吳 鵬 袁 泉 范 晶

(湖北大學(xué)教育學(xué)院心理學(xué)系，武漢 430062)

1 問題提出

人名有種獨(dú)特的形式—疊音人名，即人名中含有疊音字（一個字反復(fù)使用），如“張盼盼”“李麗麗”等。疊音人名會給人可愛、活潑、柔美的感覺，更具女性特征，國內(nèi)調(diào)查表明疊音人名的女性約為男性的42倍（魏華, 段海岑,周宗奎, 朱曉偉, 劉美婷, 2018; 周有斌, 2012）。人名是人際交往的重要信息，大量研究表明人名的特征會影響個體的心理與行為，如，男性化的人名會使個體在求職過程中獲得更多面試機(jī)會，人名的性別特征還影響個體的擇偶決策（楊婷, 任孝鵬, 2016; Rich & Rich, 1995; Weichselbaumer,2004）。以往有個別研究主要考察了疊音人名對個體溫暖和能力知覺的影響（魏華等, 2018），忽視了疊音人名對人際信任的作用。因此，本研究重點(diǎn)考察疊音人名對人際信任的影響。

1.1 疊音人名與嬰兒圖式效應(yīng)

Lorenz（1943）把人們對嬰兒特征的心理表征稱為嬰兒圖式，這些特征指圓臉、高額頭、大眼睛、小鼻子、小嘴巴和小下巴等。研究發(fā)現(xiàn)嬰兒面孔會引發(fā)“本能”的認(rèn)知與行為反應(yīng)，比如微笑、關(guān)愛、積極情緒、嬰兒化言語等，這被稱為嬰兒圖式效應(yīng)或娃娃臉效應(yīng)。從引發(fā)的社會認(rèn)知反應(yīng)來說，嬰兒圖式效應(yīng)有兩類：嬰兒圖式偏好性反應(yīng)和嬰兒圖式過度泛化效應(yīng)。前者指人們對嬰兒面孔的特異性反應(yīng)，比如注意偏向、嬰兒化言語和積極情緒等（Zheng, Luo, Hu, & Peng,2018）。后者指在面對具有嬰兒圖式特征的成年人、動物甚至非生命體時，個體會產(chǎn)生與對嬰兒類似的反應(yīng)（Chang, Lee, & Cheng, 2017; Gorn, Jiang, &Johar, 2008）。

除了面孔特征，嬰兒特征還包括語言特征。從發(fā)展的角度來看，疊音是人類嬰兒期明顯的語言形式（許政援, 1996）。嬰兒語言含有大量疊音，成人也喜歡使用疊音同嬰兒交流。此外，人名與面孔都可以反映某些個體特征，如民族、陽剛與柔美等，這些特征將人名與面孔關(guān)聯(lián)在一起。研究者還發(fā)現(xiàn)疊音品牌名稱與嬰兒圖式有關(guān)（魏華, 汪濤, 周宗奎, 馮文婷, 丁倩, 2016）。據(jù)此推測，作為嬰兒化語言的疊音人名應(yīng)該同樣會產(chǎn)生嬰兒圖式效應(yīng)。為準(zhǔn)確證明嬰兒圖式效應(yīng)，研究者建議采用反應(yīng)類型與關(guān)聯(lián)屬性指標(biāo)（竇東徽,劉肖岑, 張玉潔, 2014）。在上述指標(biāo)中，特質(zhì)推斷與積極情緒是嬰兒圖式研究者最經(jīng)常采用的。因此，本研究通過這兩個指標(biāo)來評估嬰兒圖式效應(yīng)。如果疊音人名可以產(chǎn)生嬰兒特質(zhì)推斷，那么個體應(yīng)該判斷疊音人名具有嬰兒特征，也就可以假設(shè)個體會判斷疊音人名的主人更像嬰兒。此外，研究者認(rèn)為積極情緒是嬰兒圖式效應(yīng)的重要反應(yīng)類型指標(biāo)（Sprengelmeyer et al., 2009），嬰兒圖式誘發(fā)積極情緒，因此可以假設(shè)疊音人名會產(chǎn)生更強(qiáng)烈的積極情緒。

