耿曉偉 劉 丹 牛燕華

(魯東大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院,山東 煙臺 264011)

1 引言

人們在決策之前,通常會對決策結(jié)果帶來的情感進(jìn)行預(yù)測。大多數(shù)決策是建立在人們對決策結(jié)果的情感預(yù)測上。情感預(yù)測(affective forecasting)指的是個(gè)體對未來事件情感反應(yīng)的預(yù)測(Wilson &Gilbert,2003)。如果人們預(yù)期某個(gè)備選項(xiàng)帶來的情感越積極,越可能接受該備選項(xiàng),反之,則會拒絕該備選項(xiàng)。研究表明,人們經(jīng)常會高估未來事件對其情感的影響,這被稱為影響偏差(Morewedge &Buechel,2013;Wilson &Gilbert,2003)。

1.1 情感預(yù)測影響偏差的干預(yù)

自從Gilbert 等人提出影響偏差以來(Gilbert,Pinel,Wilson,Blumberg,&Wheatley,1998),眾多研究考察了影響偏差的來源。研究者們根據(jù)影響偏差的不同來源,對影響偏差的干預(yù)提出了不同的方法。

早期研究發(fā)現(xiàn)聚焦錯(cuò)覺(focalism)和免疫忽視(immune neglect)是導(dǎo)致情感預(yù)測影響偏差的主要來源。聚焦錯(cuò)覺即在情感預(yù)測時(shí)只關(guān)注中心事件的影響力,而忽視了與之伴隨的偶然事件的影響。免疫忽視即在情感預(yù)測時(shí)未能考慮人們會適應(yīng)將來的事件(Gilbert et al.,1998;Wilson,Wheatley,Meyers,Gilbert,&Axsom,2000;耿曉偉,姜宏藝,2017;梁哲,李紓,李巖梅,劉長江,2007)?；诖?研究者提出去焦點(diǎn)化訓(xùn)練(defocusing exercise)(Ubel et al.,2001;Wilson et al.,2000)和適應(yīng)訓(xùn)練(adaptation exercise) (Ubel,Loewenstein,&Jepson,2005)。去焦點(diǎn)化訓(xùn)練中讓被試詳細(xì)報(bào)告所預(yù)測的事件發(fā)生后的生活體驗(yàn),哪些會發(fā)生變化,哪些又會保持不變,借此來分散聚焦錯(cuò)覺。例如,Wilsosn等人(2000)的研究中要求球迷對比賽贏或者輸之后的情感進(jìn)行預(yù)測,一組進(jìn)行去焦點(diǎn)化訓(xùn)練,即在預(yù)測前寫日記,寫出比賽結(jié)束后第二天和第三天都從事什么具體活動(例如吃飯,跟朋友社交,上課等),每項(xiàng)活動占多少時(shí)間等,另外一組作為控制組,不寫日記。結(jié)果發(fā)現(xiàn),與控制組相比,寫日記組對比賽贏或者輸后的情感預(yù)測更適中,情感預(yù)測更準(zhǔn)確。適應(yīng)訓(xùn)練則主要讓被試回想以前類似的經(jīng)歷帶來的感受隨時(shí)間是如何變化的,以此來提醒人們對生活事件的適應(yīng)性(耿曉偉,張峰,2015)。

后來,Gilbert 和Wilson (2007,2009)從心理模擬的視角解釋了影響偏差的來源。該觀點(diǎn)認(rèn)為人們在情感預(yù)測時(shí),首先對未來的事件進(jìn)行心理模擬(previews),接著會產(chǎn)生一種情感反應(yīng)(premotions),然后再以此為基礎(chǔ)預(yù)測未來的情緒反應(yīng)(predictions)。只有當(dāng)模擬的內(nèi)容和模擬時(shí)的情境與事件真正發(fā)生時(shí)的內(nèi)容和情境都保持一致的時(shí)候,模擬時(shí)產(chǎn)生的情緒才會準(zhǔn)確預(yù)測真實(shí)的情緒,否則就會產(chǎn)生情感預(yù)測偏差。據(jù)此,可以通過減少對未來事件心理模擬的依賴來減少偏差,例如,有研究者提出代理人(surrogation)策略,人們不依靠自己關(guān)于未來事件的心理模擬進(jìn)行情感預(yù)測,而是根據(jù)有過同樣經(jīng)歷的其他人的報(bào)告進(jìn)行預(yù)測。研究發(fā)現(xiàn),代理人策略可以有效地提升情感預(yù)測準(zhǔn)確性(Eggleston,Wilson,Lee,&Gilbert,2015)。除此之外,研究者考察了正念訓(xùn)練是否可以通過提升人們對情緒的理解和覺察,提高心理模擬的準(zhǔn)確性,提升情感預(yù)測準(zhǔn)確性。研究發(fā)現(xiàn)特質(zhì)性正念高的人更準(zhǔn)確地預(yù)測了對未來事件的情感,影響偏差更小,情感預(yù)測強(qiáng)度也更不極端(Emanuel,Updegraff,Kalmbach,&Ciesla,2010;Kong,2015)。Hong,Lishner,Vogels 和Ebert (2016)進(jìn)一步通過現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)考察了正念訓(xùn)練對情感預(yù)測偏差的作用,結(jié)果發(fā)現(xiàn),正念干預(yù)的被試比控制組更準(zhǔn)確地預(yù)測了對得知考試成績后的消極情感,說明正念干預(yù)可以提高情感預(yù)測的準(zhǔn)確性。

