田 一,王 莉,許 燕,焦麗穎

(1.北京教育科學(xué)研究院基礎(chǔ)教育教學(xué)研究中心,北京 100036;2.北京體育大學(xué)心理學(xué)院,北京 100048;3.北京師范大學(xué)心理學(xué)部,應(yīng)用實(shí)驗(yàn)心理北京市重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,心理學(xué)國(guó)家級(jí)實(shí)驗(yàn)教學(xué)示范中心(北京師范大學(xué)),北京 100875;4.北京林業(yè)大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院心理學(xué)系,北京 100083)

1 引言

社會(huì)善念(social mindfulness)由Van Doesum等(2013)提出,最初譯為社會(huì)正念。后有研究者認(rèn)為譯作“社會(huì)善念”能更好地反映其背后的意義,更具中國(guó)特色(竇凱 等,2018;田一 等,2021),并將其定義為一種個(gè)體所具備的良好品質(zhì),在人際互動(dòng)情境中表現(xiàn)為:能感知他人狀態(tài)、尊重對(duì)方選擇,同時(shí)愿意做出選擇權(quán)的讓渡(田一 等,2021)。

社會(huì)善念的測(cè)量來(lái)源于筆選擇范式(Pen-choice Paradigm)(Kim &Markus,1999;Hashimoto,Li,& Yamagishi,2011),后來(lái)Van Doesum等(2013)受此啟發(fā),開(kāi)發(fā)了一系列社會(huì)決策任務(wù)組合,使物品選擇范式發(fā)展成為測(cè)量社會(huì)善念的一種經(jīng)典范式(Social Mindfulness Paradigm,簡(jiǎn)稱(chēng)SoMi范式)。該范式充分反映了個(gè)體做出顧及他人的選擇,而這種選擇包含了善意關(guān)注他人控制結(jié)果的技能和意愿(van Doesum et al.,2013)。該范式當(dāng)前更多地在西方文化背景下有所應(yīng)用(Mischkowski et al.,2018;Van Doesum et al.,2020;Van Doesum,Tybur,& Van Lange,2017;Van Doesum et al.,2013),但利他選擇會(huì)受文化因素的影響,而個(gè)體主義和集體主義是影響社會(huì)心理的重要維度。例如,在東方的集體主義文化下,個(gè)體處事原則是不給別人添麻煩(Hashimoto et al.,2011),社會(huì)善念中的利他選擇更多是防御聚焦(prevention focus),即保持現(xiàn)有的好名聲,預(yù)防自私選擇損害個(gè)人形象。但在西方的個(gè)體主義文化下,社會(huì)善念中的利他選擇更多是促進(jìn)聚焦(promotion focus)(Higgins,1998;Lockwood,Jordan,& Kunda,2002),為他人考慮的選擇可以使其獲得積極的認(rèn)可或自我獎(jiǎng)勵(lì)。Van Doesum等(2021)通過(guò)大規(guī)模問(wèn)卷調(diào)查表明社會(huì)善念在31個(gè)國(guó)家或地區(qū)存在顯著差異。有研究者指出,不同的文化背景,不同的互動(dòng)模式,影響了個(gè)體對(duì)利他選擇的不同推斷,進(jìn)而影響其社會(huì)善念的表達(dá)(任彧,2017)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于社會(huì)善念測(cè)量范式的應(yīng)用主要體現(xiàn)在互動(dòng)層面的感知視角(Dou et al.,2018;楊翠,2020;陳雅姣,2019;仇不凡,2019;竇凱 等,2018a;竇凱 等,2018b),而在個(gè)體層面的應(yīng)用僅有幾位研究者涉及,其結(jié)果存在較大待議問(wèn)題,信效度有待進(jìn)一步驗(yàn)證(陳滿琪,2016;劉嘉,2018;陳琪 等,2020)。因此,非常有必要探索本土化社會(huì)善念測(cè)量范式,并檢驗(yàn)其信效度。

研究擬首先考慮對(duì)選擇物品的處理。例如,經(jīng)典SoMi范式使用的郁金香、巧克力、奶酪等物品,具有典型的西方特色,是否適合于其他國(guó)家被試?同時(shí),物品的屬性不宜過(guò)多,經(jīng)典SoMi范式中同一組物品之間有較多的屬性差異,例如顏色、形狀等。其次,被試對(duì)備選物品進(jìn)行選擇時(shí),會(huì)不會(huì)依賴(lài)于自己的物品偏好進(jìn)行選擇,從而導(dǎo)致無(wú)法用“非唯一物品”選擇比例來(lái)衡量個(gè)體的社會(huì)善念水平。最后,有研究表明人們遵循相應(yīng)的策略驅(qū)動(dòng)做出自我選擇,大多數(shù)人會(huì)選擇稀缺性物品,而那些對(duì)多數(shù)對(duì)象有所偏好的人占少數(shù),被稱(chēng)之為“文化游戲玩家(cultural game players)”(Hashimoto et al.,2011)。因此,如何避免稀缺刺激所帶來(lái)的“文化策略”問(wèn)題,是需要重點(diǎn)考慮的。