1.2 疊音人名與人際信任

人際信任是指在不確定他人動機(jī)、意圖和行為的情況下，個體將社會資源交給對方處置的意愿（Moretto, Sellitto, & di Pellegrino, 2013）。個體基于多種因素決斷他人是否值得信任，非理性因素尤其情緒情感是其中的重要因素，大量研究發(fā)現(xiàn)，嬰兒圖式與積極情緒可以增進(jìn)人際信任（Todorov, Olivola, Dotsch, & Mende-Siedlecki, 2015;Tortosa, Lupiá?ez, & Ruz, 2013）。但情緒影響人際信任的研究結(jié)果并不一致，有研究發(fā)現(xiàn)情緒并不影響人際信任（何曉麗, 王振宏, 王克靜, 2011;Lount, 2010）。由于人際信任可以看作一種社會判斷，上述不一致的研究結(jié)果分別對應(yīng)兩個觀點(diǎn)對立的情緒-社會判斷理論模型：情感信息模型和情感滲透模型（Forgas, 1995; Schwarz & Clore,1983）。這兩個理論模型的主要分歧在于情緒情感對社會判斷的作用是否會受到其它因素的影響，情感信息模型認(rèn)為個體完全根據(jù)情緒信息做出信任決策，情感滲透模型則認(rèn)為加工策略與情感共同影響社會判斷。研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知加工調(diào)節(jié)情緒對人際信任的影響，當(dāng)有線索表明他人值得信任時，情緒會影響個體的信任行為；當(dāng)有線索指向他人不可信時，情緒不再影響個體的信任行為（Lount, 2010）。嬰兒圖式作為一種可信任的線索，疊音人名就會影響個體的信任行為。如果疊音人名可以產(chǎn)生積極情緒，則可以假設(shè)疊音人名會增加人際信任。

上述研究表明受信者的可信任性影響情緒對人際信任的作用，可信任性是在個體與受信者多次人際交往中形成的，受到受信者先前行為的影響（Lischke, Junge, Hamm, & Weymar, 2018）。研究表明受信者引發(fā)的負(fù)性經(jīng)驗(yàn)可以降低個體對受信者的信任性，進(jìn)而減少個體的人際信任行為（王益文等, 2015; Dunning, Anderson, Schl?sser,Ehlebracht, & Fetchenhauer, 2014）。另外，研究者發(fā)現(xiàn)信任過程中的結(jié)果反饋也會影響個體的人際信任行為（李婷玉, 劉黎, 朱莉琪, 2017）。綜合以往研究發(fā)現(xiàn)，研究者多關(guān)注負(fù)性反饋對人際信任的影響，很少探討正性反饋，因而沒有完整呈現(xiàn)結(jié)果反饋類型對人際信任的影響。

本研究包含兩個研究：研究1考察疊音人名的嬰兒圖式效應(yīng)，由兩個實(shí)驗(yàn)組成，實(shí)驗(yàn)1探究個體是否會判斷疊音人名的主人更像嬰兒，實(shí)驗(yàn)2探究疊音人名是否會產(chǎn)生更為強(qiáng)烈的積極情緒；研究2考察疊音人名對人際信任的影響，由兩個實(shí)驗(yàn)組成，實(shí)驗(yàn)3探討疊音人名對人際信任的獨(dú)立影響，實(shí)驗(yàn)4探討結(jié)果反饋類型對疊音人名影響人際信任的調(diào)節(jié)作用。

2 研究1：疊音人名的嬰兒圖式效應(yīng)