情緒自陳報(bào)告的可獲得性模型(accessibility model of emotional self-report) (Robinson &Clore,2002)從信息獲得性的角度分析了不同類型的情緒報(bào)告所依賴的信息,認(rèn)為當(dāng)人們對未來事件帶來的情感進(jìn)行預(yù)測時(shí),由于無法獲得任何具體的情景記憶信息,會直覺地基于已有的信念進(jìn)行情感預(yù)測。消費(fèi)者決策的研究也表明,消費(fèi)者通常根據(jù)已有的常識和信念對產(chǎn)品可能帶來的情感進(jìn)行預(yù)測(徐菁,蔣多,2009;Schwarz &Xu,2011)。人們對未來事件的情感預(yù)測基于常識和信念,而實(shí)際情感體驗(yàn)則基于即時(shí)的情緒,二者所依賴的信息是不同的。信念往往是抽象的,而實(shí)際情緒體驗(yàn)卻會受到與預(yù)測事件無關(guān)的其他事件的影響,因此,情感預(yù)測往往會出現(xiàn)偏差。那么,對信念進(jìn)行干預(yù)是否會降低情感預(yù)測偏差呢？

以往研究幾乎沒有從對直覺信念干預(yù)的角度出發(fā)考察情感預(yù)測影響偏差。雙系統(tǒng)理論認(rèn)為人的決策存在兩種系統(tǒng)——基于直覺的啟發(fā)式系統(tǒng)(系統(tǒng)1)和基于推理的分析系統(tǒng)(系統(tǒng)2) (Kahneman,2003;孫彥,李紓,殷曉莉,2007)。直覺系統(tǒng)依賴于快速、自動、并行加工過程,加工速度快,幾乎不占用心理資源。分析系統(tǒng)則更多地依賴于理性,串行加工過程,加工速度慢,占用較多的心理資源,非模塊化。與直覺系統(tǒng)比較而言,分析系統(tǒng)不容易受背景相似性、刻板印象的干擾,主要基于規(guī)則進(jìn)行,其加工過程和結(jié)果都可以被意識到(Evans,2008;Kahneman,2003)。在兩個(gè)系統(tǒng)的競爭中,往往啟發(fā)式系統(tǒng)會獲勝,這就是決策時(shí)產(chǎn)生非理性偏差的根源(Evans,2003)。然而,啟動分析思維之后,系統(tǒng)2 會覆蓋系統(tǒng)1 (Evans,2008;Kahneman,2003)。因此,本研究擬解決的問題是：分析系統(tǒng)是否可以干預(yù)直覺信念,進(jìn)而降低情感預(yù)測的影響偏差？

1.2 分析思維與影響偏差

以往研究認(rèn)為直覺思維即系統(tǒng)1,分析思維即系統(tǒng)2(Gervais &Norenzayan 2012)。研究表明,分析思維啟動可以削弱信念的影響,例如分析思維可以削弱宗教信仰(religious disbelief) (Gervais &Norenzayan,2012;Stagnaro,Ross,Pennycook,&Rand,2019),削弱對反無神論者的偏見(Yilmaz,Karad?ller,&Sofuoglu,2016;Franks &Scherr,2017),以及削弱共謀理論信念(Swami,Voracek,Stieger,Tran,&Furnham,2014)等。

根據(jù)情緒自我報(bào)告的可得性模型(Robinson &Clore,2002),人們直覺地基于已有的常識和信念進(jìn)行情感預(yù)測。當(dāng)啟動分析思維之后,系統(tǒng)2 的作用會覆蓋系統(tǒng)1(Evans,2008),從而削弱基于信念的直覺加工。因此,當(dāng)人們對未來事件帶來的情感進(jìn)行預(yù)測時(shí),啟動分析思維會削弱信念對情感預(yù)測的影響,降低情感預(yù)測的強(qiáng)度。情感預(yù)測強(qiáng)度降低會進(jìn)一步降低影響偏差,提高情感預(yù)測的準(zhǔn)確性(Wilson et al.,2000;Eggleston et al.,2015;Hong et al.,2016;Hoerger,Quirk,Lucas,&Carr,2010)。例如,Wilson 等人(2000)發(fā)現(xiàn),去焦點(diǎn)干預(yù)組對比賽贏或者輸后的情感預(yù)測強(qiáng)度更適中,情感預(yù)測更準(zhǔn)確,影響偏差更小。Emanuel 等人(2010)發(fā)現(xiàn)特質(zhì)性正念高的人情感預(yù)測強(qiáng)度更不極端,影響偏差更小。據(jù)此,我們認(rèn)為啟動分析思維會削弱信念對情感預(yù)測的影響,降低情感預(yù)測強(qiáng)度,從而降低情感預(yù)測的影響偏差。綜上,我們提出以下假設(shè)：分析思維會降低情感預(yù)測強(qiáng)度,進(jìn)而降低影響偏差。