基于以上問(wèn)題設(shè)計(jì)三個(gè)研究,從物品處理、偏好控制和稀缺刺激三個(gè)方面進(jìn)行探索,以期為國(guó)內(nèi)社會(huì)善念研究提供工具。

2 研究1 社會(huì)善念測(cè)量變式一的探索:物品屬性

2.1 研究目的

研究通過(guò)對(duì)經(jīng)典SoMi范式進(jìn)行物品普通化和單一屬性改編,檢驗(yàn)個(gè)體層面的社會(huì)善念測(cè)量變式一的信效度,確立本土化普適性的社會(huì)善念測(cè)量范式。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

在北京某高校招募60名大學(xué)生。其中,43名男生,17名女生。年齡在18～22歲(M=19.82,SD=1.02)。

2.2.2 研究程序

首先,對(duì)實(shí)驗(yàn)物品進(jìn)行本土化普適性改編。將經(jīng)典SoMi范式中的郁金香、巧克力、奶酪等物品刪除,增加一些不具文化特征的常見(jiàn)物品;然后由研究者邀請(qǐng)2位心理學(xué)教師和3名心理學(xué)研究生進(jìn)行基于物品的訪談,主要詢問(wèn)他們認(rèn)為這些物品的普適程度,以及在后續(xù)過(guò)程中可能會(huì)出現(xiàn)的問(wèn)題。

其次,對(duì)實(shí)驗(yàn)物品進(jìn)行單一屬性的調(diào)整。為了防止其他屬性的干擾,確立依據(jù)某一屬性作為物品區(qū)別的指標(biāo),然后讓訪談?wù)邔?duì)實(shí)驗(yàn)物品的單一屬性進(jìn)行評(píng)價(jià)。依據(jù)訪談?wù)呓ㄗh,最終確立以顏色作為單一屬性,初步選定20對(duì)物品;然后在課堂上請(qǐng)52名學(xué)生對(duì)初步選定的物品從熟悉度、依賴(lài)度、便捷度和社會(huì)度四個(gè)方面進(jìn)行評(píng)分,對(duì)綜合排名在前15位的物品進(jìn)行討論,最終選定12對(duì)普適性很高的物品,且每對(duì)物品僅有顏色屬性的差別。以此為基礎(chǔ)探索個(gè)體層面的SoMi變式一。

該范式的基本原理是:如果參與者選擇非獨(dú)一無(wú)二的物品(例如藍(lán)帽子),則另一個(gè)人仍然可以選擇兩類(lèi)物品(藍(lán)色或黃色帽子),這將被記為社會(huì)善念(計(jì)1分)。但是,如果參與者選擇了唯一的選項(xiàng)(黃帽子),他人只能選擇另一類(lèi)選項(xiàng)(三個(gè)相同的藍(lán)色帽子),這將被記為無(wú)社會(huì)善念(計(jì)0分)。各物品呈現(xiàn)順序如表1所示。最終分?jǐn)?shù)為實(shí)驗(yàn)組計(jì)分的平均值(即社會(huì)善念計(jì)分的比例),得出的數(shù)字介于0(全部是無(wú)社會(huì)善念選擇)和1(全部是社會(huì)善念選擇)之間。

表1 社會(huì)善念變式一中的物品呈現(xiàn)順序表

最后,在計(jì)算機(jī)課上,將SoMi變式一呈現(xiàn)在計(jì)算機(jī)上,同時(shí)將大五人格量表(Big Five Inventory)中的宜人性分量表(Benet-Martínez &John,1998)、一般信任問(wèn)卷(Yamagishi &Yamagishi,1994)、人際反應(yīng)指數(shù)的觀點(diǎn)采擇和移情關(guān)懷分量表(Davis,1983;戎幸,孫炳海,黃小忠,蔡旻穎,李偉健,2010;張鳳鳳,董毅,汪凱,詹志禹,謝倫芳,2010)、社會(huì)價(jià)值取向滑塊測(cè)驗(yàn)(The SVO Slider Measure)(Murphy et al.,2011)作為效標(biāo)工具,放在問(wèn)卷星平臺(tái)上,讓學(xué)生統(tǒng)一作答,作答結(jié)束后給予5元報(bào)酬。