2.1 實(shí)驗(yàn)1：疊音人名與非疊音人名的嬰兒特征差異

2.1.1 被試

通過廣告招募了72名被試，刪除未完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)的無效數(shù)據(jù)，有效被試64名（男生與女生各32名）。平均年齡為20.59歲，視力或矯正視力正常。平衡性別后，隨機(jī)分配到兩個組。所有被試均自愿參加實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予其報酬。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用三因素混合設(shè)計(jì)，組間變量為人名特征（疊音、非疊音）和被試性別（男性、女性），組內(nèi)變量為人名性別（男性、女性），因變量為被試對人名的評分。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)材料

通過文獻(xiàn)查找得到最常用的疊音人名和常見的姓氏組合，共得到5對疊音和非疊音人名。其中兩對是使用較多的女性名字，兩對是使用較多的男性名字，一對是男性與女性均使用較多的名字（周有斌, 2012）。參照前人研究，通過一個項(xiàng)目（“如果根據(jù)人名來推測其主人的特征，你覺得這個人是更像嬰兒還是更像成人”）測量嬰兒特征（魏華等, 2016; Gorn et al., 2008）。采用7級評分，得分越低表示被試認(rèn)為該人名的主人越像嬰兒。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

隨機(jī)呈現(xiàn)5個疊音或非疊音人名，要求被試分別對其主人的特征進(jìn)行評價。參考Argo，Popa和Smith（2010）的研究，為激活語音知覺，要求被試默念人名，再進(jìn)行相關(guān)評價。

2.1.5 結(jié)果

不同人名性別、人名特征及被試性別下，被試對人名評價得分的結(jié)果見表1。

研究表明疊音女性人名顯著多于男性、嬰兒特征的敏感性存在性別差異（周有斌, 2012; Yin,Fan, Lin, Sun, & Wang, 2017），為排除性別的影響，以人名特征、被試性別和人名性別為自變量，進(jìn)行三因素方差分析。結(jié)果表明，人名特征的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 60)=23.35，p＜0.001，=0.28；被試性別的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 60)=0.003，p＞0.05；人名性別的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 60)=0.97，p＞0.05；所有的交互作用均不顯著。

表1 不同人名性別、人名特征及被試性別的人名評分

2.2 實(shí)驗(yàn)2：疊音人名與非疊音人名啟動的積極情緒差異

2.2.1 被試

通過廣告招募了70名被試，刪除未完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)或前后測間流失的無效數(shù)據(jù)，有效被試為61名，其中男生30名。平均年齡為18.16歲。視力或矯正視力正常。實(shí)驗(yàn)前均簽署知情同意書，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予其報酬。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素組內(nèi)設(shè)計(jì)，自變量為人名特征（疊音、非疊音），因變量為積極情緒得分。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)材料

通過邱林、鄭雪和王雁飛（2008）修訂的積極和消極情緒量表測量被試的積極情緒。該分量表共9個項(xiàng)目，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表示積極情緒體驗(yàn)越明顯。本次研究該分量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.842。

標(biāo)準(zhǔn)化處理后，即得比較數(shù)列xi={xi(k)|k=1，2，…，6}，i=1，2，…，55。取各指標(biāo)的最大值，得到虛擬最優(yōu)單株，即參考數(shù)列x0={x0(k)|k=1，2，…，6}。

2.2.4 實(shí)驗(yàn)過程

采用兩階段情緒評定法測量積極情緒（竇凱,劉耀中, 王玉潔, 聶衍剛, 2018）。第一階段，在正式實(shí)驗(yàn)前，通過積極情緒量表測量被試的積極情緒狀態(tài)作為情緒基線。第二階段，正式實(shí)驗(yàn)隨機(jī)呈現(xiàn)人名（疊音人名與非疊音人名各1個），要求被試默念人名，然后再通過積極情緒量表測量被試體驗(yàn)到的積極情緒。平衡疊音人名與非疊音人名的呈現(xiàn)順序。