為了對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn),本文包含3 個(gè)實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)1(采用圖片啟動)和實(shí)驗(yàn)2(采用語言流暢性任務(wù))考察了分析思維對情感預(yù)測影響偏差的影響,并分析了情感預(yù)測程度的中介作用。實(shí)驗(yàn)3 在現(xiàn)場中以真實(shí)的決策(生育二孩)為例,考察了分析思維啟動對情感預(yù)測的影響。

2 實(shí)驗(yàn)1：最后通牒游戲任務(wù)

實(shí)驗(yàn)1 采用圖片法啟動分析思維,為了檢驗(yàn)采用圖片啟動分析思維是否有效,首先進(jìn)行了預(yù)實(shí)驗(yàn)。

2.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)：圖片啟動分析思維的有效性檢驗(yàn)

2.1.1 被試

從某大學(xué)招募64 名在校大學(xué)生,其中男生10人,女生54 人,平均年齡18.08 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為3.87歲,矯正視力均正常。啟動分析組34 人,控制組30人。根據(jù)G*Power 3.1 (Faul,Erdfelder,Lang,&Buchner,2007)的計(jì)算,根據(jù)以往研究設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 -

β

=0.80,雙側(cè)檢驗(yàn)

α

=0.05,效應(yīng)量

d

=0.8 的前提下,進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)需要的被試量為52。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

根據(jù)Gervais 等人(2012)的研究,采用法國雕塑家羅丹的經(jīng)典作品“思考者”圖片來啟動分析思維。我們共選取了從不同角度拍攝的“思考者”圖片4 張,每張圖片呈現(xiàn)時(shí)間為3000 ms。要求被試仔細(xì)觀看,并回答問題。為了保證被試認(rèn)真觀看圖片,在被試觀看圖片后,要求其回答兩個(gè)題目,具體題目如下：第一,圖中的雕塑是左手撐著臉還是右手;第二,圖中的雕塑的面部表情是怎樣的。控制組條件下則要求被試觀看4 張幾何圖片。

通過認(rèn)知反應(yīng)測試(Cognitive Reflection Test)(Frederick,2005)來測量分析思維。在CRT 任務(wù)中直覺做出的答案是錯(cuò)誤的,只有當(dāng)分析思維壓倒直覺思維的時(shí)候,答案才會是正確的,因此CRT 的成績可以用來代表分析思維。我們選擇了其中兩道題目：(1)一個(gè)球和一個(gè)球拍一共花費(fèi)11 元,一個(gè)球拍比一個(gè)球多花 10 元,那么請問一個(gè)球多少錢呢？(2)如果5 臺機(jī)器5 分鐘制作5 個(gè)小部件,100臺機(jī)器制作100 個(gè)小部件需要多長時(shí)間？答對計(jì)1分,答錯(cuò)計(jì)0 分,得分范圍在0～2 之間。以往研究表明,這個(gè)任務(wù)可以有效地測量分析思維(Gervais&Norenzayan,2012;Yilmaz et al.,2016;Stagnaro et al.,2019)。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)全部在電腦上由E-prime 呈現(xiàn),主試和被試一對一進(jìn)行。被試被隨機(jī)分配到分析思維組或者控制組,看完圖片之后進(jìn)行認(rèn)知反應(yīng)測試。

2.1.4 結(jié)果分析

獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)表明,圖片啟動組的被試(

M

=1.56,

SD

=0.50)比控制組的被試(

M

=1.00,

SD

=0.83)在認(rèn)知反應(yīng)測試中成績更高,

t

(62)=3.30,

p

=0.002,95%置信區(qū)間[0.22,0.90],

d

=0.82。這說明思想者圖片能夠有效地啟動分析思維。

2.2 正式實(shí)驗(yàn)

2.2.1 被試

從某大學(xué)共招募到240 名大學(xué)生,其中男生92名,女生148 名。平均年齡21.96 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為1.73歲。啟動分析思維組和控制組各 120 人。根據(jù)G*Power 3.1 (Faul et al.,2007)的計(jì)算,根據(jù)以往研究設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 -

β

=0.80,

α

=0.05,中等程度的效應(yīng)量

f

=0.25 的前提下,雙因素被試間方差分析檢驗(yàn)需要的被試量為158。本研究中,男生(

M

=0.79,

SD

=0.91)和女生(

M

=0.72,

SD

=0.61)的影響偏差不存在顯著差異,

t

(238)=0.71,

p

=0.48,95%置信區(qū)間[-0.12,0.40]。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)采用2(啟動分析思維、控制組) × 2(接受條件、拒絕條件)的被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。自變量是分析思維和接受/拒絕條件。(1)啟動組給被試呈現(xiàn)4張“思考者”圖片,控制組則給被試呈現(xiàn)幾何圖片,具體材料和呈現(xiàn)方式同預(yù)實(shí)驗(yàn)。(2)接受條件/拒絕條件。在最后通牒游戲中,要求被試分配100 元人民幣給被試自己和另一名被試,由被試先提出一個(gè)分配方案,而且只有一次提出的機(jī)會,如果對方同意了被試的方案,那么就會按照被試提出的方案進(jìn)行分配;如果對方拒絕了被試的方案,那么被試與對方均得不到任何獎勵(lì)(張?jiān)i,2005)。實(shí)際上,主試隨機(jī)給予被試接受或者拒絕的反饋。

