牛玉柏 丁歆盈 彭玲玲 宋嘉清

（浙江理工大學(xué)心理系，杭州310018）

1 前 言

資源分配行為是指?jìng)€(gè)體在擁有分配權(quán)的情況下，根據(jù)個(gè)人意愿對(duì)資源進(jìn)行分配的行為（孫王，莫秀鋒，2017）。學(xué)齡前兒童就能通過(guò)觀察他人對(duì)資源的分配和獲取來(lái)了解無(wú)形的社會(huì)信息（Liberman & Shaw，2017），這也反映了他們的社會(huì)偏好（Spence&Imuta，2020）。因此，探究3～8歲兒童的資源分配不僅能反映他們親社會(huì)行為的發(fā)展，還能反映其道德和公平的發(fā)展。

隨著年齡增長(zhǎng)，兒童的資源分配行為開(kāi)始受到個(gè)體相對(duì)貢獻(xiàn)（Baumard，Mascaro，& Chevallier，2012）、群體成員關(guān)系（Elenbaas，Rizzo，Cooley，&Killen，2016）、社會(huì)權(quán)力（Charafeddine et al.，2016）等社會(huì)認(rèn)知因素的影響，其中社會(huì)權(quán)力的不同獲得方式也對(duì)兒童資源分配行為存在著一定影響（程南華，李占星，朱莉琪，2018）。社會(huì)權(quán)力通常被定義為個(gè)體或團(tuán)體對(duì)資源的非對(duì)稱(chēng)控制力（Guinote，2017）。個(gè)體可以通過(guò)支配他人和贏取聲望兩種方式獲得社會(huì)權(quán)力（Cheng，Tracy，F(xiàn)oulsham，Kingstone，& Henrich，2013），支配策略是指?jìng)€(gè)體使用脅迫、恐嚇和權(quán)力的手段來(lái)獲得和維持社會(huì)權(quán)力，通常使用口頭命令或軀體行為來(lái)實(shí)現(xiàn)（Bernard et al.，2016），3 歲兒童認(rèn)為高支配性者的社會(huì)權(quán)力更大（Charafeddine et al.，2016）。聲望策略是指?jìng)€(gè)體通過(guò)展示有價(jià)值的知識(shí)和技能并贏得他人的尊重來(lái)獲得和維持社會(huì)權(quán)力（Maner，2017），5 歲兒童能明確識(shí)別聲望模仿線索，認(rèn)為被模仿者比模仿他人者的社會(huì)權(quán)力更大（Over&Carpenter，2015）。

兒童對(duì)不同社會(huì)權(quán)力個(gè)體的資源分配行為符合兩種假設(shè)：匹配假設(shè)和補(bǔ)償假設(shè)（程南華，李占星，朱莉琪，2018）。匹配假設(shè)認(rèn)為兒童會(huì)依據(jù)社會(huì)權(quán)力關(guān)系來(lái)匹配資源，即分配給高社會(huì)權(quán)力者更多資源，而給低社會(huì)權(quán)力者更少資源；補(bǔ)償假設(shè)則認(rèn)為，兒童會(huì)認(rèn)為這種社會(huì)權(quán)力的獲得本身就是不公平的，因此他們會(huì)為了補(bǔ)償這種不公平而給低社會(huì)權(quán)力者分配更多的資源。