2.3 研究結(jié)果

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn),研究所涉及的6個(gè)因子的特征值均大于1,且第1個(gè)因子的解釋率為25.96%,低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),表明研究并不存在明顯的共同方法偏差。

結(jié)果發(fā)現(xiàn),個(gè)體層面社會(huì)善念的均值為0.52,標(biāo)準(zhǔn)差為0.26。內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.78,但是效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度較差,與效標(biāo)變量的相關(guān)較低。具體如表2所示。因此,經(jīng)過(guò)普適化和單一屬性處理的社會(huì)善念變式一的信效度較差,不能有效測(cè)量個(gè)體社會(huì)善念。

表2 社會(huì)善念與效標(biāo)變量的相關(guān)表

3 研究2 社會(huì)善念測(cè)量變式二的探索:偏好控制

3.1 研究目的

在研究1的基礎(chǔ)上,加入物品偏好控制,再次進(jìn)行探索,檢驗(yàn)個(gè)體層面的社會(huì)善念變式二的信效度,確立本土化社會(huì)善念測(cè)量范式。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

在騰訊問(wèn)卷平臺(tái)上“回答小組”招募114名被試,70名男性,44名女性。大專(zhuān)及以下學(xué)歷11人,本科學(xué)歷90人,研究生學(xué)歷13人。年齡18～50歲(M=25.86,SD=6.17)。

3.2.2 研究程序

在研究1的基礎(chǔ)上,結(jié)合國(guó)外學(xué)者對(duì)于社會(huì)善念測(cè)量范式的改編(Mischkowski et al.,2018),進(jìn)行了呈現(xiàn)順序和物品數(shù)量的改編設(shè)計(jì)(見(jiàn)表3),形成社會(huì)善念變式二。

表3 社會(huì)善念變式2中的物品呈現(xiàn)順序表

該變式需要將實(shí)驗(yàn)條件和控制條件結(jié)合在一起進(jìn)行計(jì)分。例如第1試次(1個(gè)紅蘋(píng)果,3個(gè)綠蘋(píng)果)和第24試次(2個(gè)紅蘋(píng)果,2個(gè)綠蘋(píng)果),如果被試第1試次選擇3個(gè)綠蘋(píng)果中的一個(gè),第24試次選擇2個(gè)紅蘋(píng)果中的一個(gè),則表明被試對(duì)紅蘋(píng)果存在物品偏好,那么他/她在第1試次控制住了紅蘋(píng)果的物品偏好,選擇了非唯一的綠蘋(píng)果,證明被試有很強(qiáng)的社會(huì)善念。其他情況均不計(jì)分。最終被試計(jì)分總和除以12,即被試的社會(huì)善念分?jǐn)?shù)。分?jǐn)?shù)越高,表明社會(huì)善念越強(qiáng)。

首先將SoMi變式2采用計(jì)算機(jī)呈現(xiàn)(一個(gè)頁(yè)面呈現(xiàn)一組物品選擇),然后將HEXACO 誠(chéng)實(shí)-謙恭分量表(Lee &Ashton,2018)、社會(huì)價(jià)值取向滑塊測(cè)驗(yàn)(Murphy et al.,2011)作為效標(biāo)工具,編制在計(jì)算機(jī)上,然后發(fā)布在騰訊問(wèn)卷平臺(tái)上收集數(shù)據(jù),做完后進(jìn)行核查,作答有效發(fā)放2元紅包。

3.3 研究結(jié)果

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn),研究所涉及的7個(gè)因子的特征值均大于1,且第1個(gè)因子的解釋率為23.45%,低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),表明研究并不存在明顯的共同方法偏差。

結(jié)果表明,個(gè)體層面社會(huì)善念的均值為0.23,標(biāo)準(zhǔn)差為0.20。內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.75,但是效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度——與誠(chéng)實(shí)-謙恭相關(guān)顯著,與公平和不貪婪子維度相關(guān)顯著;但是與社會(huì)價(jià)值取向相關(guān)不顯著。具體見(jiàn)表4。因此,經(jīng)過(guò)普適化和單一屬性處理,且控制物品偏好的社會(huì)善念變式二仍不能有效測(cè)量個(gè)體的社會(huì)善念。

