張 振 齊春輝 楊邵峰 趙智軍 高曉雷 熊建萍

(1 河南師范大學(xué)教育學(xué)院，新鄉(xiāng) 453007) (2 福州大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，福州 350116) (3 教育部人文社會科學(xué)重點研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300074) (4 陜西鐵路工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)生處，渭南 714000)(5 西藏大學(xué)教育學(xué)院，拉薩 850000)

1 引言

普遍信任（generalized trust）是指個體基于對匿名他人行為和意圖的善意預(yù)期，自愿接受不確定性或弱勢地位的一種心理意愿（Rousseau, Sitkin,Burt, & Camerer, 1998）。作為一種核心社會動機，信任對于社會生活的保障與繁榮是至關(guān)重要的（Dunning, Fetchenhauer, & Schl?sser, 2012）。我們很難想象當(dāng)缺乏信任時，一段婚姻或友誼仍能持久，任何公司或組織能夠發(fā)展（Zak & Knack, 2001）。當(dāng)市民與政治機構(gòu)彼此缺乏信任時，一個政府仍能夠良好運作也是令人難以置信的（Knack, 2002）。假如陌生人之間彼此缺乏信任，諸如eBay、淘寶等事物均不會出現(xiàn)（Dunning, Anderson, Schl?sser,Ehlebracht, & Fetchenhauer, 2014）。有鑒于此，信任問題已成為過去20年來經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)、政治學(xué)、心理學(xué)等學(xué)科的核心議題，并得到深入而廣泛的探討（Thielmann & Hilbig, 2015; Dunning et al., 2012）。

普遍信任往往牽涉到個體對匿名他人的抽象態(tài)度與行為，是一種雙方利益彼此相依的人際情境，而價值取向（value orientation）則反映了人們對他人利益的關(guān)注性，指相依情境中個體對自我-他人利益分配的偏好，能夠調(diào)控個體與他人互動時的態(tài)度與行為（戚艷艷, 伍海燕, 劉勛, 2017）。以往研究發(fā)現(xiàn)價值取向能夠直接或通過其他因素間接增強個體的普遍信任（Derks, Lee, & Krabbendam,2014; Kanagaretnam, Mestelman, Nainar, & Shehata,2009）。Derks等（2014）探究了青少年群體中性別與價值取向?qū)ζ毡樾湃蔚挠绊懀l(fā)現(xiàn)親社會者比親自我者表現(xiàn)出更多的信任與互惠行為。由此可知，價值取向是增強普遍信任的重要因素。

雖有研究初步證實了價值取向?qū)ζ毡樾湃蔚奶嵘饔茫湓敱M的作用機制尚未完全被揭示，相關(guān)議題的實證研究仍比較缺乏。作為人際互動所必須的一種優(yōu)良心理品質(zhì)，共情是分享與理解他人感受和情感的傾向性（Decety, 2011），包含認知與情感兩種成分，前者側(cè)重于個體從他人角度看待與理解問題的觀點采擇（Perspective Taking, PT），后者則強調(diào)對他人情緒體驗的一種自身替代性的同情關(guān)注（Empathy Concern，EC）（張鳳鳳, 董毅, 汪凱, 詹志禹, 謝倫芳, 2010）。有研究表明人們的觀點采擇能力越強，越善于從他人角度看待問題，具有更高的信任水平（Fett et al.,2014; 董軍等, 2018）；年齡增長所伴隨的觀點采擇能力增強也是導(dǎo)致個體成長過程中信任提升的重要因素（Fett, Gromann, Giampietro, Shergill, &Krabbendam, 2012）。同時，一些研究發(fā)現(xiàn)同情關(guān)注與催產(chǎn)素受體基因變異性存在緊密聯(lián)系（Smith,Porges, Norman, Connelly, & Decety, 2014），并能有效預(yù)測個體的信任行為（Krueger et al., 2012）。另外，先前研究已經(jīng)證實了價值取向能夠預(yù)測個體的認知與情感共情能力（Declerck & Bogaert, 2008），并調(diào)節(jié)心理推理與信任行為之間的關(guān)系（Derks, van Scheppingen, Lee, & Krabbendam, 2015）。因此，基于以往研究結(jié)果，本研究假設(shè)觀點采擇和同情關(guān)注在價值取向?qū)ζ毡樾湃蔚挠绊懼衅鹬薪樽饔谩?/p>