3～4歲兒童會(huì)對(duì)通過(guò)強(qiáng)制方式獲得社會(huì)權(quán)力的個(gè)體分配更多資源（Grueneisen& Tomasello，2017；Charafeddine et al.，2016），但對(duì)不同聲望地位的個(gè)體分配資源時(shí)卻不具有傾向性（Enright，Alonso，Lee，&Olson，2020），5 歲時(shí)，兒童開(kāi)始能對(duì)采用支配和聲望策略的個(gè)體進(jìn)行區(qū)分（Kajanus，Afshord，&Warneken，2020），對(duì)通過(guò)支配手段獲得社會(huì)權(quán)力的個(gè)體持有消極態(tài)度，認(rèn)為享有聲望的人比支配他人的人地位更高。到8 歲時(shí)，兒童更多會(huì)采用親社會(huì)性策略而不認(rèn)可支配策略，傾向?qū)Ρ恢涞牡蜕鐣?huì)權(quán)力者（Charafeddine et al.，2016）和提升集體利益的高聲望社會(huì)權(quán)力者（Kogan et al.，2011）分配更多的資源。因此，不同社會(huì)權(quán)力喚起策略下3～8 歲兒童的資源分配模式可能存在差別。隨著年齡增長(zhǎng)，兒童對(duì)支配策略下的高社會(huì)權(quán)力者的資源分配可能會(huì)從匹配社會(huì)權(quán)力轉(zhuǎn)變?yōu)檠a(bǔ)償社會(huì)權(quán)力不平等，而對(duì)聲望策略下的高社會(huì)權(quán)力者，兒童可能要在5 歲后才會(huì)表現(xiàn)出匹配社會(huì)權(quán)力的分配傾向。

另外，以往研究通常采用迫選情境，讓兒童分配不相等的資源（Charafeddine et al.，2016），但有研究者認(rèn)為，自由分配情境更能夠體現(xiàn)兒童的分配偏好，當(dāng)分配兩塊大小不相等的餅干時(shí)，3～4 歲兒童傾向?qū)⒋髩K的餅干分給貢獻(xiàn)更多的人，而自由分配（物品可分完，也可以不分完）三塊大小相同的餅干時(shí)，他們則傾向?qū)Σ煌暙I(xiàn)的人進(jìn)行平等分配（Baumard et al.，2012）。

綜上，現(xiàn)有研究大多在迫選情境中探討支配策略喚起社會(huì)權(quán)力下兒童資源分配的發(fā)展特點(diǎn)，那么，在迫選和自由選擇兩種不同情境中，基于支配和聲望策略喚起的社會(huì)權(quán)力對(duì)3～8 歲兒童資源分配的影響是否有差別？該問(wèn)題有待進(jìn)一步深入探討。本研究假設(shè)：與迫選情境相比，在自由選擇情境中支配策略喚起社會(huì)權(quán)力下的兒童可能更傾向于選擇平等分配，在聲望策略下的兒童則仍可能傾向于選擇不平等分配。該研究一方面豐富和拓展了社會(huì)權(quán)力對(duì)3～8 歲兒童資源分配影響的理論研究，另一方面也為制定兒童的親社會(huì)行為和公平行為的培養(yǎng)方案提供實(shí)證研究依據(jù)。

2 實(shí)驗(yàn)1：基于支配和聲望的社會(huì)權(quán)力對(duì)3～8 歲兒童資源分配的影響

2.1 實(shí)驗(yàn)方法

2.1.1 被試

方便選取杭州市某幼兒園和小學(xué)3～8 歲兒童269 人。其中，3～4 歲兒童82 人（男生44 人），平均年齡為50.73±6.17 月；5～6 歲兒童85 人（男生39 人），平均年齡為72.38±4.86 月；7～8 歲兒童102 人（男生54 人），平均年齡為96.37±6.63 月。通過(guò)Gpower 3.1 計(jì)算，172 名被試則能保證在中等效應(yīng)量（w=0.30）的前提下有足夠的檢驗(yàn)效能（1-β>0.95）。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

自變量：年齡組（3～4 歲、5～6 歲、7～8 歲）、喚起策略（支配、聲望），均為被試間變量。因變量：大巧克力分配給高/低社會(huì)權(quán)力者的人數(shù)（百分比）和分配理由?？刂谱兞浚呵煽肆?duì)兒童和人物角色的吸引程度，人物角色的位置和社會(huì)權(quán)力的高低身份。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)材料與程序

