摘要 父母的信任水平如果能預(yù)測子女的信任水平，就表明信任存在代際傳遞現(xiàn)象。以198個家庭中的青少年及其父母為研究對象，采用投資博弈任務(wù)分別測量其信任水平，檢驗父母的信任是否能預(yù)測子女信任水平。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）父母的信任水平能夠預(yù)測子女的信任水平：如果母親是高信任者，其子女相信陌生人的可能性是其他人的3.17倍；如果父親是高信任者，子女成為高信任者的可能性是其他人的2.52倍；（2）父親和母親的信任水平存在顯著關(guān)聯(lián)，父母信任水平一致的家庭中半數(shù)以上子女表現(xiàn)出與父母相同的信任水平。

關(guān)鍵詞 信任，代際傳遞，議價博弈，青少年。

分類號 B844.2

1.問題提出

信任是個體間進(jìn)行交往時，交往雙方存在的一種互相支持的信念（Ben-Net & Halldorsson，2010）。這種信念讓個體相信他人不會利用自己的弱點獲益，從而敢于在交往中做出可能遭受損失的行為。因此，信任被看作影響經(jīng)濟(jì)增長模式和經(jīng)濟(jì)增長速度的重要因素（Calderon，Chong，& Galindo，2002；Dearmon & Grier，2011）。有研究者（Knack & Kee-fer，1997）對29個市場經(jīng)濟(jì)體的研究顯示：人們之間的信任水平每提高1個標(biāo)準(zhǔn)差就會帶來1.155%的經(jīng)濟(jì)增長。因此，信任受哪些因素影響，如何提高信任水平就成了心理學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)等學(xué)科共同關(guān)注的問題（Algan & Calhuc，2010；Buchan，Croson，&Solnick，2008；康廷虎，白學(xué)軍，2012）。國外有關(guān)信任的研究表明個體的信任水平受父母的信任水平的影響，即信任存在代際傳遞現(xiàn)象。例如，尼米-詹寧斯社會化研究追蹤考察了美國青少年及其父母的信任水平，并得出結(jié)論：高信任的父母，其子女成為高信任者的可能性較大（Niemi，Katz，& Newman，1980；尤斯拉納，2006）。德國經(jīng)濟(jì)學(xué)者（Dohmen，F(xiàn)alk，Huffman，& Sunde，2009，2012）的大規(guī)模調(diào)查結(jié)果也顯示信任存在代際傳遞。加拿大心理學(xué)研究者（Rotenberg，1995）分別采用了問卷法和囚徒困境實驗測量了小學(xué)生及其父母的信任水平，發(fā)現(xiàn)兩種方法所得結(jié)果略有不同，但都表明父母的信任水平能預(yù)測子女的信任水平?？傊?，這些國外的文獻(xiàn)大致表明信任有代際傳遞現(xiàn)象。最近，我國學(xué)者的研究顯示中國小學(xué)生家庭也存在信任的代際傳遞現(xiàn)象（池麗萍，2013），且發(fā)現(xiàn)父親和母親對子女信任水平的影響模式不同。這與國外對青少年和大學(xué)生被試的研究結(jié)果不同。例如，德國學(xué)者的研究（Dohmen，et al，2009，2012）顯示，父親和母親的信任水平都能夠線性預(yù)測子女信任水平，可能母親的作用稍大（對子女信任不同測量指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著，且大于0.20），父親的作用稍?。▽ψ优湃尾煌瑴y量指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著，但小于0.20）。這種差異可能是由于父母對不同年齡段子女觀念的影響力不同。然而，目前尚沒有關(guān)于我國青少年家庭信任代際傳遞的實證資料，因此，本研究將以我國青少年家庭為研究對象檢驗父母對子女信任水平的影響是否相同。

