王曉莊 張皎霄 趙嘉妍 趙 玥 安曉鏡 Ngure Mary Muthoni

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387)(2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發(fā)展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)(4 天津城市建設管理職業(yè)技術學院，天津 300134) (5 邢臺學院教科部，邢臺 054001)

1 引言

群體決策是指由兩人或多人組成的群體通過共享信息、交互影響，按照一定的協(xié)商規(guī)則達成解決方案的過程（Peniwati,2017）。從認知加工視角看，群體決策本質上是群體成員處理決策任務信息、達成決策共識的信息加工過程（于泳紅,汪航,2008）。隱藏文檔范式是探究群體決策信息加工的代表性研究范式，重點是對決策中非共享信息的分享與加工進行研究，對信息數(shù)量在群體成員中的分布進行操縱，只有群體成員掌握的信息匯總在一起才能做出正確決策（陳婷,孫曉敏,2016）。

群體信息加工的動機驅動模型（motivated information processing in groups model,MIP-G）及有關研究發(fā)現(xiàn)，群體信息加工受到社會動機的影響（de Dreu,Nijstad,& van Knippenberg,2008）。而社會動機具有引領信息篩選方向、影響信息提取和分享的驅動作用（de Dreu et al.,2008;Toma & Butera,2015）。合作動機和利己動機是典型的社會動機分型。持有合作動機的個體會認為群體其他成員也都是為群體目標而努力的，為群體達成最優(yōu)結果和最佳效益而積極行動（Randall,Resick,& DeChurch,2011;Sassenberg,Landkammer,& Jacoby,2014）。相反，持利己動機的成員，會刻意“扣留”所掌握的重要信息，為使自己優(yōu)先獲得績效而出現(xiàn)隱瞞甚至說謊行為（Steinel,Utz,& Koning,2010）。以往MIP-G 模型的有關研究均存在一個隱含的假設，即群體成員的社會動機是一致的，也就是群體中的每位成員持有相同的社會動機傾向。但在現(xiàn)實中，一個群體內成員所持有的社會動機傾向往往不盡相同。因此，本研究旨在探究群體成員社會動機一致性對決策的影響。

從已有研究看，持合作動機的群體有利于充分的信息分享；持利己動機的群體更多地出現(xiàn)信息的隱瞞（Toma & Butera,2009）。這可能意味著持合作動機的成員數(shù)量越多，信息分享程度就越高。同時，有研究發(fā)現(xiàn)，在群體中少數(shù)表現(xiàn)糟糕的成員會干擾其他成員的表現(xiàn)，產生“壞蘋果效應”（bad apple effect）（劉國芳,辛自強,林崇德,2017;Felps,Mitchell,& Byington,2006;Freeman & Greenacre,2011）。這或許說明，群體中利己成員不僅自身表現(xiàn)差，還可能對合作成員產生負面影響。由此提出假設1：群體中合作成員越少、利己成員越多，群體非共享信息分享越少，決策質量越差；非共享信息的分享在群體成員社會動機構成和決策質量間具有中介作用。假設2：在多數(shù)合作群體中，合作成員信息分享的表現(xiàn)受到少數(shù)利己成員的負面影響。

如果群體中持利己動機的成員數(shù)量越多，群體信息分享程度越低、決策質量更差，那么就有必要采取措施抑制這種負面影響。問責是對行為主體進行責任追究，預防和及時化解失責行為及不良后果的工作機制（Patil,Vieider,& Tetlock,2014）。過程問責是針對行為主體在完成任務過程中的違規(guī)或不利于目標達成的言行進行責任追究；結果問責是針對行為主體完成任務的數(shù)量、質量或效率上的不良結果進行責任追究。研究表明，過程問責更能有效提升判斷與決策質量（Liu & McLeod,2014;Scholten,van Knippenberg,Nijstad,& de Dreu,2007;Siegel-Jacobs & Yates,1996）。也有研究表明，過程問責和結果問責的效果差異往往取決于決策的任務性質和個體差異等因素，過程問責優(yōu)于結果問責并不是一個絕對的結論（d e Langhe,van Osselaer,& Wierenga,2011）。因此，雖然過程問責和結果問責的作用存在研究結果上的不同，但問責被證明是一種有效改善群體決策質量的糾偏方式。由此提出假設3：持利己動機傾向的成員比例過高導致的群體非共享信息分享受阻、群體決策質量不佳的問題，可由問責（過程問責與結果問責）來改善。

