性和攻擊性(Insko et al.,1998;Jaffe &Yinon,1979;Meier &Hinsz,2004;Meier et al.,2007;Wildschut et al.,2007),即表現(xiàn)出個體間與群體間的“非連續(xù)性效應(yīng)(discontinuity effect)”。例如,Meier和Hinsz (2004)系統(tǒng)比較了群體間(intergroup)、個體間(interindividual)、個體對群體(individual-to-group),以及群體對個體(group-to-individual)四種互動情境下的攻擊行為(給對方吃辣椒醬)。結(jié)果表明,相對于個體而言,群體給對方分配了更多的辣椒醬,也收到了更多對方分配的辣椒醬。經(jīng)過群體討論與交流之后,群體共同經(jīng)歷不公平是否仍然會降低個體的不公平感知呢？這一問題值得未來研究進(jìn)一步探討。最后,現(xiàn)實(shí)生活中存在兩種不公平：一種被稱為優(yōu)勢不公平(advantageous inequity),指相對他人而言,自己獲得更多;另一種被稱為劣勢不公平(disadvantageous inequity),指相對他人而言,自己獲得更少。以往研究發(fā)現(xiàn),無論是優(yōu)勢不公平還是劣勢不公平,人們都存在不公平厭惡(inequity aversion)的傾向(Biella &Sacchi,2018)。本研究僅考察了群體共同經(jīng)歷劣勢不公平的情況,而未考察群體共同經(jīng)歷優(yōu)勢不公平的情況。當(dāng)群體共同經(jīng)歷優(yōu)勢不公平,相對獨(dú)自經(jīng)歷優(yōu)勢不公平,是增強(qiáng)還是降低人們的不公平感知呢？這一問題也值得未來進(jìn)一步探討。

“聞有國有家者,不患寡而患不均,不患貧而患不安……”《論語·季民第十六》中的這一警世名言,強(qiáng)調(diào)了公平公正對于國家治理的重要性。組織公平感也是管理心理學(xué)關(guān)心的重要問題(劉亞 等,2003)。本研究結(jié)果表明,相比獨(dú)自經(jīng)歷不公平,在群體中與他人共同經(jīng)歷不公平降低了個體的不公平感知。這一結(jié)果啟示,在國家政策制定或組織管理中需優(yōu)先考慮公平;在無法確保完全公平的條件下,從降低個體不公平感知的角度而言,需盡可能避免對某些個體或某類群體獨(dú)自實(shí)施不公平政策。

致謝：

非常感謝編委老師及匿名審稿專家對本文提出建設(shè)性修改意見！感謝程雪巖、謝鴻蔚、王年馨、王權(quán)、王佳雯、張琪、楊哲軒等同學(xué)在數(shù)據(jù)收集過程中提供的幫助。