因變量是情感預(yù)測和情感體驗(yàn)。借鑒Gilbert等人(1998)的做法,采用自編情感評定問卷,要求被試先預(yù)測在最后通牒游戲中提議被對方接受或者拒絕后體驗(yàn)到的情感(高興、開心、快樂)如何,采用5 點(diǎn)量表,1 代表非常不高興/不開心/不快樂;5 代表非常高興/開心/快樂,得分越高表示積極情感越強(qiáng)烈,得分越低則表示消極情感越強(qiáng)烈。在得知對方接受或者拒絕之后,被試再評價(jià)真實(shí)體驗(yàn)到的情感如何,情感體驗(yàn)問卷與情感預(yù)測問卷相同。本研究中,情感預(yù)測問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.91,情感體驗(yàn)問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.96。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)程序

首先向被試介紹最后通牒游戲規(guī)則,然后要求被試預(yù)測分配方案被接受或被拒絕后的情感。在進(jìn)行情感預(yù)測之前給實(shí)驗(yàn)組的被試呈現(xiàn)“思想者”的圖片,控制組的被試則呈現(xiàn)“幾何”圖形。最后,實(shí)驗(yàn)者給被試隨機(jī)反饋為接受或者拒絕,并要求被試評價(jià)此時(shí)的情感體驗(yàn)。接受條件下,只采用接受條件的情感預(yù)測減去接受條件的情感體驗(yàn)作為影響偏差;拒絕條件下,只采用拒絕條件的情感預(yù)測減去拒絕條件的情感體驗(yàn)作為影響偏差。

2.2.4 結(jié)果分析

(1) 分析思維對拒絕和接受條件下情感預(yù)測的影響

2(啟動分析思維、控制組) × 2(接受條件、拒絕條件)被試間方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),啟動分析思維主效應(yīng)顯著,

F

(1,239)=10.18,

p

=0.002,偏η=0.04;接受或拒絕方案主效應(yīng)顯著,

F

(1,239)=554.34,

p

=0.001,偏η=0.70;接受條件下的情感預(yù)測(

M

=4.33,

SD

=0.71)顯著高于拒絕條件下的情感預(yù)測(

M

=2.15,

SD

=0.85),

t

(238)=21.71,

p

=0.001,95%置信區(qū)間[1.99,2.39];二者交互作用顯著,

F

(1,239)=43.58,

p

=0.001,偏η=0.16。進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn),在接受條件下,啟動分析思維的被試(

M

=4.19,

SD

=0.81)比不啟動分析思維的被試(

M

=4.50,

SD

=0.55)預(yù)測更少的積極情感,

t

(126)=2.54,

p

=0.012,

d

=0.45,95%置信區(qū)間[0.07,0.56];在拒絕條件下,啟動分析思維的被試(

M

=2.63,

SD

=0.70)比不啟動分析思維的被試(

M

=1.73,

SD

=0.74),預(yù)測更少的消極情感,

t

(110)=-6.57,

p

=0.001,

d

=-1.25,95%置信區(qū)間[-1.17,-0.63]。

(2) 分析思維對拒絕和接受條件下情感預(yù)測偏差的影響

為了進(jìn)一步考察分析思維對情感預(yù)測影響偏差的影響,我們將預(yù)測情感與情感體驗(yàn)的均值之差的絕對值作為情感預(yù)測影響偏差,然后考察了分析思維對接受/拒絕條件下情感預(yù)測影響偏差的影響。2(啟動分析思維、控制組) × 2(接受條件、拒絕條件)被試間方差分析結(jié)果顯示,啟動分析思維與否主效應(yīng)顯著,

F

(1,236)=111.11,

p

=0.001,啟動分析思維組(

M

=0.34,

SD

=0.44)比控制組(

M

控制=1.15,

SD

=0.75)的情感預(yù)測偏差顯著降低;接受方案與否主效應(yīng)顯著,

F

(1,236)=34.49,

p

=0.001,拒絕條件下的情感預(yù)測偏差(

M

=1.01,

SD

=0.83)顯著高于接受條件(

M

=0.51,

SD

=0.55);二者交互作用不顯著,

F

(1,236)=0.91,

p

=0.34 (圖1)。不管提議的分配方案被接受或者被拒絕,啟動分析思維組比控制組的情感預(yù)測強(qiáng)度都更低,影響偏差更小。

圖1 接受/拒絕條件下啟動分析思維對情感預(yù)測影響偏差的影響

(3) 情感預(yù)測在分析思維啟動降低影響偏差中的中介作用分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)情感預(yù)測是否在分析思維啟動降低影響偏差中起中介作用,根據(jù)Hayes (2013),采用Bootstrap 的方法,選擇模型4,結(jié)果顯示：(1)接受條件下,情感預(yù)測的中介作用顯著,間接效應(yīng)大小為-0.09,95%置信區(qū)間[-0.19,-0.03]不包含0(圖2),說明情感預(yù)測中介了啟動分析思維對接受條件下影響偏差的影響;(2)在拒絕條件下,情感預(yù)測的中介作用也顯著,間接效應(yīng)大小為0.77,95%置信區(qū)間[0.46,1.21]不包含0 (圖3),說明情感預(yù)測中介了啟動分析思維對拒絕條件下影響偏差的影響。

