摘 要 以往研究發(fā)現(xiàn)，感知社會善念影響社會善念“接受者”對“實施者”的親社會行為。然而，目前尚不清楚先前互動中感知到社會善念是否會影響個體對隨后互動中陌生他人的親社會行為（溢出效應(yīng)）。結(jié)合經(jīng)濟(jì)互動游戲與認(rèn)知計算建模，考察了感知社會善念對青少年親社會行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，青少年在先前互動中感知高社會善念水平時，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動時，會做出更多的親社會選擇。計算建模結(jié)果表明，感知高社會善念增加了隨后互動中的優(yōu)勢不公平厭惡傾向，但并未影響劣勢不公平厭惡傾向。

關(guān)鍵詞 青少年 感知社會善念 親社會行為 不公平厭惡

1 引言

親社會行為與身心健康密切相關(guān)，那些樂于合作的、互惠利他的個體更容易取得成功（Roseth，2016; Wilson， 2015）。研究表明， 發(fā)展青少年的親社會行為，可以有效預(yù)防包括打架（Carlo et al.，2014）、學(xué)習(xí)成績欠佳（Allen et al.， 1997）、抑郁癥和焦慮（Haroz et al.， 2013）等問題。青少年期是個體新的社交、情感和認(rèn)知模式發(fā)生轉(zhuǎn)變的重要時期，在此期間建立的行為模式和社交關(guān)系將一直延續(xù)到成年時期。青少年發(fā)展出的親社會行為和其心理健康有著十分密切的聯(lián)系，因此，探索影響青少年親社會行為的關(guān)鍵因素，并促進(jìn)其親社會行為的發(fā)展，對其身心健康具有重要意義。

社會善念是個體在人際互動的過程中，充滿善意地關(guān)注、尊重并保護(hù)他人選擇的需要和權(quán)利，是一種低成本的親社會行為（趙欣等， 2022; vanDoesum et al.， 2013），對中學(xué)生人際關(guān)系、校園風(fēng)氣的發(fā)展有著十分重要的意義。社會善念強(qiáng)調(diào)覺察別人的需求和愿望，并且去保護(hù)他人進(jìn)行選擇的權(quán)利。與親社會行為相比，社會善念行為需要個體在當(dāng)下情境中判斷和理解對方的需求；做出社會善念行為并不需要付出很大的代價，對他人的社會善念是通過簡單的行為表現(xiàn)出來的，很多時候僅需要個體多為他人考慮一點（van Lange amp; van Doesum，2015）。個體做出社會善念行為時，其行為的動機(jī)比其行為最后的結(jié)果更重要（劉嘉， 2019）。

從社會善念行為實施方的角度出發(fā)，關(guān)注個體在人際依存情境中對他人需要與利益的善意關(guān)注（如給別人留有選擇余地）。竇凱等人（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體與高社會善念實施者進(jìn)行互動時，會對其做出更多的信任行為和合作行為。王懷勇等人（2023）的研究也發(fā)現(xiàn)，信任修復(fù)的效果會受到社會善念的影響，違背發(fā)生前信任方感知到違背方的社會善念能在一定程度上修復(fù)受損信任。趙欣等人（2022）針對學(xué)齡前兒童的研究發(fā)現(xiàn)，兒童對社會善念的理解與其心理理論的發(fā)展呈顯著正相關(guān)，兒童不僅在對他人的評價中會考慮對方是否有社會善念行為，他們在選擇朋友時也會考慮這一點。以往研究僅考察了感知社會善念“接受者”對社會善念“實施者”的親社會行為的影響。然而，現(xiàn)實中的社會互動行為并非單向重復(fù)的，當(dāng)我們接受了一個陌生人的幫助后，通常也更愿意幫助其他的陌生人，即廣義互惠行為（Gray et al.， 2014; Rankin amp; Taborsky，2009）。那么，當(dāng)“接受者”感知到不同水平的社會善念后，是否會影響其在隨后互動中對其他陌生人的親社會行為，即感知社會善念是否存在溢出效應(yīng)？