最后，觀點采擇和同情關(guān)注兩者存在緊密的聯(lián)系，觀點采擇在同情關(guān)注他人過程中起著至關(guān)重要的作用（Decety, 2011）。研究者往往將同情關(guān)注視為觀點采擇的深入，是對情緒狀態(tài)判斷推理后所產(chǎn)生感同身受的情緒反應(yīng)（丁鳳琴, 陸朝暉,2016），能夠增強對他人需求的理解進而提升同情關(guān)注（Christ, Carlo, & Stoltenberg, 2016）。例如，孫炳海等（孫炳海, 苗德露, 李偉健, 張海形, 徐靜逸, 2011）發(fā)現(xiàn)觀點采擇能夠促進大學(xué)生的助人行為，并通過同情傾向促進助人行為的產(chǎn)生。因此，觀點采擇-同情關(guān)注的鏈條也可能是價值取向促進普遍信任的途徑。綜上所述，本研究擬探討大一新生群體中價值取向、觀點采擇、同情關(guān)注和普遍信任之間的動態(tài)關(guān)系，并檢驗觀點采擇和同情關(guān)注的多重中介作用。

2 方法

2.1 被試

采用便利取樣的方法，通過班級現(xiàn)場測試方式對江蘇某高校在校大一學(xué)生進行調(diào)查?？偣舶l(fā)放問卷350份，最終回收有效問卷329份，有效回收率為94.00%。被試年齡范圍為16～22歲（平均年齡18.85歲，標(biāo)準(zhǔn)差為1.18），女性被試178名，占54.1%。

2.2 研究工具

2.2.1 價值取向滑塊測驗

選用張振等人（張振, 張帆, 原勝, 郭豐波, 王益文, 2015）修訂的中文版價值取向滑塊測驗（The Slider Measure）。紙筆測驗共有六個題目，每個題目包含九個備選項。受測者需要依據(jù)自己的喜好選擇相應(yīng)的選項，據(jù)此計算其價值取向角度，角度值越大提示其親社會性越強?；瑝K測驗具備優(yōu)良的心理統(tǒng)計學(xué)指標(biāo)，間隔一周的重測信度為0.92（張振等, 2015）。

2.2.2 人際反應(yīng)指標(biāo)量表

選用張鳳鳳等人（2010）修訂的中文版人際反應(yīng)指針量表（Interpersonal Reactivity Index-C）中的觀點采擇（Perspective Taking, PT）分量表和同情關(guān)注（Empathy Concern, EC）分量表。觀點采擇分量表包含五個項目，用于測量受測者自發(fā)地采納他人觀點與想法的傾向性，反映了共情的認知成分；同情關(guān)注分量表包含六個項目，用于測量受測者對遭遇不幸的他人的同情與關(guān)注的反應(yīng)傾向，反映了共情的情感成分。問卷使用李克特五點計分，從“1”表示完全不符合依次過渡到“5”完全符合，反向題則相反計分。本研究中觀點采擇分量表和同情關(guān)注分量表的內(nèi)部一致性信度分別為0.66和0.72。

2.2.3 普遍信任量表

采用由Yamagishi等人（2015）編制的普遍信任量表（The Inclusive General Trust Scale, IGTS），共有九個項目，如“大多數(shù)人是值得信任的”。該問卷采用的是7點計分方法，從“1”完全不合適到“7”完全合適逐漸過渡。本研究中量表的內(nèi)部一致性信度為0.73。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS19.0進行數(shù)據(jù)管理和分析?？紤]到偏差矯正的百分位Bootstrap方法更優(yōu)于傳統(tǒng)的Sobel檢驗（方杰, 張敏強, 2012），本研究使用此方法通過抽取5000個Bootstrap樣本估計中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，并使用Hayes（2012）編制的SPSS宏程序PROCESS對觀點采擇和同情關(guān)注的中介效應(yīng)進行差異顯著性檢驗。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗

考慮到研究中所有變量數(shù)據(jù)均是同一個體自評報告的，共同方法偏差效應(yīng)易于產(chǎn)生。為了消除同源偏差對結(jié)果的影響，問卷施測程序采用匿名填寫、平衡問卷順序等方式來進行控制。同時，依據(jù)周浩和龍立榮（2004）的建議，我們采用Harman單因素檢驗方法對所有問卷項目進行未旋轉(zhuǎn)的因子分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一個主成分解釋的變異為24.45%，未占總變異解釋量（55.62%）的一半，表明所測變量之間不存在共同方法偏差效應(yīng)。

3.2 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)

表1給出了主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。

表 1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)（N=329）

相關(guān)分析結(jié)果表明，價值取向與觀點采擇、同情關(guān)注和普遍信任均存在顯著正相關(guān)（r=0.21,p＜0.001;r=0.25,p＜0.001;r=0.25,p＜0.001）；觀點采擇與同情關(guān)注和普遍信任均存在顯著正相關(guān)（r=0.36,p＜0.001;r=0.29,p＜0.001）；同情關(guān)注和普遍信任有顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.38,p＜0.001）。

3.3 變量間的中介模型分析

我們將性別和年齡作為控制量，對全部變量進行中介模型分析。各變量間關(guān)系的回歸分析表明（見表2）。在控制性別和年齡之后，分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：價值取向可以顯著正向預(yù)測大一新生的觀點采擇（β=0.21,p＜0.001）；價值取向和觀點采擇均能顯著正向預(yù)測其同情關(guān)注（β=0.17,p＜0.001;β=0.32,p＜0.001）。當(dāng)價值取向、觀點采擇和同情關(guān)注共同預(yù)測普遍信任時，三者均能顯著預(yù)測大一新生的普遍信任傾向（β=0.14,p=0.008;β=0.15,p=0.006;β=0.28,p＜0.001）?？紤]到價值取向?qū)ζ毡樾湃蔚闹苯佑绊懭匀伙@著，觀點采擇和同情關(guān)注在價值取向與普遍信任之間起部分中介作用。

表 2 各變量間關(guān)系的回歸分析

表3數(shù)據(jù)呈現(xiàn)了價值取向影響普遍信任的三條間接途徑對應(yīng)的間接效應(yīng)及其差異的顯著性檢驗。觀點采擇和同情關(guān)注的總間接效應(yīng)（0.099，占總效應(yīng)的41.59%）的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，表明兩個中介變量在價值取向和普遍信任之間存在顯著的中介效應(yīng)。該中介效應(yīng)包含三條途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)：第一條途徑為價值取向→觀點采擇→普遍信任，其間接效應(yīng)值為0.031，置信區(qū)間不包含0值，表明觀點采擇在價值取向與普遍信任之間存在顯著的間接作用；第二條途徑為價值取向→觀點采擇→同情關(guān)注→普遍信任，其間接效應(yīng)值為0.019，置信區(qū)不包含0值，這表明該途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)顯著；第三條途徑為價值取向→同情關(guān)注→普遍信任，其效應(yīng)值為0.049，置信區(qū)間不包含0值，這表明該途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)顯著（見圖1）。

表 3 觀點采擇和同情關(guān)注的中介效應(yīng)分析

對不同途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)進行兩兩比較的差異顯著性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)比較3（間接效應(yīng)2和間接效應(yīng)3之間的差異）的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，這表明間接效應(yīng)3顯著高于間接效應(yīng)2。比較1（間接效應(yīng)1和間接效應(yīng)2之間的差異）和比較2（間接效應(yīng)1和間接效應(yīng)3之間的差異）的Bootstrap 95%置信區(qū)間含0值，表明間接效應(yīng)1與間接效應(yīng)2及間接效應(yīng)3之間均不存在顯著差異。