任務(wù)程序分為以下兩個(gè)階段。（1）社會(huì)權(quán)力誘導(dǎo)。按照年齡和性別進(jìn)行隨機(jī)匹配分組。支配策略喚起組：參考Charafeddine等人（2016）的實(shí)驗(yàn)材料，設(shè)計(jì)了三段兩人情景對(duì)話圖片（商量玩手機(jī)、蕩秋千、跳繩）。要求被試回答“這兩個(gè)人誰(shuí)說(shuō)了算”，回答玩到自己想玩的游戲人物角色的兒童（n=115）進(jìn)行下一階段任務(wù)。聲望策略喚起組：參考Over 和Carpenter（2015）的實(shí)驗(yàn)材料，制作了一段視頻，內(nèi)容是一個(gè)人物角色始終模仿另一個(gè)角色的行為（坐姿、圍巾顏色、肢體動(dòng)作）。要求被試回答“這兩個(gè)人誰(shuí)說(shuō)了算”，回答被模仿的人物角色的兒童（n=154）進(jìn)行下一階段任務(wù)。圖片和視頻中的人物角色位置和高低社會(huì)權(quán)利者的身份進(jìn)行了平衡處理。（2）巧克力分配任務(wù)。確認(rèn)被試喜歡巧克力后，要求被試將兩塊大小不相等的巧克力分配給圖片/視頻中也喜歡巧克力的兩個(gè)人物角色。記錄被試大巧克力的分配選擇，詢問(wèn)分配原因并編碼。

2.1.4 編碼方式

參考Charafeddine 等人（2016）的編碼方式，將被試分配理由分為不相關(guān)理由和相關(guān)理由，相關(guān)理由分為維護(hù)社會(huì)權(quán)力、補(bǔ)償社會(huì)權(quán)力的不平等、與年齡或體型有關(guān)、角色喜好考慮四類(lèi)，相關(guān)理由的前兩類(lèi)考慮了社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)，后兩類(lèi)未考慮社會(huì)權(quán)利不對(duì)稱(chēng)。記錄相應(yīng)的人次。支配和聲望策略下分配理由的評(píng)分者信度分別為0.84和0.87，不一致的分類(lèi)經(jīng)兩位研究人員共同討論后確定。

2.2 結(jié)果

2.2.1 3～8 歲兒童資源分配行為的發(fā)展特點(diǎn)

不同年齡組兒童在兩種社會(huì)權(quán)力喚起策略下將大巧克力分配給高/低社會(huì)權(quán)力者的人數(shù)（百分比）如表1 所示。

表1 兩種策略下不同年齡組兒童資源分配行為的人數(shù)（百分比）

以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，大巧克力分配給高/低社會(huì)權(quán)力者的人數(shù)作為因變量，進(jìn)行逐步logistic 回歸模型分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，喚起策略、年齡組及兩者的交互作用均進(jìn)入回歸模型，喚起策略顯著預(yù)測(cè)資源分配行為（LRT，（1）=37.967，β=-3.705，p<0.001），即與支配喚起策略相比，聲望喚起策略下兒童更愿意給高社會(huì)權(quán)力者分配大巧克力。年齡也顯著預(yù)測(cè)資源分配行為（LRT，（1）=9.567，p=0.008），即3～4 歲比7～8 歲兒童更愿意將大巧克力分配給高社會(huì)權(quán)力者（LRT，（1）=6.419，β=-3.346，p=0.011）。年齡與喚起策略存在顯著交互作用（LRT，（2）=16.304，p<0.001），進(jìn)一步卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，支配喚起策略下的三個(gè)年齡組兒童為高、低社會(huì)權(quán)力者的分配行為差異顯著（（2）=24.382，p<0.001，Cramer's V=0.460），具體表現(xiàn)為：3～4 歲兒童傾向于將大巧克力分配給高社會(huì)權(quán)力者（（1）=8.805，p=0.003），7～8 歲兒童則傾向于將大巧克力分配給低社會(huì)權(quán)力者（（1）=14.245，p<0.001）。

聲望喚起策略下的三個(gè)年齡組兒童為高、低社會(huì)權(quán)力者的分配行為差異均不顯著（Fisher 精確檢驗(yàn)法，p=0.091），具體表現(xiàn)為：三個(gè)年齡組兒童均傾向于將大巧克力分配給高社會(huì)權(quán)力者（（1）=20.512/41.089/42.882，ps<0.001）。