以往有關(guān)信任代際傳遞的研究大多采用問卷調(diào)查方式要求被試在“大多數(shù)人是可信的”和“與人交往時必須小心”兩個選項之間做出選擇，以此作為區(qū)分高信任者和低信任者的標(biāo)準(zhǔn)（尤斯拉納，2006）。但是，有研究者指出這類調(diào)查題目側(cè)重考察個體基于信念的信任，它能預(yù)測個體的一般信任行為，而要預(yù)測個體在在特定情境中——尤其是經(jīng)濟(jì)交往情境中——的信任行為則需要了解個體基于偏好的信任態(tài)度，而實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)中的經(jīng)濟(jì)博弈實驗為測量基于偏好的信任提供了很好的范式（Sapien-za，Toldra，& Zingales，2008），其中，議價博弈便是使用較為廣泛的信任測量方法之一。在該博弈實驗中，被試被隨機分配為A和B兩組，分別擔(dān)任信任者和被信任者的角色，雙方在整個博弈過程中互不見面。在博弈中，信任者A可以從兩種分配金錢的方法中選擇一種來實施分配。一種方法是每人獲得X元；另一種是讓B來決定是A得0元，B得4X元，還是A得1.5X元，B得2.5 X元。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的理性人假設(shè)，在一次性博弈中，由于缺乏明確規(guī)則和對背叛的懲罰，因此B會選擇（0，4X）的分配方案以達(dá)到利益最大化。理性人A能預(yù)測到B的選擇，所以議價博弈只存在一個納什均衡，即信任者A不信任對方，選擇二者各得X元。如果A信任B，他將選擇讓B參與博弈并期望B選擇（1.5X，2.5X）。根據(jù)被試的選擇可將他們分為低信任者和高信任者。以往的博弈實驗發(fā)現(xiàn)約有20%-50%扮演A角色的被試會選擇讓B來參與博弈，表現(xiàn)出對陌生人的信任（Holm & Nystedt，2008）。研究表明個體在博弈中的選擇能夠預(yù)測其在實際生活中的信任行為（Dean，2005；王沛，陳莉，2011），因此博弈任務(wù)可以作為信任變量的有效測量方法。本研究將采用議價博弈范式調(diào)查青少年及其父母的信任水平，在描述被試信任水平的基礎(chǔ)上檢驗父母與子女的信任水平是否有關(guān)，父母信任水平是否能預(yù)測子女的信任水平，更重要地是，父親和母親的影響力是否相同。

2.方法

2.1 被試

被試來自山東某城市的198個完整家庭，每個家庭中包括青少年子女、父親和母親。青少年被試的平均年齡為13.87歲（SD=0.68），其中有男生96人，女生102人；初一年級107人，初二年級91人。父母被試共396人，父親被試的平均年齡為41.70，標(biāo)準(zhǔn)差為4.21；母親的平均年齡為40.83，標(biāo)準(zhǔn)差為2.90。

2.2 工具與方法

研究采用問卷形式呈現(xiàn)議價博弈任務(wù)。經(jīng)典議價博弈中（X，X）和（1.5X，2.5X）兩個結(jié)果可能引發(fā)被試做“公平”判斷而非“信任”判斷，因此，本研究調(diào)整了金錢分配的比例，被試可以在（X，X）的必然結(jié)果和（2X，2X）的可能結(jié)果中進(jìn)行選擇。青少年被試的博弈指導(dǎo)語如下：

假設(shè)你和一個你不認(rèn)識的人（叫XX）分錢，下面有兩種分配方法可以選擇：方法1和方法2。下面是兩種方法的具體描述。

方法1：由其他人幫你們分，保證你分到5元錢，XX也分到5元錢。

方法2：讓XX來決定如何分配，他要么采用A方案，要么采用B方案來分配：

A.XX得到20元錢，你得到0元錢

B.XX得到10元錢，你也得到10元錢

具體采用A還是B方案，由XX來決定。

現(xiàn)在，你希望用哪種方法分錢呢，請在后面圈出你的選擇：方法1；方法2。

成人被試的指導(dǎo)語、任務(wù)形式與此類似，只是成人博弈任務(wù)中的金額數(shù)是青少年任務(wù)的10倍，即必然結(jié)果為（50，50），兩種可能結(jié)果分別為（200，0）和（100，100）。被試的選擇作為衡量其信任水平的指標(biāo)，選擇方法1表示被試不信任對方（即被試為低信任者），選擇方法2表示被試信任對方（即被試為高信任者）。