2.2.5 結(jié)果

以人名特征為自變量，情緒基線為協(xié)變量，正式實(shí)驗(yàn)中得到的即時積極情緒為因變量，進(jìn)行單因素協(xié)方差分析。結(jié)果表明，控制了基線水平后，積極情緒在人名特征上的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1,59)= 4.72，p=0.034，=0.07，被試對疊音人名產(chǎn)生的積極情緒（35.32±4.07）比非疊音人名（27.93±3.69）更強(qiáng)烈，結(jié)果見圖1。

圖1 被試對不同特征人名的積極情緒得分

3 研究2：疊音人名對人際信任的影響

3.1 實(shí)驗(yàn)3：疊音人名對人際信任的獨(dú)立影響

3.1.1 被試

通過廣告招募了32名被試，刪除未完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)的無效數(shù)據(jù)，有效被試為31名，其中男生15名。平均年齡為22.35歲。視力或矯正視力正常，實(shí)驗(yàn)前均簽署知情同意書，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予其報酬。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用兩因素混合設(shè)計(jì)，組內(nèi)變量為人名特征（疊音、非疊音），組間變量為被試性別（男性、女性），因變量為被試愿意給予的金額和期待獲得的反饋金額。采用投資博弈范式來測量信任行為（李婷玉等, 2017）。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)過程

整個實(shí)驗(yàn)過程包括練習(xí)和正式實(shí)驗(yàn)兩部分，總共約5分鐘。練習(xí)模塊用于被試熟悉操作，除了人名外，其余部分均與正式實(shí)驗(yàn)一樣。實(shí)驗(yàn)前，主試向被試詳細(xì)介紹信任博弈的規(guī)則，并解釋實(shí)驗(yàn)流程。正式實(shí)驗(yàn)的流程見圖2。被試會與10個代理人完成同樣的投資游戲。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，主試會向被試詢問有關(guān)問題，確認(rèn)被試不知曉實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。平衡疊音人名與非疊音人名的呈現(xiàn)順序。

圖2 實(shí)驗(yàn)3正式實(shí)驗(yàn)流程

3.1.4 結(jié)果

不同性別的被試對不同人名特征的代理人愿意給予的金額與期待返回的金額見表2。

表2 不同被試性別、人名特征之間信任行為的差異（M±SD）

以往研究表明信任水平存在性別差異（Dittrich,2015），為排除性別的影響，本研究以被試性別、人名特征為自變量，分別以被試給予代理人的初始金額、期待獲得的反饋金額為因變量，進(jìn)行兩因素方差分析。結(jié)果表明不管是被試給予代理人的初始金額還是期待獲得的反饋金額，被試性別的主效應(yīng)、人名特征的主效應(yīng)、被試性別與人名特征的交互作用均不顯著。

3.2 實(shí)驗(yàn)4：疊音人名與結(jié)果反饋類型對人際信任的影響

3.2.1 被試

通過廣告招募了34名被試，其中男生14名。平均年齡為23.32歲，視力或矯正視力正常。實(shí)驗(yàn)前均簽署知情同意書，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予其報酬。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（人名特征：疊音、非疊音）×2（結(jié)果反饋類型：正性反饋、負(fù)性反饋）被試內(nèi)設(shè)計(jì)。正性反饋是指實(shí)際反饋的金額多于被試期待獲得的反饋金額，負(fù)性反饋是實(shí)際反饋的金額少于被試所期待獲得的反饋。正性反饋和負(fù)性反饋呈現(xiàn)的概率接近。以兩次愿意給予的金額差值（第二次給予的金額減去第一次的）為因變量，差值越大，表明個體對代理人越信任。

3.2.3 實(shí)驗(yàn)過程

實(shí)驗(yàn)流程同實(shí)驗(yàn)3，不同之處在于投資游戲有兩輪，見圖3。被試輸完期待獲得的反饋后出現(xiàn)一個隨機(jī)空屏，之后隨機(jī)呈現(xiàn)一個反饋金額。接下來呈現(xiàn)一個指導(dǎo)語，告訴被試要與該代理人再進(jìn)行一輪投資游戲，要求被試輸入愿意給該代理人投資的金額。