2.2.2 3～8 歲兒童資源分配理由的發(fā)展特點(diǎn)

不同年齡組兒童在兩種社會(huì)權(quán)力喚起策略下的資源分配理由的人數(shù)（百分比）如表2 所示。

表2 兩種策略下不同年齡組兒童資源分配理由的人數(shù)（百分比）

以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，分配理由作為因變量，進(jìn)行逐步logistic 回歸模型分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有年齡組進(jìn)入回歸模型，年齡顯著預(yù)測(cè)分配理由（LRT，（2）=37.893，p<0.001），5～6歲和7～8 歲兒童比3～4 歲兒童傾向于給予相關(guān)理由的解釋?zhuān)↙RT，（1）=19.575，β=1.920，p<0.001；（1）=25.231，β=3.152，p<0.001）。進(jìn)一步卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，支配喚起策略下三個(gè)年齡組兒童給予相關(guān)與不相關(guān)分配理由人數(shù)比例差異顯著（（2）=22.973，p<0.001，Cramer's V=0.447），具體表現(xiàn)為5～6 歲和7～8 歲兒童均傾向于給予相關(guān)理由的解釋?zhuān)ǎ?）=19.600/30.118，ps<0.001）；在相關(guān)理由中，3～4 歲兒童更傾于向維護(hù)社會(huì)權(quán)力的解釋?zhuān)ǎ?）=10.783，p=0.005），而5～6 歲和7～8 歲兒童更傾向于補(bǔ)償社會(huì)權(quán)力不平等的解釋?zhuān)ǎ?）=14.529/33.588，ps<0.001）。

聲望喚起策略下三個(gè)年齡組兒童給予相關(guān)與不相關(guān)分配理由人數(shù)比例差異顯著（（2）=30.581，p<0.001，Cramer's V=0.446），具體表現(xiàn)為5～6 歲和7～8 歲兒童均傾向于相關(guān)理由的解釋?zhuān)ǎ?）=37.356/56.529，ps<0.001）；在相關(guān)理由中，三個(gè)年齡段兒童均傾向于維護(hù)社會(huì)權(quán)力的解釋?zhuān)ǎ?）=6.080，p=0.048；（2）=63.814，p<0.001；（2）=91.415，p<0.001）。

3 實(shí)驗(yàn)2：基于支配和聲望的社會(huì)權(quán)力對(duì)3～8 歲兒童資源自由分配的影響

3.1 實(shí)驗(yàn)方法

3.1.1 被試

方便選取杭州市某幼兒園和小學(xué)3～8 歲兒童272 人。其中，3～4 歲兒童77 人（男生34 人），平均年齡為48.95±5.61 月；5～6 歲兒童90 人（男生49 人），平均年齡為71.64±5.20 月；7～8 歲兒童105 人（男生57 人），平均年齡為94.84±7.38 月。Gpower 計(jì)算結(jié)果同實(shí)驗(yàn)1。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

自變量：同實(shí)驗(yàn)1。因變量：平等/不平等分配（高或低社會(huì)權(quán)力者）人數(shù)（百分比）和分配理由?？刂谱兞客瑢?shí)驗(yàn)1。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)材料與程序

任務(wù)程序分為以下兩個(gè)階段。（1）社會(huì)權(quán)力誘導(dǎo)：同實(shí)驗(yàn)1。能正確識(shí)別圖片/視頻中人物角色社會(huì)權(quán)力相對(duì)高低的兒童進(jìn)入下一階段任務(wù)（支配策略106 人；聲望策略166 人）。（2）資源自由分配任務(wù)。確認(rèn)被試對(duì)巧克力的喜好后，要求被試將三塊大小相等的巧克力分配給圖片/視頻中也很喜歡巧克力的兩個(gè)人物角色，巧克力允許不分完（Baumard et al.，2012）。記錄被試分配行為，并詢問(wèn)分配原因并編碼。