圖2 接受條件下情感預(yù)測強(qiáng)度在啟動分析思維對影響偏差影響中的中介作用

圖3 拒絕條件下情感預(yù)測強(qiáng)度在啟動分析思維對影響偏差影響中的中介作用

另外,我們分別對接受和拒絕條件下的情感體驗(yàn)進(jìn)行了中介作用分析。根據(jù)Hayes (2013),采用Bootstrap 的方法,選擇模型4,結(jié)果顯示：(1)接受條件下,情感體驗(yàn)的中介作用不顯著,間接效應(yīng)大小為-0.09,95%置信區(qū)間[-0.20,0.03]包含0,說明情感體驗(yàn)沒有中介啟動分析思維對接受條件下影響偏差的影響;(2)在拒絕條件下,情感體驗(yàn)的中介作用也不顯著,間接效應(yīng)大小為0.26,95%置信區(qū)間[-0.03,0.60]包含0,說明情感體驗(yàn)沒有中介啟動分析思維對拒絕條件下影響偏差的影響。

2.2.5 討論

實(shí)驗(yàn)1 發(fā)現(xiàn),不管提議的分配方案被接受或者被拒絕,啟動分析思維組比控制組的情感預(yù)測強(qiáng)度都更低,影響偏差更小,支持了研究假設(shè)。這說明啟動分析思維能降低情感預(yù)測強(qiáng)度,降低影響偏差。另外,中介作用分析表明,情感預(yù)測在分析思維啟動降低影響偏差中起中介作用,情感體驗(yàn)在分析思維啟動降低影響偏差中不起中介作用,說明啟動分析思維通過降低情感預(yù)測的中介作用進(jìn)而降低了影響偏差。實(shí)驗(yàn)2 采用不同的啟動方法進(jìn)一步檢驗(yàn)分析思維啟動對影響偏差的影響。

3 實(shí)驗(yàn)2：記憶測驗(yàn)任務(wù)

實(shí)驗(yàn)2 采用語言流暢性任務(wù)啟動分析思維,首先通過預(yù)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)語言流暢性任務(wù)是否可以有效地啟動分析思維。

3.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)：語言流暢性任務(wù)啟動分析思維的有效性檢驗(yàn)

3.1.1 被試

從某大學(xué)招募55 名在校大學(xué)生,其中男生5人,女生50 人,平均年齡20.05 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為1.01歲,矯正視力均正常。分析思維啟動組28 人,控制組27 人。根據(jù)G*Power 3.1 (Faul et al.,2007)的計(jì)算,在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 -

β

=0.80,雙側(cè)檢驗(yàn)

ɑ

=0.05,效應(yīng)量

d

=0.8 的前提下,進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)需要的被試量為52。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

借鑒Gervais 等人(2012)的做法,采用語言流暢性任務(wù)啟動分析思維,要求被試對10 組隨機(jī)打亂的詞語重新組句。每組有5 個(gè)詞語,被試需要剔除1 個(gè)詞語之后,將剩下的4 個(gè)詞語組成一個(gè)句子。例如“這只、詞語、正在、奔跑、黃狗”,可以組成“這只黃狗正在奔跑”。分析思維啟動條件下包含10 個(gè)句子,其中有5 個(gè)句子包含“分析”、“推理”等詞語,另外5 個(gè)句子與分析思維無關(guān)。控制組的10 個(gè)句子都與分析思維無關(guān)。語言流暢性任務(wù)結(jié)束之后進(jìn)行認(rèn)知反應(yīng)測試,認(rèn)知反應(yīng)測試的題目與實(shí)驗(yàn)1 中預(yù)實(shí)驗(yàn)相同。為了排除語言流暢性任務(wù)難度對啟動效果的影響,要求被試在5 點(diǎn)量表上評價(jià)任務(wù)難度,1 代表非常容易,5 代表非常難。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)全部在電腦上由E-prime 呈現(xiàn),主試和被試一對一進(jìn)行。被試被隨機(jī)分配到分析思維組或者控制組,完成語言流暢性任務(wù)之后,進(jìn)行認(rèn)知反應(yīng)測試和任務(wù)難度評定。

3.1.4 結(jié)果分析

獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)表明,分析思維啟動組的被試(

M

=1.50,

SD

=0.69)比控制組的被試(

M

=1.00,

SD

=0.83)在認(rèn)知反應(yīng)測試中成績更高,

t

(53)=2.42,

p

=0.02,95%置信區(qū)間[0.09,0.91],

d

=0.66。另外,分析思維啟動組(

M

=1.93,

SD

=1.05)與控制組(

M

=1.96,

SD

=1.13)認(rèn)為語言流暢性任務(wù)難度沒有顯著差異,

t

(53)=-0.12,

p

=0.91,95%置信區(qū)間[-0.62,0.55]。因此,本實(shí)驗(yàn)中語言流暢性任務(wù)可以有效地啟動分析思維。

3.2 正式實(shí)驗(yàn)

3.2.1 被試

從某大學(xué)招募52 名在校大學(xué)生,其中男生9人,女生43 人,平均年齡19.23 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為0.99歲,矯正視力均正常。分析思維啟動組和控制組各26 人。根據(jù)G*Power 3.1 (Faul et al.,2007)的計(jì)算,在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 -

β

=0.80,雙側(cè)檢驗(yàn)

α

=0.05,效應(yīng)量

d

=0.8 的前提下,進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)需要的被試量為52。在本實(shí)驗(yàn)中,男生(