3.2.4 結(jié)果

不同特征人名的代理人、不同結(jié)果反饋類型下，被試愿意給予代理人的前后兩次金額的差值見表3。

以人名特征和結(jié)果反饋類型為自變量，被試給予代理人的兩次金額差值為因變量進(jìn)行兩因素方差分析。結(jié)果表明，人名特征的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 33)=1.33，p＞0.05；結(jié)果反饋類型的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 33)=37.03，p＜0.001，=0.53；人名特征和結(jié)果反饋類型的交互作用邊緣顯著，F(xiàn)(1,33)=4.13，p=0.05，=0.11。簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，獲得正性反饋后，被試給予疊音人名和非疊音人名代理人的金額無差異，F(xiàn)(1, 33)=0.19，p＞0.05；獲得負(fù)性反饋后，被試給予非疊音人名代理人的金額顯著多于疊音人名代理人，F(xiàn)(1, 33)=5.05，p=0.031，=0.13。

圖3 實(shí)驗(yàn)4正式實(shí)驗(yàn)流程

表3 被試愿意給予代理人的前后兩次金額的差值（M±SD）

4 討論

4.1 疊音人名的嬰兒圖式效應(yīng)

研究1通過兩個實(shí)驗(yàn)分別從特質(zhì)推斷指標(biāo)和反應(yīng)類型指標(biāo)證實(shí)疊音人名的嬰兒圖式效應(yīng)，這與以往疊音品牌的研究結(jié)果是一致的（魏華等,2016）。實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果表明被試認(rèn)為疊音人名的主人更像嬰兒，這從特質(zhì)推斷指標(biāo)上表明疊音人名可以激活嬰兒圖式。根據(jù)圖式的定義，嬰兒圖式不僅僅只包括嬰兒的面孔特征，還應(yīng)該包括嬰兒的語言特征、行為特征等與嬰兒有關(guān)的知識經(jīng)驗(yàn)和認(rèn)知結(jié)構(gòu)。具備嬰兒面孔特征的刺激可以激活嬰兒圖式，那么具備嬰兒語言特征的刺激也同樣可以激活嬰兒圖式。嬰兒與成人的語言存在重大區(qū)別就是嬰兒的語言含有大量疊音（許政援,1996），疊音人名與嬰兒特征就有密切關(guān)聯(lián)，因此個體會覺得疊音人名的主人更像嬰兒。實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果表明被試對疊音人名產(chǎn)生了更強(qiáng)烈的積極情緒，這從反應(yīng)類別指標(biāo)上表明疊音人名可以激活嬰兒圖式。有關(guān)嬰兒圖式效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)人們會優(yōu)先注意嬰兒特征并對其產(chǎn)生積極情緒（Esposito et al., 2014），因而人們會對具備嬰兒特征的疊音人名產(chǎn)生更強(qiáng)烈的積極情緒。

需要指出的是，實(shí)驗(yàn)1表明疊音人名的嬰兒圖式效應(yīng)不存在性別差異，這與前人的研究結(jié)果不一致（Yin et al., 2017）?？赡艿脑蚴乔叭税l(fā)現(xiàn)的嬰兒圖式性別差異主要針對嬰兒面孔，屬于強(qiáng)刺激，刺激比較直觀。本研究采用的疊音人名材料是一種較弱的文字刺激，可能會更多引發(fā)內(nèi)隱的心理或行為，外顯的特質(zhì)評價不會有明顯的性別差異。另外，本研究被試均為成人早期的大學(xué)生，男女生的“嬰兒”經(jīng)驗(yàn)都處于暫時缺乏狀態(tài)，疊音人名與嬰兒圖式關(guān)聯(lián)性具有同樣強(qiáng)度，也就不再存在嬰兒特征偏愛的性別差異（Sprengelmeyer et al., 2009）。