表4 社會(huì)善念與效標(biāo)變量的相關(guān)表

4 研究3 社會(huì)善念測(cè)量變式三的探索:稀缺刺激

4.1 研究目的

在研究2的基礎(chǔ)上,加入物品稀缺屬性的刺激,再次進(jìn)行改編,檢驗(yàn)個(gè)體層面的社會(huì)善念變式三的信效度,確立本土化社會(huì)善念測(cè)量范式。

4.2 研究方法

4.2.1 被試

在問(wèn)卷星采用樣本服務(wù)招募102名被試,49名男性,53名女性。大專(zhuān)及以下學(xué)歷10人,本科學(xué)歷81人,研究生學(xué)歷11人。年齡19～43歲(M=28.91,SD=5.88)。

4.2.2 研究程序

在上述研究的基礎(chǔ)上,進(jìn)行呈現(xiàn)順序和物品數(shù)量的改編設(shè)計(jì),全部將各組物品改編為1對(duì)3的形式,在設(shè)計(jì)順序呈現(xiàn)的時(shí)候,遵循完全隨機(jī)設(shè)計(jì),既考慮試次的隨機(jī)呈現(xiàn),又要考慮稀缺性物品的在4個(gè)物品中的隨機(jī)呈現(xiàn)(見(jiàn)表5),形成社會(huì)善念變式三。

表5 社會(huì)善念變式3中的物品呈現(xiàn)順序表

該變式也需要將實(shí)驗(yàn)條件和控制條件結(jié)合計(jì)分。例如,第1試次(1個(gè)紅蘋(píng)果,3個(gè)綠蘋(píng)果)和第24試次(1個(gè)綠蘋(píng)果,3個(gè)紅蘋(píng)果),如果被試第1試次選擇3個(gè)綠蘋(píng)果中的一個(gè),第24試次選擇3個(gè)紅蘋(píng)果中的一個(gè),則表明被試完全控制了對(duì)蘋(píng)果的物品偏好,在兩次稀缺性刺激下,依然選擇了非唯一的那個(gè)物品,證明被試有更強(qiáng)烈的社會(huì)善念。其他情況均不計(jì)分。最終還是以被試計(jì)分的總和除以12,即被試的社會(huì)善念分?jǐn)?shù)。分?jǐn)?shù)越高,表明社會(huì)善念越強(qiáng)。

首先將SoMi變式3采用計(jì)算機(jī)呈現(xiàn)(一個(gè)頁(yè)面呈現(xiàn)一組物品選擇),然后將HEXACO 誠(chéng)實(shí)-謙恭和宜人性分量表(Lee &Ashton,2018)、社會(huì)價(jià)值取向滑塊測(cè)驗(yàn)(Murphy et al.,2011)作為效標(biāo)工具,編制在計(jì)算機(jī)上,然后發(fā)布在騰訊問(wèn)卷平臺(tái)上收集數(shù)據(jù),做完后進(jìn)行核查,作答有效發(fā)放2元紅包。

4.3 研究結(jié)果

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn),研究所涉及的12個(gè)因子的特征值均大于1,且第1個(gè)因子的解釋率為18.49%,低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),表明研究并不存在明顯的共同方法偏差。

結(jié)果表明,個(gè)體層面社會(huì)善念的均值為0.36,標(biāo)準(zhǔn)差為0.35。內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.923。關(guān)于效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度:與誠(chéng)實(shí)-謙恭相關(guān)顯著(r=0.28,p<0.01);與宜人性相關(guān)顯著(r=0.18,p<0.05);與社會(huì)價(jià)值取向相關(guān)顯著(r=0.24,p<0.05)。具體如表6所示。因此,經(jīng)過(guò)普適化和單一屬性處理、控制物品偏好、關(guān)注稀缺刺激而改編的社會(huì)善念變式3,準(zhǔn)確有效地測(cè)量了個(gè)體社會(huì)善念。

表6 社會(huì)善念與效標(biāo)變量的相關(guān)表

5 討論

5.1 關(guān)于社會(huì)善念測(cè)量變式一

社會(huì)善念變式一所測(cè)的社會(huì)善念與大五人格因素中的宜人性相關(guān)不高,與社會(huì)價(jià)值取向相關(guān)也很低,這一點(diǎn)與國(guó)際研究不一致(Van Doesum et al.,2013)。究其原因,雖然對(duì)物品進(jìn)行了普適化和單一屬性處理,但沒(méi)有改變經(jīng)典SoMi范式的結(jié)構(gòu),對(duì)于這些控制條件中所呈現(xiàn)的物品類(lèi)別,不可能推斷出被試對(duì)某一種對(duì)象類(lèi)型的真正偏愛(ài)。同時(shí),從實(shí)驗(yàn)外部誤差的角度分析,結(jié)合預(yù)測(cè)后與學(xué)生的訪談發(fā)現(xiàn),被試對(duì)于物品選擇任務(wù)存在比較大困惑,特別是在3個(gè)完全相同的物品中做出選擇的時(shí)候,干擾了思考“我先選擇,然后其他人才能選擇”的念頭,所以造成一些信息損失;另外,部分被試對(duì)于社會(huì)價(jià)值取向滑塊測(cè)驗(yàn)也存在一定的不適應(yīng);這也許是造成效標(biāo)關(guān)聯(lián)結(jié)果不甚理想的原因。