3.1.4 編碼方式

參考Baumard 等人（2012）的研究，將被試的資源分配方式記錄成X∶Y 的形式（表示分配給高、低社會(huì)權(quán)力者的巧克力數(shù)目），共有三類(lèi)：1∶1 表示平等分配，0∶1、0∶2、0∶3、1∶2 表示為低社會(huì)權(quán)力者分配更多巧克力，1∶0、2∶0、2∶1、3∶0 表示為高社會(huì)權(quán)力者分配更多巧克力，后兩種稱(chēng)為不平等分配方式。

不相關(guān)理由編碼同實(shí)驗(yàn)一，相關(guān)理由中分為考慮社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)（維護(hù)社會(huì)權(quán)力和補(bǔ)償社會(huì)權(quán)力不平等）、平等分配和未考慮社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)（年齡或體型有關(guān)和角色喜好考慮）。支配和聲望策略下分配理由的評(píng)分者信度分別為0.86 和0.88，不一致的分類(lèi)經(jīng)兩位研究人員共同討論后確定。

3.2 結(jié)果

3.2.1 3～8 歲兒童資源自由分配行為的發(fā)展特點(diǎn)

不同年齡組兒童在兩種社會(huì)權(quán)力喚起策略下平等與不平等分配巧克力的人數(shù)（百分比）如表3 所示。

表3 兩種策略下不同年齡組兒童資源自由分配行為的人數(shù)（百分比）

以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，平等/不平等分配人數(shù)作為因變量，進(jìn)行逐步logistic 回歸模型分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有喚起策略進(jìn)入回歸模型，喚起策略顯著預(yù)測(cè)資源分配行為（LRT，（1）=7.561，β=0.697，p=0.006），即與聲望喚起策略相比，支配喚起策略下的兒童更愿意平等分配。進(jìn)一步卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，支配喚起策略下的三個(gè)年齡組兒童平等與不平等分配行為人數(shù)比例差異不顯著（（2）=5.563，p=0.062），具體表現(xiàn)為，7～8歲兒童傾向于選擇平等分配資源（（1）=4.800，p=0.028）；在不平等分配行為中，三個(gè)年齡組兒童為高、低社會(huì)權(quán)力者的分配行為差異不顯著（ps>0.05）。

聲望喚起策略下的三個(gè)年齡組兒童平等與不平等分配行為人數(shù)比例差異不顯著（（2）=2.081，p=0.353），具體表現(xiàn)為，5～6歲和7～8 歲兒童均傾向于選擇不平等分配資源（（1）=6.811，p=0.009；（1）=9.720，p=0.002）；在不平等分配行為中，三個(gè)年齡段兒童均傾向于將更多的巧克力分給高社會(huì)權(quán)力者（（1）=5.762，p=0.016；（1）=21.778，p<0.001；（1）=39.706，p<0.001）。

3.2.2 3～8 歲兒童資源自由分配理由的發(fā)展特點(diǎn)

不同年齡組兒童在兩種社會(huì)權(quán)力喚起策略下的資源自由分配理由的人數(shù)（百分比）如表4 所示。

表4 兩種策略下不同年齡組兒童資源自由分配理由的人數(shù)（百分比）

以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，分配理由作為因變量，進(jìn)行逐步logistic 回歸模型分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有年齡組進(jìn)入回歸模型，年齡顯著預(yù)測(cè)分配理由（LRT，（2）=32.604，p<0.001），5～6歲和7～8 歲兒童比3～4 歲兒童傾向于給予相關(guān)理由的解釋?zhuān)↙RT，（1）=9.822，β=1.070，p=0.002；（1）=30.167，β=2.813，p<0.001）。進(jìn)一步卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，支配喚起策略下三個(gè)年齡組兒童給予相關(guān)與不相關(guān)分配理由的人數(shù)比例差異顯著（（2）=16.885，p<0.001，Cramer's V=0.399），具體表現(xiàn)為，5～6 歲和7～8 歲兒童均傾向于相關(guān)理由的解釋?zhuān)ǎ?）=6.081，p=0.014；（1）=26.133，p<0.001）；在相關(guān)理由中（除未考慮社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)2 人外），只有7～8歲兒童傾向于考慮平等分配的解釋?zhuān)ǎ?）=5.828，p=0.016）。