M

=0.74,

SD

=1.21)和女生(

M

=0.42,

SD

=0.65)影響偏差不存在顯著差異,

t

(50)=1.14,

p

=0.26,95%置信區(qū)間[-0.24,0.89]。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)要求被試完成一項(xiàng)記憶力測驗(yàn),記憶材料為由3 個(gè)英文字母組成的無意義音節(jié),分為識記和測驗(yàn)兩個(gè)階段。被試的任務(wù)為判斷無意義音節(jié)是新詞還是舊詞。被試被告知這是一個(gè)經(jīng)典的記憶測驗(yàn),可以準(zhǔn)確地反映記憶能力。如果判斷正確率達(dá)到90%及以上,則可以得到現(xiàn)金獎勵(lì)15 元錢。如果正確率沒有達(dá)到90%,則沒有現(xiàn)金獎勵(lì)。實(shí)際上平均正確率為71.56%,沒有被試正確率達(dá)到90%以上。

在記憶測驗(yàn)開始前,要求被試分別預(yù)測記憶測試成績達(dá)到90%后體驗(yàn)到的積極情感(高興、開心、快樂)或沒有達(dá)到90%后體驗(yàn)到的消極情感(不高興、不開心、不快樂),5 點(diǎn)量表,1 代表完全沒有,5代表非常強(qiáng)烈。被試得知正確率沒有達(dá)到90%以后,馬上評價(jià)此時(shí)體驗(yàn)的消極情感,5 點(diǎn)量表計(jì)分。被試對記憶測驗(yàn)成績未達(dá)到90%時(shí)的情感預(yù)測減去情感體驗(yàn)的差值代表影響偏差。消極情感預(yù)測問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.91,消極情感體驗(yàn)問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.92。

表1 不同實(shí)驗(yàn)條件下消極情感預(yù)測、情感體驗(yàn)、影響偏差的獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)

3.2.3 實(shí)驗(yàn)流程

實(shí)驗(yàn)全部在電腦上通過E-prime 呈現(xiàn)完成。被試來到實(shí)驗(yàn)室之后,首先向被試介紹記憶力測試任務(wù),并進(jìn)行練習(xí)。然后,進(jìn)行語言流暢性任務(wù),再讓被試分別對記憶力測試正確率達(dá)到90%和沒有達(dá)到90%的后情感進(jìn)行預(yù)測,最后,完成記憶力測驗(yàn)任務(wù),得到反饋后馬上評價(jià)情感體驗(yàn)。

3.2.4 結(jié)果分析

(1) 分析思維啟動對情感預(yù)測和影響偏差的影響

我們分別比較了啟動分析思維組和控制組的消極情感預(yù)測、情感體驗(yàn)和影響偏差。獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)結(jié)果見表1，發(fā)現(xiàn)啟動分析思維組的情感預(yù)測顯著低于控制組;啟動組與控制組的情感體驗(yàn)沒有顯著差異;啟動組的影響偏差顯著小于控制組。

(2) 情感預(yù)測在分析思維啟動降低影響偏差中的中介作用分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn),情感預(yù)測是否在分析思維啟動降低影響偏差中起中介作用,根據(jù)Hayes (2013),采用Bootstrap 的方法,選擇模型4,設(shè)定Bootstrap樣本量為5000,結(jié)果顯示：情感預(yù)測的中介作用顯著,間接效應(yīng)大小為-0.23,95%置信區(qū)間[-0.61,-0.04]不包含0 (圖4),說明情感預(yù)測中介了啟動分析思維對影響偏差的影響。

另外,我們檢驗(yàn)了情感體驗(yàn)是否在分析思維啟動降低影響偏差中起中介作用。根據(jù)Hayes (2013),采用Bootstrap 的方法,選擇模型4,結(jié)果顯示：情感體驗(yàn)的中介作用不顯著,間接效應(yīng)大小為0.05,95%置信區(qū)間[-0.06,0.27]包含0,說明情感體驗(yàn)沒有中介啟動分析思維對影響偏差的影響。

圖4 情感預(yù)測強(qiáng)度在啟動分析思維對影響偏差影響中的中介作用

3.2.5 討論

實(shí)驗(yàn)2 發(fā)現(xiàn),啟動分析思維之后可以顯著降低被試對記憶力測驗(yàn)失敗時(shí)的情感預(yù)測,進(jìn)而降低影響偏差。中介作用分析表明,情感預(yù)測中介了啟動分析思維對影響偏差的影響,而情感體驗(yàn)并沒有起中介作用。這跟實(shí)驗(yàn)1 的研究結(jié)果一致,再次驗(yàn)證了研究假設(shè)。實(shí)驗(yàn)3 進(jìn)一步在現(xiàn)實(shí)生活中,考察分析思維啟動是否會降低情感預(yù)測。

4 實(shí)驗(yàn)3：二孩生育決策

4.1 被試

從某市媽媽們比較集中的地方,例如小學(xué)大門口,新華書店等,現(xiàn)場招募111 名已結(jié)婚,育有1個(gè)子女(子女平均年齡1.40 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為0.49),還沒有生育二孩的女性。有效被試108 名,平均年齡34.77 歲,標(biāo)準(zhǔn)差為5.02 歲。矯正視力均正常。其中控制組51 名,啟動組57 名。根據(jù)G*Power 3.1(Faul et al.,2007)的計(jì)算,在根據(jù)以往研究設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 -