溢出效應(yīng)（spillover effect）是指一個主體的某一特征或信息會影響到并不具有這一特征或信息的其他主體的現(xiàn)象（Ahluwalia et al.， 2001; Peysakhovichamp; Rand， 2016）。羅特（Rotter， 1954）提出的人格社會學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，行為是由外部強(qiáng)化和內(nèi)部認(rèn)知過程共同決定的，個體主要或者基本的行為模式是在社會情境中習(xí)得的。先前不同的互動情境會對預(yù)期產(chǎn)生影響，個體根據(jù)對以某種方式行動會產(chǎn)生某種特殊強(qiáng)化的重要性的評價，來選擇或表現(xiàn)某種行為。Peysakhovich 和Rand（2016）采用重復(fù)囚徒困境（repeated prisoner' s dilemmas）將被試沉浸在鼓勵合作或背叛的環(huán)境中，考察如何影響其隨后在經(jīng)濟(jì)博弈中的親社會行為，結(jié)果發(fā)現(xiàn)了合作行為的“溢出效應(yīng)”。即在有成功激勵合作制度中的成員，即使在沒有這種制度激勵的互動中，仍然表現(xiàn)出更多的合作行為。袁博等人（2023）研究發(fā)現(xiàn)，在先前互動中形成的不公平感知，會降低個體在隨后社會互動中對無關(guān)陌生人的普遍信任，即不公平感知會產(chǎn)生溢出效應(yīng)。因此，我們推測，當(dāng)青少年在先前互動中感知到高社會善念后，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動時，會表現(xiàn)更多的親社會行為，即感知社會善念會產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

綜上，本研究擬通過兩項研究探究感知社會善念的溢出效應(yīng)。研究1 采用SoMi 范式和迷你獨裁者游戲（mini-dictator games）考察先前互動中感知到的社會善念水平，是否會影響青少年在優(yōu)勢不公平情境（個體作為優(yōu)勢方）下對其他陌生人的親社會行為。研究2 通過二元獨裁者游戲（binarydictator game）進(jìn)一步探討感知社會善念如何在優(yōu)勢和劣勢不公平（個體作為劣勢方）兩種情境下影響青少年對其他陌生人的親社會行為。同時，為檢驗感知社會善念影響親社會行為的認(rèn)知計算機(jī)制，我們采用Fehr 和Schmidt （1999）提出的不公平厭惡模型估計被試的不公平厭惡傾向。Fehr-Schmidt 的不公平厭惡模型假設(shè)，在進(jìn)行資源配置時，個體通過兩種不公平（優(yōu)勢和劣勢）厭惡動機(jī)抵制自利行為（Gao et al.， 2018）。因此，本研究采用兩個實驗，分別考察感知社會善念對兩種不公平（優(yōu)勢和劣勢）厭惡的影響。本研究結(jié)果將有助于理解感知社會善念如何促進(jìn)親社會行為，也為學(xué)校弘揚社會善念、推動青少年親社會行為的發(fā)展提供一定的科學(xué)借鑒。

2 研究1 感知社會善念對青少年在優(yōu)勢不公平情境下親社會行為的影響

2.1 被試

被試為90 名高中生，隨機(jī)分配到高感知社會善念組和低感知社會善念組。由于計算機(jī)故障，共有1 名被試數(shù)據(jù)缺失，最終共有89 個有效數(shù)據(jù)納入后續(xù)統(tǒng)計分析。其中，高感知社會善念組被試44人，低感知社會善念組被試45 人；男生被試47 人，女生被試42 人，平均年齡為16.10 ± .60 歲。使用Gpower 3.1軟件對樣本量進(jìn)行事后統(tǒng)計檢驗力分析，通過敏感度分析得到真實效應(yīng)量，在真實效應(yīng)量d =.57，顯著水平 α = .05 時，統(tǒng)計檢驗力達(dá)到.76。