聲望喚起策略下三個(gè)年齡組兒童相關(guān)與不相關(guān)分配理由的人數(shù)比例差異顯著（（2）=23.666，p<0.001，Cramer's V=0.378），具體表現(xiàn)為，5～6 歲和7～8 歲均傾向于相關(guān)理由的解釋?zhuān)ǎ?）=23.113/56.853，ps<0.001）；在相關(guān)理由中（除未考慮社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)2 人外），5～6 歲和7～8 歲兒童均傾向于考慮社會(huì)權(quán)力不對(duì)稱(chēng)中的解釋?zhuān)ǎ?）=12.302/18.514，ps<0.001），且均為維護(hù)社會(huì)權(quán)力的解釋。

4 討 論

4.1 基于支配和聲望的社會(huì)權(quán)力對(duì)兒童資源分配的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，在兩種社會(huì)權(quán)力喚起策略下3～4 歲兒童的資源分配均符合匹配假設(shè)，即期望社會(huì)權(quán)力高的個(gè)體獲得更多的資源，并均給予維護(hù)社會(huì)權(quán)力的相關(guān)解釋。兒童在早期就已經(jīng)習(xí)得了優(yōu)勢(shì)評(píng)估，3～4 歲兒童已經(jīng)能識(shí)別與獲取自我利益有關(guān)的社會(huì)權(quán)力線索（Gülg?z & Gelman，2017），他們認(rèn)為采用支配手段的個(gè)體更討人喜歡，愿意給他們分配更多的資源（Grueneisen&Tomasello，2017）。同時(shí)，兒童認(rèn)為高聲望個(gè)體通常是受人尊重和歡迎的，他們會(huì)優(yōu)先考慮群體成員的利益，對(duì)群體成員給予幫助，兒童愿意對(duì)親社會(huì)的高社會(huì)權(quán)力者分配更多的資源（Henrich，Chudek，&Boyd，2015；Maner，2017）。

5歲左右時(shí)，兒童的道德與優(yōu)勢(shì)評(píng)估出現(xiàn)了沖突（Hawley，2003），開(kāi)始對(duì)采用支配和聲望策略的個(gè)體進(jìn)行區(qū)分（Kajanus，Afshord，&Warneken，2020），對(duì)支配他人的個(gè)體持有消極態(tài)度，認(rèn)為享有聲望的人比支配他人的人地位更高。但直到8 歲左右，兒童才開(kāi)始把親社會(huì)性策略作為他們獲得社會(huì)權(quán)力的主要手段（Hawley，2002）。本研究的結(jié)果驗(yàn)證了這個(gè)解釋?zhuān)粗鋯酒鸩呗韵?～8 歲兒童的資源分配符合補(bǔ)償假設(shè)，為低社會(huì)權(quán)力者分配更多資源，并給予補(bǔ)償社會(huì)權(quán)力不平等的解釋?zhuān)员磉_(dá)自己對(duì)高支配性社會(huì)權(quán)力者的不滿；而在聲望喚起策略下5～8 歲兒童的資源分配依舊符合匹配假設(shè)，為高社會(huì)權(quán)力者分配更多資源，并給予維護(hù)社會(huì)權(quán)力的解釋?zhuān)员磉_(dá)對(duì)高聲望社會(huì)權(quán)力者的偏愛(ài)。