基于上述假設，本研究采用隱藏文檔范式，通過兩個實驗探究群體成員社會動機不一致影響群體決策的機制及提升決策績效的途徑。

2 實驗1：成員社會動機一致性對群體決策的影響

2.1 研究方法

2.1.1 被試

招募大學生360 人（女性204 名），平均年齡20.32±1.70 歲。母語漢語，無精神病史，未參與過類似實驗。隨機分配3 人為一組，共120 組。被試通過任務指導語進行社會動機啟動，其中全員合作條件、多數(shù)合作條件、多數(shù)利己條件及全員利己條件各30 組。

為檢驗社會動機啟動的有效性，額外設置無動機啟動條件16 組（共48 人，女性33 名，平均年齡20.25±1.87 歲）。通過四種動機啟動條件與無動機啟動組的比較，確認社會動機啟動條件的有效性。

2.1.2 實驗材料

決策任務及隱藏文檔材料。采用Toma 和Butera（2009）的“肇事嫌疑人”任務材料。要求參與者根據(jù)給出的信息，判斷一場交通事故中的肇事嫌疑人?？晒┡袛嗾厥孪右扇说男畔⒐?9 條，包括10 條共享信息、9 條非共享信息。在實驗操作中，給每位參與者提供3 條非共享信息，即形成“隱藏文檔”格局。只有當所有非共享信息匯總一起時，才能判斷出真正的肇事嫌疑人。該任務為透明的隱藏文檔材料，即被試所閱讀的材料會清楚標明哪些信息是共享信息、哪些是非共享信息。參與者的任務是在4 個可能的嫌疑人選項中進行選擇。

社會動機啟動材料及啟動效果檢驗問卷。采用Toma 和Butera（2009）研究材料中的指導語啟動不同的社會動機傾向，并通過合作動機和利己動機啟動檢驗問卷檢查啟動效果。問卷均采用Likert 9 點計分，分數(shù)越高，表示合作動機傾向或利己動機傾向程度越高。合作動機傾向檢測在本研究中的α 系數(shù)為0.87；利己動機傾向檢測在本研究中的α 系數(shù)為0.69。

2.1.3 實驗設計

群體社會動機類型分為全員合作、多數(shù)合作、多數(shù)利己、全員利己4 種。其中，群體成員均啟動合作動機的為全員合作組，均啟動利己動機的為全員利己組；2 人啟動合作動機、1 人啟動利己動機的為多數(shù)合作組；2 人啟動利己動機、1 人啟動合作動機的為多數(shù)利己組。因變量為非共享信息的分享比例、決策正確率。

2.1.4 實驗程序

（1）被試閱讀決策任務材料。3 人組成的群體進入實驗室后，圍坐在圓桌周圍，隨后閱讀決策任務材料。每位群體成員的閱讀材料包括10 條共享信息、3 條非共享信息。閱讀時間為3 分鐘。（2）成員社會動機啟動。通過指導語啟動形成四種實驗條件：全員合作群體，三人均閱讀合作動機啟動指導語；全員利己群體，三人均閱讀利己動機啟動指導語；多數(shù)合作群體，兩人閱讀合作動機啟動指導語，一人閱讀利己動機啟動指導語；多數(shù)利己群體，兩人閱讀利己動機啟動指導語，一人閱讀合作動機啟動指導語。（3）群體討論。討論過程允許攜帶閱讀的資料，全程錄音。時間最多為15 分鐘。（4）討論結束。以下三種情形之一即可結束討論：規(guī)定的15 分鐘時間到；群體成員達成一致意見而結束討論；利己動機成員宣布想出正確答案并叫停討論。（5）討論結束后，每位被試在答題紙上選擇肇事人選項，填寫社會動機啟動檢驗問卷。