3.結(jié)果與分析

3.1 青少年及其父母的信任分析

首先，分析青少年和成人被試的信任水平。采用卡方配合度檢驗考察青少年以及其父母選擇兩種分配方法的人數(shù)是否存在顯著差異。結(jié)果如表1下方的合計部分所示，青少年被試中60.9%選擇不信任陌生人，顯著多于選擇信任對方的百分比（39.1%）X²（1）=9.39，p<0.01。而成人被試中，47.2%的父親和43%的母親為高信任者，詳見表1右側(cè)合計部分。無論是父親還是母親選擇信任的人數(shù)略少于選擇不信任的，但卡方檢驗顯示這些差異未達(dá)到顯著水平，X²（1）=0.51，3.49，ps>0.05。采用相關(guān)樣本的Wilcoxon檢驗分別考察青少年與其父親、母親選擇信任陌生人的人數(shù)是否存在顯著差異，結(jié)果顯示Z=-1.84，-0.73，ps>0.05?？梢?，青少年與成人的信任水平不存在顯著差異。

然后，排除青少年性別和年級對被試信任水平的影響。采用卡方獨立性檢驗分別考察不同性別和年級的青少年及其父母在議價博弈中的選擇是否存在顯著差異。

檢驗結(jié)果表明青少年信任水平并未因性別或年級不同而表現(xiàn)出差異，不同性別和年級青少年的父母信任水平也不存在顯著差異。因此，后面的統(tǒng)計分析將不再考慮青少年性別和年級的影響。

3.2 父母與青少年子女信任水平的關(guān)系

首先，初步分析父母和子女信任水平之間的關(guān)系。采用卡方獨立性檢驗分別考察父親、母親和青少年在議價博弈中的信任選擇是否存在關(guān)聯(lián)，結(jié)果表明青少年在博弈任務(wù)中的信任和不信任選擇與其父親和母親的選擇有關(guān)，X²（1）=9.70，14.64，ps<0.01。父親做出不信任選擇的情況下，有71.2%的子女也做出不信任選擇；父親做出信任選擇時，子女也做出同樣選擇的占總?cè)藬?shù)的50.5%。母親做出不信任選擇的情況下，有71.8%的子女也表現(xiàn)出不信任，而當(dāng)母親做出信任選擇時，55.4%的子女與母親做出一致選擇?？梢?，低信任父母的子女成為低信任者的概率遠(yuǎn)大于高信任父母的子女，而父母高信任者其子女成為高信任者的概率稍大于50%。

表1呈現(xiàn)了父母和青少年子女做出不同博弈選擇的人數(shù)及其在相應(yīng)被試群體中所占百分比。有61.5%的父親和子女做出一致選擇（即父親和子女都為高信任者或者都為低信任者），而那些子女與之做出不一致選擇的父親僅占總體的38.5；與此類似，母親與子女信任選擇一致的占母親被試總數(shù)的64.7%，而與子女所作選擇不同的人數(shù)百分比僅為35.3%?？梢?，父母與子女在議價博弈任務(wù)中的選擇具有一定一致性。

然后，進(jìn)一步分析父母信任水平是否能夠預(yù)測子女的信任水平，并嘗試做出較精確的定量描述。分別以父親和母親的博弈選擇為自變量，以青少年子女的博弈選擇為因變量進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析確認(rèn)父母的信任水平是否能預(yù)測子女信任水平，即信任是否存在代際傳遞。父親信任水平預(yù)測子女信任水平的模型擬合較好，X²（1）=9.76，p<0.01，-2Loglikelihood=253.87；模型可解釋青少年信任水平變異的7%（自變量的顯著性檢驗見表2）。模型顯示如果父親為高信任者，其子女成為高信任者的概率是低信任父親子女成為高信任者的2.52倍。母親對子女信任水平的預(yù)測模型擬合也較好X²（1）=14.71，p<0.01，-2Loglikelihood=244.91，能解釋子女信任水平變異的10%（回歸系數(shù)及顯著性檢驗結(jié)果見表2）。模型顯示，如果母親是高信任者，其子女成為高信任者的概率是低信任母親子女成為高信任者的3.17倍。