5.2 關(guān)于社會(huì)善念測(cè)量變式二

社會(huì)善念變式二所測(cè)的社會(huì)善念與誠(chéng)實(shí)-謙恭相關(guān)達(dá)到0.214,這一結(jié)果與前人研究相似(Van Doesum et al.,2020;Van Doesum et al.,2013)。但其與社會(huì)價(jià)值取向相關(guān)不顯著,這與前人研究不一致(Van Doesum et al.,2013),推測(cè)其原因,除了物品偏好可能需要更嚴(yán)苛的控制之外,對(duì)于物品稀缺性的選擇偏好是否也應(yīng)該考慮在內(nèi)。因?yàn)樽钤嫉膩?lái)源——筆選擇范式在探討文化選擇的時(shí)候發(fā)現(xiàn),如果不進(jìn)行任何控制,個(gè)體更傾向于選擇稀缺唯一的物品(Hashimoto et al.,2011)。因此,研究在改編設(shè)計(jì)社會(huì)善念變式的時(shí)候,必須要關(guān)注稀缺屬性對(duì)個(gè)體的刺激。

5.3 關(guān)于社會(huì)善念測(cè)量變式三

從信度指標(biāo)看,社會(huì)善念測(cè)量變式的內(nèi)部一致性信度系數(shù)達(dá)到了0.923,說(shuō)明完全統(tǒng)一的一對(duì)三的物品呈現(xiàn)方式具有高度一致性,對(duì)于被試來(lái)講困擾性也比較低,較好地解決了經(jīng)典范式完全相同的3個(gè)物品所帶來(lái)的困擾以及對(duì)測(cè)量帶來(lái)的誤差。

從效度指標(biāo)來(lái)看,其所測(cè)的社會(huì)善念與誠(chéng)實(shí)-謙恭、宜人性和社會(huì)價(jià)值取向均有較高的顯著性相關(guān),特別是與社會(huì)價(jià)值取向的高相關(guān),與前人的研究保持一致(Van Doesum et al.,2013),也印證了社會(huì)善念具有較高的親社會(huì)價(jià)值取向的結(jié)論(Van Lange &Van Doesum,2015)。進(jìn)一步分析,變式3所測(cè)的社會(huì)善念與誠(chéng)實(shí)-謙恭中的真誠(chéng)和不貪婪維度相關(guān)顯著,與宜人性中的溫順和耐心維度相關(guān)顯著。綜合研究2結(jié)果,社會(huì)善念與謙虛一直都相關(guān)較低,這一點(diǎn)與國(guó)外學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)不一致(Van Doesum et al.,2020)。這可能與中國(guó)的謙虛文化有關(guān),大多數(shù)國(guó)人都是以謙虛為美德,所以不具有很好的區(qū)分度,表現(xiàn)為相關(guān)不顯著。

綜上,社會(huì)善念測(cè)量變式三充分考慮了物品屬性、偏好控制和稀缺刺激因素,經(jīng)過(guò)實(shí)證探索具有很好的信效度。鑒于該測(cè)量范式的實(shí)驗(yàn)性,研究的信效度檢驗(yàn)主要關(guān)注內(nèi)部一致性信度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度指標(biāo),未來(lái)可將物品選擇實(shí)驗(yàn)推廣到真實(shí)生活情境中,以檢驗(yàn)其外部生態(tài)效度,為社會(huì)善念研究結(jié)果在社會(huì)人際交往場(chǎng)景中的應(yīng)用奠定基礎(chǔ)。

6 結(jié)論

經(jīng)過(guò)物品本土普適化和單一屬性處理、控制物品偏好、關(guān)注稀缺刺激而改編的社會(huì)善念測(cè)量變式三,準(zhǔn)確有效地測(cè)量了個(gè)體的社會(huì)善念,可以作為國(guó)內(nèi)研究社會(huì)善念的基礎(chǔ)工具。