2.1.5 數(shù)據(jù)處理

非共享信息分享個數(shù)的編碼與分享比例計算。對每個群體的討論錄音轉錄成文字，對討論過程中非共享信息分享條目進行編碼。由兩位獨立的編碼人員分別進行編碼。編碼人對研究假設不知曉，且接受了編碼方法培訓。取兩位編碼人員編碼數(shù)量均值作為非共享信息分享個數(shù)。非共享信息分享比例=群體非共享信息分享個數(shù)/非共享信息總數(shù)。非共享信息總數(shù)為9 條。

決策正確率計分。討論結束后，群體三人各自做出決策選項的選擇。若三人答案一致且正確，則為決策正確，計為1；若群體三人答案不一致或一致但不正確，則為決策錯誤，計為0。

采用SPSS 22.0 進行數(shù)據(jù)處理。有關中介效應的部分運算基于SPSS 軟件的數(shù)據(jù)分析，再計算得出（劉紅云,駱方,張玉,張丹慧,2013）。

2.2 結果

2.2.1 社會動機啟動效果及非共享信息分享數(shù)量編碼一致性檢驗

操縱檢驗結果顯示，合作程度得分在啟動合作動機（M=8.15,SD=1.05）、無動機啟動（M=7.75,SD=0.86）和啟動利己動機（M=7.05,SD=1.65）的被試間存在顯著差異，F(xiàn)(2,405)=30.71，p<0.001，η=0.13。啟動合作的被試與無動機啟動組被試的差異邊緣顯著（p=0.067），且顯著高于啟動利己的被試（p<0.001）；無動機啟動組被試顯著高于啟動利己的被試（p<0.01）。

利己程度得分在啟動合作動機（M=3.31,SD=1.62）、無動機啟動（M=3.98,SD=1.59）和啟動利己動機（M=5.03,SD=1.59）的被試間存在顯著差別，F(xiàn)(2,405)=52.47，p<0.001，η=0.21。啟動利己動機的被試顯著高于無動機啟動組（p<0.001）和啟動合作動機的被試（p<0.001）；無動機啟動組顯著高于啟動合作的被試（p<0.01）。根據(jù)兩個啟動組與無動機啟動組的比較結果可以認為，合作啟動可以有效增強被試的合作傾向而削弱利己傾向，利己啟動可以有效削弱被試的合作傾向而增強利己傾向。

兩位編碼人員的非共享信息分享數(shù)量具有較高的編碼一致性（α=0.97）。

2.2.2 群體決策質量

統(tǒng)計結果顯示，全員合作組、多數(shù)合作組、多數(shù)利己組、全員利己組的決策正確率分別為0.83、0.63、0.38 和0.23。

以全員合作組作為參照起點進行類別編碼（repeated），采用Logistic 回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)，全員合作組與多數(shù)合作組的正確率差異呈邊緣顯著（b=1.06,p=0.086），多數(shù)合作組與多數(shù)利己組差異顯著（b=1.09,p<0.05），多數(shù)利己組與全員利己組差異不顯著（b=0.64,p=0.263）。結果表明，全員合作組與多數(shù)合作組決策質量較好，而多數(shù)利己組和全員利己組決策質量較差。

2.2.3 非共享信息的分享

在群體層面，非共享信息的分享比例，全員合作組（0.89±0.12）、多數(shù)合作組（0.57±0.32）、多數(shù)利己組（0.41±0.28）、全員利己組（0.24±0.21）之間差異顯著，F(xiàn)(3,116)=38.42，p<0.001，η=0.50。全員合作組的非共享信息分享比例顯著高于多數(shù)合作組（p<0.001）、多數(shù)利己組（p<0.001）和全員利己組（p<0.001）；多數(shù)合作組顯著高于多數(shù)利己組（p<0.01）和全員利己組（p<0.001）；多數(shù)利己組顯著高于全員利己組（p<0.01）。