β

=0.80,雙側(cè)檢驗(yàn)

α

=0.05,效應(yīng)量

d

=0.80 的前提下,被試間

t

檢驗(yàn)需要的被試量為52。

4.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

4.2.1 自變量

啟動組給被試呈現(xiàn)4 張“思考者”圖片,控制組則給被試呈現(xiàn)幾何圖片,具體材料和呈現(xiàn)方式同實(shí)驗(yàn)1。

4.2.2 因變量

情感預(yù)測。借鑒Wirtz,Kruger,Scollon 和Diener(2003)中用到的積極和消極情感詞,從中選取了與生育二孩相關(guān)密切的情緒詞,要求被試預(yù)測生二孩之后帶來的積極情感(幸福、開心、興奮)和消極情感(郁悶、痛苦、疲憊),采用7 點(diǎn)量表,1=完全沒有,7=非常強(qiáng)。得分越高,表示預(yù)測的情感越強(qiáng)烈。本實(shí)驗(yàn)中,積極情感預(yù)測問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.96,消極情感預(yù)測問卷的內(nèi)部一致性

α

=0.84。

表2 啟動分析思維對積極和消極情感預(yù)測的獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)

4.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)在安靜的房間里進(jìn)行,實(shí)驗(yàn)程序全部在電腦上完成。被試來到實(shí)驗(yàn)場所之后,啟動組觀看“思考者”的圖片,控制組觀看“幾何”的圖片,然后,預(yù)測生二孩之后帶來的積極情感和消極情感。

4.4 結(jié)果分析

獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)結(jié)果見表2,當(dāng)預(yù)測生育二孩之后的積極情感時(shí),啟動組比控制組的被試預(yù)測的積極情感更低。當(dāng)預(yù)測生育二孩之后的消極情感時(shí),啟動組與控制組的被試消極情感預(yù)測沒有顯著差異。

4.5 討論

實(shí)驗(yàn)3 發(fā)現(xiàn),當(dāng)對生育二孩所帶來的積極情感進(jìn)行預(yù)測時(shí),啟動分析思維可以降低對積極情感的預(yù)測,與假設(shè)一致。啟動分析思維后,人們不再只關(guān)注新生命所帶來的快樂,而是更理智地思考生育二孩以后各種事件,從而降低了對積極情感的預(yù)測。然而在預(yù)測消極情感方面,啟動分析思維組的被試和控制組并沒有顯著差異,與研究假設(shè)不一致。我們推測,分析思維啟動對情感預(yù)測的影響可能會受到任務(wù)特征的影響。被試對生育二孩后的消極情感強(qiáng)度本來就比較弱,因此啟動分析思維之后情感預(yù)測的強(qiáng)度沒有顯著降低;被試對生育二孩后的積極情感預(yù)測比較強(qiáng),啟動分析思維之后情感預(yù)測強(qiáng)度顯著降低。Hong 等人(2016)的研究發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果,正念可以顯著降低對得知考試分?jǐn)?shù)后消極情感的預(yù)測強(qiáng)度,但是卻沒有顯著降低對得知考試分?jǐn)?shù)后積極情感預(yù)測的強(qiáng)度。

5 總討論

實(shí)驗(yàn)1(采用圖片啟動)和實(shí)驗(yàn)2(采用語言流暢性任務(wù))考察了分析思維對情感預(yù)測影響偏差的影響,以及情感預(yù)測的中介作用。實(shí)驗(yàn)3 進(jìn)一步在現(xiàn)場中以真實(shí)的決策(生育二孩)為例,考察了分析思維啟動對情感預(yù)測的影響。

5.1 分析思維對情感預(yù)測的作用

3 個(gè)實(shí)驗(yàn)均發(fā)現(xiàn)啟動分析思維可以降低人們對未來事件情感預(yù)測的強(qiáng)度。根據(jù)情緒自陳報(bào)告的可獲得性模型(Robinson &Clore,2002),人們在對未來的情感進(jìn)行預(yù)測時(shí),直覺地依據(jù)關(guān)于未來事件的信念進(jìn)行情感預(yù)測。在實(shí)驗(yàn)1 中,人們可能直覺地依據(jù)“獲得更多的金錢是快樂的”或者“損失金錢是不快樂的”類似的信念對提議被接受或拒絕后的情感進(jìn)行預(yù)測。實(shí)驗(yàn)2 中,人們可能直覺地依據(jù)“記憶能力測試成績差是很丟面子或很不開心的”等類似的信念對記憶測試失敗進(jìn)行情感預(yù)測。實(shí)驗(yàn)3 中,人們可能直覺的依據(jù)“多子多?！钡刃拍顚ι⑦M(jìn)行情感預(yù)測。由于人們關(guān)于未來事件的信念是抽象的,往往忽視了那些與未來事件無關(guān)的事件對情緒的影響,從而導(dǎo)致人們高估了未來事件對情感的影響。已有研究表明,啟動分析思維之后,分析思維會削弱直覺的影響(Evans,2003;Evans,2008;Kahneman,2003)。因此,啟動分析思維會削弱人們對未來事件的信念對情感預(yù)測的影響,使人們在情感預(yù)測時(shí)不會依賴于直覺的信念信息,而可能會更全面分析未來事件對情感的影響,從而降低情感預(yù)測的強(qiáng)度。這與以往關(guān)于分析思維對信念影響的研究發(fā)現(xiàn)是一致的,分析思維啟動后可以削弱信念的影響(Gervais &Norenzayan,2012;Yilmaz et al.,2016;Stagnaro et al.,2019;Franks &Scherr,2017)。