2.2 實驗設(shè)計

采用單因素被試間設(shè)計，自變量為感知社會善念水平（高/ 低），因變量為獨裁者游戲中選擇親社會選項的比例以及不公平厭惡傾向。

2.3 實驗任務(wù)與流程

2.3.1 改編的物品選擇游戲

采用改編的物品選擇游戲（SoMi）操縱被試感知到的社會善念。該任務(wù)由竇凱等人（2018）在社會善念范式（social mindfulness paradigm; van Doesumet al.， 2013）的基礎(chǔ)上進(jìn)行了本土化修訂，通過設(shè)置假被試（玩家A）選擇“唯一物品選項”和“非唯一物品選項”的比例，來操縱被試感知到的社會善念水平。任務(wù)一共有24 個試次，其中控制組包括4個試次（4 個物品圖片中，“非唯一物品選項”、“唯一物品選項”各2 個）。本實驗任務(wù)中使用的所有圖片均由國內(nèi)學(xué)者竇凱等人（2018）進(jìn)行了本土化的處理。

實驗中，主試會提前設(shè)置好玩家A 的選擇策略，每一輪游戲都會由玩家A 先進(jìn)行選擇。如果玩家A選擇的是“非唯一物品選項”中的一個，玩家B（被試）就可以繼續(xù)在“唯一物品選項”或者是“非唯一物品選項”中進(jìn)行選擇，即玩家A給予了玩家B（被試）可以自主選擇的機(jī)會，玩家A 的行為是具有高社會善念的表現(xiàn)。如果玩家A 選擇了“唯一物品選項”，玩家B（被試）則只能在“非唯一物品選項”物品中進(jìn)行選擇，那么玩家A 剝奪了玩家B（被試）進(jìn)行選擇的權(quán)利，玩家A 的行為會被認(rèn)為是低社會善念行為（見圖1）。

在高社會善念條件下，玩家A 被設(shè)置為20% 的概率選擇“唯一物品”，80% 的概率選擇“非唯一物品”；在低社會善念條件下，玩家A 被設(shè)置為20%的概率選擇“非唯一物品”，80%的概率選擇“唯一物品”。在實驗過程中，通過隨機(jī)化處理所有不同類型的物品以及每一輪物品的排放位置以排除位置和物品偏好的影響。

2.3.2 回溯性問卷

完成上述物品選擇游戲后，為檢驗對社會善念水平的操縱是否成功，被試需要填寫一系列回溯性問卷?；厮菪詥柧碇饕ㄒ韵聝?nèi)容：感知到互動玩家（玩家A）的自利水平（perceived selfinterestedness，3 個條目）； 對他/ 她的喜歡程度（liking， 3 個條目）；是否期待在現(xiàn)實生活中和他/她相遇（desire to meet in real life， 3 個條目）（竇凱等，2018）。

2.3.3 迷你獨裁者游戲（mini-dictator games）

采用迷你獨裁者游戲（Chen amp; Krajbich， 2018）測量青少年在優(yōu)勢不公平情境下的親社會行為。在該任務(wù)中，被試會被隨機(jī)匹配到一個與先前互動中不同的新玩家，并進(jìn)行一項金錢分配游戲。游戲雙方彼此并不認(rèn)識，將來也不會見面。玩家匹配結(jié)束后，根據(jù)計算機(jī)隨機(jī)抽取的結(jié)果，決定被試和另一個玩家誰作為金錢方案的分配者。抽取結(jié)果由計算機(jī)提前設(shè)置，所有被試均作為金錢方案的分配者。被試需要在自己（分配者）和另一個玩家（接收者）之間進(jìn)行金錢分配。此外，實驗開始前告知被試，游戲結(jié)束后，隨機(jī)抽取一個被試在實驗過程中的選擇結(jié)果，作為被試和對方的實驗報酬。

游戲共包含50 個試次，被試需要在“自利選項”和“親社會選項”之間做出選擇，每個選項中被試的收益都是大于另一面玩家的（優(yōu)勢不公平情境）。被試可以按“F ”鍵或“J ”鍵選擇其中一個選項。為了避免位置的干擾，屏幕的左側(cè)和右側(cè)將會隨機(jī)顯示自利選項和親社會選項（見圖2）。