為了考察少數(shù)利己動機成員對群體信息分享的影響，將多數(shù)合作組與全員合作組中的合作動機成員的非共享信息分享數(shù)量進行比較。結果顯示，全員合作組的合作成員非共享信息分享條數(shù)（M=2.66,SD=0.50）顯著多于多數(shù)合作組的合作成員（M=1.95,SD=1.11），t(75)=4.62，p<0.001，d=1.07。相應地，為了考察少數(shù)合作動機成員對群體信息分享的影響，將多數(shù)利己組與全員利己組中的利己動機成員的非共享信息分享數(shù)量進行比較。結果顯示，全員利己組的利己成員非共享信息分享條數(shù)（M=0.71,SD=0.77）和多數(shù)利己組（M=0.97,SD=1.03）無顯著差異，t(102)=1.65，p=0.102。這說明少數(shù)利己成員的存在對多數(shù)合作組的合作成員產生了負面影響，而少數(shù)合作成員的存在對多數(shù)利己組的利己成員無顯著影響。

2.2.4 非共享信息分享在群體成員社會動機與決策質量間的中介作用

以往研究發(fā)現(xiàn)，群體的集體主義傾向可以通過信息分享對決策效果產生影響（Randall et al.,2011）。據(jù)此，本研究以群體中持有合作動機成員的比例作為自變量，非共享信息的分享比例作為中介變量，決策正確率為因變量，建立中介模型，檢驗群體成員社會動機類型是否通過非共享信息的分享來影響決策質量。決策正確率為二分變量，因此采用系數(shù)標準化方法，通過系數(shù)乘積法估計中介效應（劉紅云等,2013）。中介模型如圖1所示。

圖1 中介效應模型

結果發(fā)現(xiàn)，直接效應不顯著，中介效應顯著，中介效應量大小abstd=0.34，95%的置信區(qū)間為[0.14,0.53]。非共享信息的分享比例具有完全中介作用。

綜上，實驗1 結果發(fā)現(xiàn)，群體中持合作動機的成員越多，群體非共享信息分享比例越高，決策正確率也越高；群體非共享信息的分享在合作動機成員比例與群體決策質量間起完全中介的作用。同時，在多數(shù)合作組中，出現(xiàn)了少數(shù)利己成員造成的壞蘋果效應。多數(shù)利己、全員利己群體缺乏良好的信息分享氛圍，決策質量不佳。

3 實驗2：問責對全員利己及多數(shù)利己動機群體決策質量的影響

3.1 研究方法

3.1.1 被試

招募大學生共480 人（女性246 名），平均年齡19.69±1.60 歲。母語漢語，無精神病史，未參與過類似實驗。隨機分配3 人為一組，共160 組。被試通過指導語進行社會動機啟動，同時引入過程問責、結果問責、無問責條件，組成不同條件的群體類型。實驗條件為：全員利己條件81 個組，其中過程問責26 組，結果問責25 組，無問責30 組；多數(shù)利己條件79 個組，其中過程問責25 組，結果問責24 組，無問責30 組。

3.1.2 實驗材料

（1）決策任務及隱藏文檔材料，同實驗1。（2）社會動機啟動材料及啟動效果檢驗問卷，同實驗1。（3）“問責”啟動材料，采用Liu 和McLeod（2014）的問責啟動方法，通過指導語分別啟動過程問責和結果問責情境。

3.1.3 實驗設計

采用2（組別：全員利己、多數(shù)利己）×3（問責類型：無問責、結果問責、過程問責）組間設計。因變量為非共享信息的分享比例和決策正確率。

3.1.4 實驗程序

（1）被試閱讀決策任務材料。（2）成員社會動機啟動，同實驗1 全員利己和多數(shù)利己條件。（3）問責方式的啟動，通過指導語啟動過程問責、結果問責。（4）群體討論、討論結束及問卷答題，同實驗1。