5.2 分析思維對影響偏差的作用

實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2 研究發(fā)現(xiàn),分析思維可以顯著降低人們的情感預(yù)測偏差,并且情感預(yù)測在啟動分析思維降低影響偏差的過程中起到了中介作用,與本研究的假設(shè)一致。以往關(guān)于影響偏差的干預(yù)研究發(fā)現(xiàn),情感預(yù)測強(qiáng)度的降低可以減少影響偏差,提高情感預(yù)測的準(zhǔn)確性(Wilson et al.,2000;Eggleston et al.,2015;Hong et al.,2016;Hoerger et al.,2010)。因此,啟動分析思維會通過降低情感預(yù)測強(qiáng)度來降低影響偏差。

總體來看,3 個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明啟動分析思維可以顯著降低人們對未來事件的情感預(yù)測,從而降低情感預(yù)測的影響偏差。正如雙系統(tǒng)理論中所提出的,雖然系統(tǒng)1 和系統(tǒng)2 有時(shí)可以并行運(yùn)行,但是當(dāng)分析傾向被激活并且認(rèn)知資源可用時(shí),系統(tǒng)2 常常會覆蓋系統(tǒng)1 的輸入(Strack &Deutsch,2004)。人們在對未來事件帶來的情感進(jìn)行預(yù)測時(shí),由于無法獲得具體的體驗(yàn)信息和情景信息,關(guān)于未來事件的信念信息具有更高的可獲得性,因此人們直覺地依據(jù)對未來事件的信念預(yù)測未來事件帶來的情感。分析思維啟動之后,系統(tǒng)2 的作用會削弱直覺的作用(Evans,2003;Evans,2008;Kahneman,2003),從而使人們不會依賴關(guān)于未來事件的直覺信念進(jìn)行情感預(yù)測,而更可能全面分析未來事件對情感的影響,更加理性的進(jìn)行預(yù)測,從而降低情感預(yù)測,進(jìn)而降低影響偏差。

5.3 理論價(jià)值

基于情緒自陳報(bào)告的可獲得性模型(Robinson&Clore,2002),本研究認(rèn)為,人們在情感預(yù)測時(shí)遵循信息可得性原則,直覺地基于關(guān)于未來事件的信念進(jìn)行預(yù)測,而實(shí)際情感體驗(yàn)則基于即時(shí)的情緒,二者所依賴的信息是不同的,從而導(dǎo)致情感預(yù)測偏差。目前,幾乎沒有看到有從對直覺信念進(jìn)行干預(yù)的角度出發(fā)對情感預(yù)測影響偏差的研究。從雙系統(tǒng)理論視角(Evans,2003;Evans,2008;Kahneman,2003)出發(fā),本研究發(fā)現(xiàn),分析思維能降低人們對未來事件的情感預(yù)測,從而降低情感預(yù)測影響偏差,這為情感預(yù)測影響偏差的干預(yù)提供了一個(gè)新的研究方向,同時(shí)也進(jìn)一步證實(shí)了信念對情感預(yù)測偏差的影響。另外,本研究發(fā)現(xiàn),啟動分析思維可以降低人們對未來事件情感預(yù)測的強(qiáng)度,表明啟動分析思維后,系統(tǒng)2 可以壓倒或削弱系統(tǒng)1 的直覺加工,為雙系統(tǒng)理論提供了進(jìn)一步證據(jù)。

5.4 實(shí)踐價(jià)值

人們在日常生活中,幾乎每天都會做出決策,決策中通常都涉及情感預(yù)測。情感預(yù)測偏差會降低決策的質(zhì)量,進(jìn)而影響人們對決策的滿意感和幸福感等。本研究表明,啟動分析思維可以顯著降低決策中的情感預(yù)測影響偏差。據(jù)此,決策時(shí)可以通過啟動分析思維,提高人們對未來決策結(jié)果所帶來的情感預(yù)測準(zhǔn)確性,從而提高決策質(zhì)量。

5.5 不足與未來研究展望

本研究通過實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)(實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2)和現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)(實(shí)驗(yàn)3)考察了分析思維啟動對情感預(yù)測和影響偏差的影響,還存在一些不足之處。實(shí)驗(yàn)3 中只考察了分析思維啟動對二孩生育決策中情感預(yù)測的影響,并沒有對被試進(jìn)行追蹤,測量其生育二孩以后的真實(shí)情緒體驗(yàn)。未來的研究中需要進(jìn)一步考察分析思維啟動對實(shí)際生活決策中情感預(yù)測影響偏差的影響。另外,以后的研究可以采用直接的方式考察分析思維對直覺信念的影響。

6 結(jié)論

本研究通過3 個(gè)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn),分析思維啟動會降低情感預(yù)測的影響偏差,情感預(yù)測強(qiáng)度在分析思維降低影響偏差的過程中起到了中介作用。