2.4 實驗流程

整個實驗具體流程如下。

（1）被試按照規(guī)定的時間來到實驗室后，主試先講解實驗的目的和要求，并填寫知情同意書；隨后被試填寫性別、年齡等人口學(xué)變量相關(guān)信息。

（2）告知被試參加由電腦程序呈現(xiàn)的改編的物品選擇游戲，并清楚告知游戲規(guī)則和注意事項。

（3）完成物品選擇游戲后，被試需要填寫一系列回溯性問卷。

（4）進(jìn)行迷你獨裁者游戲，為了保證實驗的順利進(jìn)行，主試需要告知清楚被試游戲規(guī)則及相關(guān)注意事項。

（5）被試離開實驗室前告知被試本次實驗?zāi)康暮蛯嶒炚嫦?，并按照既定的實驗?guī)則給被試發(fā)放被試費①。

2.5 數(shù)據(jù)分析處理

為檢驗感知社會善念影響親社會行為的認(rèn)知計算機(jī)制，我們采用Fehr 和Schmidt （1999）提出的不公平厭惡模型估計被試在迷你獨裁者游戲中的不公平厭惡傾向。個體對每個選項的效用由以下公式計算：

U=Ms-α（Ms-Mo）

△v=U（A）-U（B）

其中，Ms是獨裁者的報酬，Mo是接受者的報酬。參數(shù)α 表示個體的不公平厭惡傾向，α 越高表示不公平厭惡越強(qiáng)。△v是兩個選項之間的主觀價值差異， 通過softmax 函數(shù)轉(zhuǎn)化為被試在每個試次中的決策選擇：

采用分層貝葉斯模型擬合（hierarchical bayesianmodeling， HBM）方法， 對上述模型進(jìn)行擬合。HBM 使用MCMC （markov chain monte carlo）算法對參數(shù)最可能存在的分布形態(tài)進(jìn)行取樣逼近， 從而得到模型參數(shù)的后驗分布（posteriordistribution）。分層貝葉斯模型擬合使用了CmdStan（Stan Development Team），模型擬合均使用4 條獨立的MCMC 鏈，每條鏈包含2000 個有效樣本（周蕾等， 2019）。

2.6 結(jié)果

2.6.1 感知社會善念的操縱性檢驗

對高低社會善念組被試在各項回溯問卷上的評定進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于低社會善念組，高社會善念組被試更喜歡玩家A，t （87） =2.82， p lt; .01， d = .60；更期待與對方在現(xiàn)實中相遇，t （87） = 2.81， p lt; .01， d = .59；感知到的玩家A 具有更低的自利水平，t （87） = -2.58， p lt; .05， d = -.55（見表1）。以上結(jié)果表明，對高低社會善念水平的操縱有效。

2.6.2 感知社會善念水平對親社會行為的影響

對高低社會善念組被試選擇親社會選項的比率進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高社會善念組被試選擇親社會選項的比率（M = .85， SD =.12）顯著高于低社會善念組被試選擇親社會選項的比率（M = .76， SD = .22）， t （87） = 2.23， p lt;.05， d = .47（見圖3）。上述結(jié)果表明，在先前互動中感知到的社會善念水平越高，在接下來與陌生人進(jìn)行互動時，青少年就會做出更多的親社會行為。

2.6.3 感知社會善念水平對優(yōu)勢不公平厭惡傾向的影響

模型擬合的結(jié)果表明，模型參數(shù)的痕跡收斂較好，R-hat 值均小于1.1，4 條MCMC 鏈上分歧（divergences）數(shù)均為0，表明4 條獨立的MCMC 達(dá)到聚攏，模型擬合的結(jié)果穩(wěn)定可靠，擬合出的不公平厭惡參數(shù)可以較好地預(yù)測被試的選擇（總體預(yù)測準(zhǔn)確率M = .79， SD = .18，顯著高于隨機(jī)水平 .5， t （88） = 14.78， p lt; .001）。對高低社會善念組被試的不公平厭惡參數(shù)進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡參數(shù)（M = .68， SD = .14）顯著高于低感知社會善念組（M = .58， SD = .23），t （87） = 2.40， p lt; .05， d = .43（見圖4）。上述結(jié)果表明，先前互動中感知到的社會善念水平會影響青少年隨后互動中的優(yōu)勢不公平厭惡傾向，感知到的社會善念水平越高，青少年在隨后的互動中表現(xiàn)出的不公平厭惡傾向越強(qiáng)。