3.1.5 數(shù)據(jù)處理

同實驗1。

3.2 結果

3.2.1 社會動機啟動效果及非共享信息分享數(shù)量編碼一致性檢驗

社會動機操縱結果顯示，啟動合作動機的被試合作程度得分（M=8.04,SD=1.32）顯著高于啟動利己動機被試的合作程度得分（M=4.85,SD=1.67），t(478)=16.04，p<0.001，d=1.47。啟動利己動機的被試的利己程度得分（M=6.00,SD=2.07）顯著高于啟動合作動機的被試的利己程度得分（M=3.21,SD=1.47），t(146.70)=14.33，p<0.001，d=2.37。表明合作動機和利己動機的操縱有效。兩位編碼人員的非共享信息分享數(shù)量具有較高的編碼一致性（α=0.88）。

3.2.2 群體決策質量

多數(shù)利己組的決策正確率在無問責條件下為0.20，在結果問責條件下為0.67，在過程問責條件下為0.80；全員利己組的決策正確率在無問責條件下為0.07，在結果問責條件下為0.64，在過程問責條件下為0.69。

以利己組別（以全員利己組為參照組）和問責條件（以結果問責為參照組）作為類別自變量，決策正確率作為因變量，進行Logistic 回歸分析。結果發(fā)現(xiàn)，利己組別在決策正確率上無顯著差異（b=0.54,p=0.162）；過程問責和結果問責條件的正確率無顯著差異（b=0.45,p=0.313），而結果問責條件的正確率顯著高于無問責組（b=2.55,p<0.001）。

3.2.3 非共享信息的分享

各實驗條件下，非共享信息的分享比例如表1所示。

表1 非共享信息的分享比例統(tǒng)計（M±SD）

方差分析結果顯示，對非共享信息的分享比例，問責方式的主效應顯著，F(xiàn)(2,154)=58.77，p<0.001，η=0.41；利己動機組別主效應不顯著，F(xiàn)(1,154)=0.34，p=0.559；利己動機組別與問責方式在非共享信息的分享比例上具有交互作用（見圖2），F(xiàn)(2,154)=6.25，p<0.01，η=0.04。

圖2 不同問責條件下非共享信息分享比例的比較

簡單效應分析表明，在三種問責條件下，全員利己組非共享信息的分享比例存在顯著差異，F(xiàn)(2,154)=51.95，p<0.001，η=0.40；多數(shù)利己組非共享信息的分享比例也存在顯著差異，F(xiàn)(2,154)=13.36，p<0.001，η=0.15。多重比較的結果見圖2。在全員利己條件下，過程問責和結果問責條件下非共享信息的分享比例均顯著高于無問責組（ps<0.001），過程問責與結果問責條件之間無顯著差異（p=0.284）；在多數(shù)利己條件下，過程問責和結果問責條件下非共享信息的分享比例均顯著高于無問責條件（ps<0.001），過程問責與結果問責條件之間無顯著差異（p=0.349）。

4 討論

本研究實驗1 的結果說明，當群體成員持相同的合作動機傾向，群體信息分享與決策正確率均顯著高于多數(shù)合作、多數(shù)利己和全員利己群體。社會動機在群體成員層面的分布對群體決策影響顯著，群體成員中合作動機傾向的成員數(shù)量越多，決策正確率就越高。從MIP-G 模型視角，社會動機在群體信息加工過程中具有引領信息篩選方向、影響信息提取和分享的驅動作用（de Dreu et al.,2008），持合作動機的成員越多，群體成員相互信任、信息互動及分享的驅動力越強，越能夠匯聚分散在群體成員層面的非共享信息，為群體做出正確的決策提供有力支撐。而在持利己動機成員占比較高的群體中則相反，利己動機驅動群體成員關注自身如何搶占先機，率先得到正確答案而從群體中勝出。在此過程中，他們會有意識地隱瞞信息，阻礙群體其他成員對重要決策信息的交流，干擾群體決策的進程和質量。正如有關談判的研究發(fā)現(xiàn)，利益受損的少數(shù)人懷有爭取最大利益的個人目的時，談判共識的達成會受到阻礙（Velden,Beersma,& de Dreu,2007）。