4 討論

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)價值取向、觀點采擇、同情關(guān)注和普遍信任均呈顯著正相關(guān)，表明價值取向與觀點采擇及同情關(guān)注有緊密聯(lián)系，且能夠提升大學(xué)生的普遍信任（戚艷艷等, 2017; Declerck &Bogaert, 2008; Derks et al., 2015）。更重要的是，中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在控制性別和年齡的影響后，觀點采擇和同情關(guān)注在價值取向與普遍信任的關(guān)系中起多重中介作用。這種中介作用通過三條間接途徑實現(xiàn)：第一，通過觀點采擇的獨立作用；第二，通過同情關(guān)注的獨立作用；第三，通過觀點采擇和同情關(guān)注的共同作用。

4.1 價值取向與普遍信任的關(guān)系：觀點采擇的中介作用

價值取向可單獨通過觀點采擇對普遍信任產(chǎn)生間接影響，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為13.11%。有研究發(fā)現(xiàn)價值取向可以顯著預(yù)測個體的信任、合作和公平?jīng)Q策等親社會行為（戚艷艷等, 2017），并通過心理推理、心理理論等認知技能來影響個體的人際信任（Derks et al., 2015）。與這些研究相一致，本研究進一步表明價值取向能夠通過提升大學(xué)生觀點采擇水平來促進普遍信任傾向。這可能是由于價值取向在一定程度上反映了個體對他人利益的關(guān)注程度（張振等, 張帆, 黃亮, 袁博, 王益文, 2014），那些價值取向得分越高的個體越善于考慮他人的利益得失，越容易理解他人的想法與意愿（Declerck & Bogaert, 2008），這在一定程度上促進了大學(xué)生的信任傾向。

4.2 價值取向與普遍信任的關(guān)系：同情關(guān)注的中介作用

價值取向可以單獨通過同情關(guān)注對普遍信任產(chǎn)生間接影響，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為20.52%。先前研究已經(jīng)初步證實了價值取向能夠有效預(yù)測個體的同情關(guān)注（Declerck & Bogaert,2008），且同情關(guān)注能夠有效促進人們的信任態(tài)度與行為（Smith et al., 2014）。當(dāng)前研究則進一步發(fā)現(xiàn)同情關(guān)注在價值取向與普遍信任之間的中介作用。換言之，較高的價值取向得分可以促進大學(xué)生的同情關(guān)注能力，進而對其普遍信任產(chǎn)生提升作用。這是因為高價值取向得分的個體與他人的自我重疊性更強（De Cremer, Tyler, & den Ouden,2005），更善于分享他人的情緒反應(yīng)并把握對方的需求，因而表現(xiàn)出更高的信任他人傾向（Krueger et al., 2012）。

4.3 價值取向與普遍信任的關(guān)系：觀點采擇-同情關(guān)注的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

觀點采擇和同情關(guān)注在價值取向與普遍信任之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占總效應(yīng)的比例為7.97%。價值取向能夠通過提升個體對他人想法的理解與把握，進而增強其對感同身受所伴隨的情緒情感的反應(yīng)，最終提高其整體的普遍信任水平。如前所述，高價值取向得分的個體往往更善于理解他人意圖與想法，諸如對方如何看待自己的行為決策、是否知曉自己所承受的風(fēng)險等，而這些換位思考的觀點理解則進一步增強其對他人情感需求的感同身受，最終促進其表現(xiàn)出更高的信任水平。有研究者發(fā)現(xiàn)價值取向大多要與觀點采擇、心理推理等認知技能相互作用才能促進普遍信任（Derks et al., 2015），且另一些研究表明觀點采擇在同情關(guān)注他人過程中扮演著重要作用（Decety, 2011），是同情關(guān)注的基礎(chǔ)與催化劑（丁鳳琴, 陸朝暉, 2016）。因此，當(dāng)前研究結(jié)果與此相一致，表明觀點采擇與同情關(guān)注在價值取向?qū)ζ毡樾湃蔚挠绊懼芯哂墟準(zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

5 結(jié)論

（1）價值取向、觀點采擇、同情關(guān)注和普遍信任彼此之間存在顯著的正相關(guān)；（2）價值取向、觀點采擇和同情關(guān)注均對普遍信任有顯著的正向預(yù)測作用；（3）觀點采擇和同情關(guān)注在價值取向和普遍信任之間起多重中介作用。