4.2 基于支配和聲望的社會(huì)權(quán)力對(duì)兒童資源自由分配的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)有機(jī)會(huì)選擇平等分配時(shí)，接受支配喚起策略的7～8 歲兒童出現(xiàn)了平等偏好，并給予平等分配的相關(guān)解釋?zhuān)@與前人研究一致（梁福成，王心怡，唐衛(wèi)海，2015）。這可能是因?yàn)?～7 歲兒童公平觀念發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的變化，他們能將情景信息整合到對(duì)不平等分配的第三方判斷以及分配之中（Paulus，2014），會(huì)從有利于他們自己的資源分配轉(zhuǎn)向更加平等的分配（Cowell et al.，2017），但3～6 歲兒童公平分配的認(rèn)知和實(shí)際行為之間存在著差距（Blake，2018），直到7、8 歲時(shí)兒童才能做出相應(yīng)的行為（Smith，Blake，& Harris，2013）。此外，相比學(xué)齡前兒童，7～8 歲的學(xué)齡兒童在學(xué)校和父母身邊接觸到更多反對(duì)不公平行為的事例，更能意識(shí)到平等獲得資源和糾正過(guò)去不平等的重要性，因此會(huì)表現(xiàn)出更多的平等分配傾向（Elenbaas et al.，2016）。

然而，在自由選擇情境下，接受聲望喚起策略的5～8 歲兒童則都傾向于為高社會(huì)權(quán)力者分配更多資源，并給予維護(hù)社會(huì)權(quán)力不平等的相關(guān)解釋?zhuān)c支配喚起策略下7～8 歲兒童的平等分配行為表現(xiàn)出不同。一種可能是因?yàn)閮和谂c人交往時(shí)也會(huì)模仿他人，對(duì)被模仿的有聲望個(gè)體表現(xiàn)出積極反應(yīng)（Carpenter，Uebel，& Tomasello，2013），此時(shí)兒童可能開(kāi)始基于自身的情感信息簡(jiǎn)單地給個(gè)體打上優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)的標(biāo)簽，并對(duì)優(yōu)勢(shì)的個(gè)體表現(xiàn)出偏袒，給他們分配更多資源（Li，Spitzer，&Olson，2014）。另一種可能是，隨著年齡的增長(zhǎng)，7～8 歲學(xué)齡兒童不再嚴(yán)格遵循平等分配原則，他們開(kāi)始依據(jù)個(gè)人貢獻(xiàn)或需求進(jìn)行分配（Damon，1975），并把復(fù)雜的公平問(wèn)題置于平等之上，開(kāi)始考慮社會(huì)行為的意義（Engelmann&Tomasello，2019）。人們模仿的對(duì)象往往是那些非常成功的群體成員（Henrich&Gil-White，2001），這使得兒童可能認(rèn)為被模仿的人是在幫助模仿者完成活動(dòng)任務(wù)，被模仿者的貢獻(xiàn)更大，應(yīng)該要給他們分配更多的資源。

綜上，與迫選情境相比，在允許兒童進(jìn)行自由分配資源時(shí)，支配策略喚起社會(huì)權(quán)力下7～8 歲兒童會(huì)從補(bǔ)償社會(huì)權(quán)力不平等的資源分配轉(zhuǎn)變?yōu)槠降确峙?，而在聲望策略喚起社?huì)權(quán)力下5～8 歲兒童始終表現(xiàn)出維護(hù)社會(huì)權(quán)力的資源分配。

4.3 不足與展望

本研究發(fā)現(xiàn)接受聲望喚起策略的大多數(shù)3～4 歲兒童無(wú)法對(duì)自己的分配行為給予相關(guān)的合理解釋?zhuān)@意味著，3～4 歲兒童可能不能通過(guò)聲望策略的模仿線索來(lái)喚起社會(huì)權(quán)力感。Over 和Carpenter（2015）也發(fā)現(xiàn)了這個(gè)現(xiàn)象，5 歲兒童能夠從他人的模仿行為中推斷出誰(shuí)的社會(huì)地位高，而4歲兒童卻沒(méi)能做出正確推斷。另外，本研究采用的模仿線索是非言語(yǔ)線索，3～4 歲兒童很難在只有非言語(yǔ)線索的情況下判斷誰(shuí)是高權(quán)力者（Brey&Shutts，2015）。因此，未來(lái)的研究可以嘗試采用聲望策略的關(guān)注線索來(lái)喚起低齡兒童的社會(huì)權(quán)力，豐富和擴(kuò)展相關(guān)研究。