同時，實驗1 也發(fā)現(xiàn)，除了利己成員本身的表現(xiàn)較差以外，利己成員對于合作成員還存在負面影響。與全員合作群體中持合作動機的成員相比，多數(shù)合作組中持合作動機成員分享的非共享信息更少。而全員利己組與多數(shù)利己組中的利己動機成員分享的非共享信息沒有顯著差異。在一定程度上反映了少數(shù)利己動機成員的“壞蘋果”效應。而與之相對，作為少數(shù)的合作成員卻很難在多數(shù)利己群體中發(fā)揮明顯的積極引導作用。有研究從Beugré（2005）總結的認知階段模型（cognitive stage model）視角解釋認為，“壞蘋果”的干擾會使其他成員感到對群體伙伴的預期表現(xiàn)與觀察到的實際表現(xiàn)之間不一致，這種體驗激發(fā)了心理防御機制，導致自身表現(xiàn)的下降（Jaikumar & Mendonca,2017;Lin & Huang,2010）。從這一視角出發(fā)，在本研究中，由于使用的是透明的隱藏文檔材料（即被試能明確知道哪些信息是共享信息、哪些是非共享信息），利己動機成員反復分享共享信息而缺乏其他非共享的重要信息的貢獻，合作成員會意識到有群體成員分享信息不充分，心理預期與觀察到的實際表現(xiàn)不一致從而引發(fā)心理防御機制，導致自身分享信息的意愿下降。因此，應在群體成員層面防范個別利己動機成員對信息分享氛圍的不良影響。

本研究實驗2 證明了問責對利己動機群體的信息分享和決策質量的促進作用，過程問責和結果問責均可提升群體的非共享信息分享與決策質量，兩種問責方式的效果不存在顯著差異。在以往研究中，關于過程問責與結果問責優(yōu)劣的結論不盡一致，本研究的結果為兩種問責形式不存在絕對的優(yōu)劣之差的結論（de Langhe et al.,2011）提供了新的證據(jù)。并且，在本研究中，雖然兩種問責的效果無差別，但其發(fā)生作用的機理很大程度上是相異的。過程問責通常被認為是提升認知動機的有效手段（Liu & McLeod,2014），而認知動機在群體信息加工中影響著信息的搜索、整合與評價（Nijstad & Oltmanns,2012）。由于給被試呈現(xiàn)的材料中共享信息與非共享信息有明確的區(qū)分，當被試知道哪些信息更為重要時，過程問責促使成員對信息交互過程更加負責，在個體層面強化了尋求正確結果的動機（Scholten et al.,2007），促進了非共享信息作為相對重要信息的交流，提升了群體決策結果。而結果問責則影響著目標激勵，使成員出于成本效益的權衡認識到信息分享的價值（Nguyen,Nham,Froese,& Malik,2019）。結果問責形成的外部激勵使群體成員以利益最大化的角度去評估信息分享的益處，促進了信息分享及決策質量的改善。

本研究關注了兩種問責對決策的改善作用，但對于兩種問責方式在群體決策中發(fā)揮作用的不同機制有待今后的進一步驗證。未來還可借助fNIRs、fMRI 等技術探究群體成員相互影響的腦活動特征，以便更充分地揭示社會動機一致性影響群體決策的信息加工及情緒情感機制。

5 結論

（1）群體中持合作動機的成員比例越高，群體的信息分享和決策質量越好，信息分享在成員社會動機與決策質量之間起完全中介作用；（2）少數(shù)利己成員的存在對合作成員的信息分享產生負面影響；（3）過程問責與結果問責均促進了多數(shù)利己群體、全員利己群體的信息分享與決策質量。