4.2 疊音人名對人際信任的影響

實(shí)驗(yàn)3探討疊音人名對人際信任的獨(dú)立影響，結(jié)果表明疊音人名并不會增加個體的人際信任，這與以往積極情緒的研究結(jié)果是一致的（何曉麗等, 2011; Lount, 2010）。實(shí)驗(yàn)2表明疊音人名伴隨更為強(qiáng)烈的積極情緒，Schwarz和Clore（1983）提出的情感信息模型認(rèn)為，情緒情感可以看作個體社會認(rèn)知加工的內(nèi)部“信息”或“認(rèn)知資源”，個體會根據(jù)自身情緒狀態(tài)快速作出判斷，而不需要整合任務(wù)的外部信息，也不需要自身的知識經(jīng)驗(yàn)。積極情緒表明世界是安全、可預(yù)測的，觸發(fā)簡單的啟發(fā)式加工策略，個體也愿意承擔(dān)可能的風(fēng)險，更愿意相信他人；消極情緒則反映外部世界是危險地帶，啟動分析性解決策略，會減少信任（Dunn & Schweitzer, 2005; Schwarz &Clore, 1983）。因此，伴隨著積極情緒的疊音人名應(yīng)該增加個體的人際信任。但情緒對人際信任的作用很復(fù)雜，并非情感信息模型論述的那么穩(wěn)定和簡單。人際信任會受多種因素的共同影響，如情緒情感對人際信任的作用可能會受情境線索、個體特征、任務(wù)性質(zhì)等因素的影響（de Melo,Gratch, & Carnevale, 2015），于是帶有積極情緒的疊音人名不會穩(wěn)定地增加人際信任。此外，人際信任是一個很復(fù)雜的概念，也有很多測量指標(biāo)。本研究采用的單一指標(biāo)有一定的局限性，未來的研究還需要通過更多測量指標(biāo)來繼續(xù)檢驗(yàn)疊音姓名對信任的影響。

4.3 結(jié)果反饋類型對疊音人名影響人際信任的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)4進(jìn)一步探討結(jié)果反饋對疊音人名影響人際信任的可能調(diào)節(jié)作用。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，反饋類型與人名特征可以交互影響個體的人際信任。獲得正性反饋后，個體不會增加對疊音人名者的人際信任；獲得負(fù)性反饋后，個體則會減少對疊音人名者的人際信任。情感滲透模型與雙加工理論都可以解釋這一交互作用，這一結(jié)果證明認(rèn)知因素與非認(rèn)知因素共同影響個體的心理與行為。當(dāng)個體專注加工過程或動機(jī)性思考時，情緒情感不會影響社會判斷；但是當(dāng)個體運(yùn)用開放式加工策略時，情緒情感就會影響社會判斷（Forgas,1995）。進(jìn)化心理學(xué)理論可以詳細(xì)解釋反饋類型的具體調(diào)節(jié)機(jī)制，相比正性刺激，個體對外部的負(fù)性刺激更為敏感，因?yàn)檫@可以保證個體在有可能遇到危險時盡早盡快地躲避（Beckes, Simpson, &Erickson, 2010）。因此，在獲得人際信任的負(fù)性反饋時，人們就會非常關(guān)注受信者的個體特征、情境線索等外部因素（Wenzel & Mummendey,1996）。而當(dāng)個體特征表明受信者不可信時，對受信者原有的積極情緒（即疊音人名）則會帶來負(fù)性結(jié)果。個體原本對疊音人名受信者有較強(qiáng)的信任傾向，負(fù)性反饋（即受信者不可信的線索）卻讓個體感受到信任違背或被騙，也就減少親社會行為與人際信任（Lount, 2010）。

5 結(jié)論

疊音人名可以引發(fā)嬰兒圖式效應(yīng)。疊音人名和非疊音人名個體得到的人際信任沒有顯著差異。結(jié)果反饋在人名特征與人際信任間起調(diào)節(jié)作用。