最后，將父親和母親對子女信任水平的預(yù)測作用置于家庭整體環(huán)境中，考察父母信任水平不同的家庭中子女的信任狀況。按照父母不同的信任水平可將家庭中成人的信任類型分成四類：父母均為低信任者，父母均為高信任者和父母中一個為高信任者一個為低信任者。描述統(tǒng)計結(jié)果顯示，在這四類家庭中父親和母親信任水平一致，即父母均為高信任者或者都為低信任者的家庭占樣本家庭的70.5%；父母信任水平不一致的家庭僅占29.5%。這說明父親與母親在議價博弈中表現(xiàn)出的信任水平具有較高一致性。然后，以家庭信任類型和子女信任水平為變量進(jìn)行卡方獨立性檢驗，結(jié)果顯示家庭信任類型影響子女信任水平，X²（3）=16.56，p<0.01。由表3可知，低信任的青少年有一半（50，9%）來自父母均為低信任者的家庭中，高信任的青少年也有42.9%來自父母都是高信任者的家庭中。

當(dāng)我們縱向觀察表3并對比四類家庭時可以發(fā)現(xiàn)，父母對青少年信任水平的影響并不均衡。這種不均衡體現(xiàn)在兩個方面：第一，低信任家庭中低信任子女的百分比大于高信任家庭中的高信任子女。在父母均為低信任者的家庭中，有76.6%的青少年成為低信任者；而在父母均為高信任者的家庭中僅有55.9%的青少年為高信任者。第二，母親對子女信任水平的影響大于父親。在父親為高信任者母親為低信任者的家庭中，58.8%的青少年成為低信任者，高于成為高信任者的比例（41.2%）。這一結(jié)果與表4一致。

4.討論

4.1 青少年與父母的信任水平

本研究有39.1%的青少年做信任選擇，即為高信任者，分別有47.2%的父親和43%的母親為高信任者。這與國內(nèi)調(diào)查所得結(jié)果類似，但高于國外信任水平。2003年，世界觀調(diào)查（采用“大多數(shù)人是否可信”的問題）結(jié)果顯示中國的信任度，即高信任者所占比例為46.3%（馬得勇，2008），與本研究中成年被試的信任水平基本持平，略高于青少年被試信任水平。但是，瑞典學(xué)者（Holm & Nystedt，2008）采用了與本研究相同方法考察瑞典大學(xué)生的信任水平卻發(fā)現(xiàn)被試中的高信任者比例僅為22%，遠(yuǎn)低于本研究中青少年和成人被試的高信任者比例。

4.2 青少年家庭中的信任代際傳遞

本研究發(fā)現(xiàn)父母的信任水平能夠預(yù)測子女的信任水平，與以往我們對中國小學(xué)生家庭中信任的代際傳遞研究結(jié)果一致（池麗萍，2013）。在我們的分析中區(qū)分了父親和母親各自的影響，發(fā)現(xiàn)母親在議價博弈任務(wù)中表現(xiàn)出的信任對子女信任的解釋率稍高于父親：如果母親是高信任者，其子女相信陌生人的可能性是低信任母親子女的3.17倍；如果父親是高信任者，子女成為高信任者的可能性是其他人的2.52倍。這一結(jié)果也得到后面不同信任類型家庭子女信任水平分析結(jié)果的支持。德國的多項研究也都表明父母信任水平對子女信任水平都有顯著預(yù)測作用，只是預(yù)測模型的回歸系數(shù)略有不同：相對于父親而言，母親信任水平的變化會引起子女信任水平更大幅度的變化（Dohmen，et al.，2009，2012）。這與本研究結(jié)果一致。然而，對我國小學(xué)生家庭代際傳遞現(xiàn)象的研究得到相反的結(jié)果：父親對子女信任水平變異的解釋率大于母親（池麗萍，2013）。本研究認(rèn)為父親和母親在子女不同成長階段承擔(dān)的角色以及發(fā)揮的作用都不同且在發(fā)生變化。隨著子女年齡的增長可能父親的影響在逐漸降低，直至成年階段可能都表現(xiàn)出母親影響大于父親（如Dohmen等人的研究結(jié)果，2012）。當(dāng)然，這一趨勢還需要實證研究的進(jìn)一步檢驗。

但是，采用人際信任量表對大學(xué)生及其父母進(jìn)行的研究顯示：父親的信任會實現(xiàn)代際傳遞，而母親的信任水平不能預(yù)測子女人際信任（Katz & Rotter，1969）。我們認(rèn)為這些不一致可能與各研究具體測量內(nèi)容不同有關(guān)。人際信任量表主要測量了人們對重要他人、無關(guān)聯(lián)的他人、社會角色、社會制度等各方面的信任，更多關(guān)注人們對所生活環(huán)境的總體認(rèn)識，所測量的是信任態(tài)度的信念成分；而博弈實驗則被認(rèn)為具有行為傾向，更多測量的是基于偏好的信任?？赡芤驗檠芯空邆冴P(guān)注了信任的不同側(cè)面才出現(xiàn)研究結(jié)果的不一致。

此外，本研究將父母和子女信任水平的關(guān)系放置在家庭背景中檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)父親和母親的信任水平存在顯著關(guān)聯(lián)，超過70%的父親和母親均為高信任者或均為低信任者。有關(guān)信任代際傳遞的新近研究也發(fā)現(xiàn)在同一家庭中夫妻雙方的信任水平存在顯著正相關(guān)，夫妻之間這種一致的信任態(tài)度有助于他們將這樣的態(tài)度傳遞給其子女（Dohmen，et al.，2009，2012）。本研究也發(fā)現(xiàn)父母信任水平一致的家庭中半數(shù)以上子女繼承了父母的信任態(tài)度，且低信任父母的子女中的低信任者多于高信任家庭中的高信任子女，似乎低信任父母對子女的影響更大。這一結(jié)果可能與個體信任水平發(fā)展特點有關(guān)。已有研究（Sutter & Kocher，2007）表明兒童信任水平隨年齡增長而逐漸提高，最終接近成人水平。本研究中的青少年被試信任水平較低，更容易表現(xiàn)出與低信任父母的一致性，我們預(yù)計在高中生及大學(xué)生群體中，高信任家庭中的高信任子女比例會增加，表現(xiàn)出子女與父母信任水平更高的一致程度。

當(dāng)然，青少年信任水平的發(fā)展會受到同伴、教師、傳媒等多方面的影響，本研究僅考察了父母信任水平的影響，因此預(yù)測模型的解釋率并不是那么高。但這些研究結(jié)果提示我們在社會核心價值體系的建構(gòu)和傳播過程中不可忽視家庭和父母對子女潛移默化的影響。

5.結(jié)論

本研究通過對青少年及其父母在議價博弈中表現(xiàn)出的信任水平的測量得到如下結(jié)論：（1）在議價博弈中有39.1%的青少年為高信任者，分別有47.2%的父親和43.0%的母親為高信任者；（2）父母的信任水平能夠預(yù)測子女的信任水平：如果母親是高信任者，其子女相信陌生人的可能性是其他人的3.17倍；如果父親是高信任者，子女成為高信任者的可能性是其他人的2.52倍；（3）父親和母親的信任水平存在顯著關(guān)聯(lián)，父母信任水平一致的家庭中半數(shù)以上子女繼承了父母的信任態(tài)度，且低信任父母的子女中的低信任者多于高信任家庭中的高信任子女。