3 研究2 感知社會善念對青少年在優(yōu)勢與劣勢不公平情境下親社會行為的影響

研究1 結(jié)果表明，感知社會善念會影響青少年在優(yōu)勢不公平情境下親社會行為與優(yōu)勢不公平厭惡傾向。為了進(jìn)一步驗證研究1 的結(jié)果，研究2 擴(kuò)大了被試樣本量，并采用二元獨裁者博弈游戲，在優(yōu)勢與劣勢不公平兩種情境下，考察感知社會善念對青少年親社會行為的影響。在優(yōu)勢框架中，公平選項即為親社會選項；而在劣勢框架中，劣勢不公平選項為親社會選項。

3.1 被試

120 名高中生被試，隨機(jī)分配到高感知社會善念組和低感知社會善念組。由于計算機(jī)故障，共有1 名被試數(shù)據(jù)缺失，最終共119 個有效數(shù)據(jù)納入后續(xù)統(tǒng)計分析。其中，高感知社會善念組被試60 人，低感知社會善念組被試59 人；男生被試共63 人，女生被試共57 人，年齡在15～17 周歲（M = 16.09，SD = .59）。使用G*Power 3.1 軟件對樣本量進(jìn)行事后統(tǒng)計檢驗力分析，通過敏感度分析得到真實效應(yīng)量，在真實效應(yīng)量d = .49，顯著水平α = .05 時，統(tǒng)計檢驗力達(dá)到 .76。

3.2 實驗設(shè)計

采用單因素被試間實驗設(shè)計，自變量為感知社會善念水平（高/ 低），因變量為被試在二元獨裁者博弈游戲中親社會選擇的比例以及不公平厭惡傾向程度。

3.3 實驗任務(wù)與流程

3.3.1 二元獨裁者博弈游戲（binary dictator game）

二元獨裁者博弈游戲（Gao et al.， 2018）和實驗1 中的迷你獨裁者游戲類似。不同的是，二元獨裁者博弈游戲在迷你獨裁者游戲的基礎(chǔ)上增加了“劣勢框架”（自己處于劣勢地位的不公平分配），來檢驗青少年在這兩種框架下的親社會行為。游戲開始前會告知被試，我們會隨機(jī)為其匹配到一個與先前互動中不同的新玩家，并進(jìn)行金錢分配游戲。游戲雙方彼此并不認(rèn)識，將來也不會見面。玩家匹配結(jié)束后，根據(jù)計算機(jī)隨機(jī)抽取的結(jié)果，來決定被試和另一個玩家誰先進(jìn)行分錢選擇。抽取結(jié)果是由計算機(jī)提前設(shè)定，每次都是被試作為分配者。隨后，被試需要在他們自己（分配者）和另一個玩家（接收者）之間進(jìn)行金錢分配。在實驗過程中，對方并不知道彼此的身份，也不知道被試的選擇。此外，實驗開始前，主試告知被試，游戲結(jié)束后，會隨機(jī)抽取一個被試在實驗過程中的選擇結(jié)果，作為被試的實驗報酬，即被試在實驗中的選擇將會直接影響其接下來的實際收益。

游戲共包含72 個試次。在每個試次中，屏幕的左右兩邊都會呈現(xiàn)一個不公平選項（12/8 或8/12）和一個公平選項（10/10）（見圖5），被試需要在這兩個選項之間做出選擇。不公平選項和公平選項出現(xiàn)的位置在試次進(jìn)行平衡，被試通過按“F ”和“J ”鍵在左右兩個選項之間做出選擇。

3.3.2 回溯性問卷

同研究1。

3.3.3 改編的物品選擇游戲（SoMi）

同研究1。

3.4 研究流程

整個實驗具體流程如下：

（1）被試按照規(guī)定的時間來到實驗室后，主試先講解實驗的目的和要求，并填寫知情同意書；隨后被試填寫性別、年齡等人口學(xué)變量相關(guān)信息。

（2）告知被試參加由電腦程序呈現(xiàn)的改編的物品選擇游戲，并清楚告知游戲規(guī)則和注意事項。

（3）完成物品選擇游戲后，需要被試填寫一系列回溯性問卷。

（4）進(jìn)行迷你獨裁者游戲，為了保證實驗的順利進(jìn)行，主試需要告知清楚被試游戲規(guī)則及相關(guān)注意事項。

（5）被試離開實驗室前告知被試本次實驗?zāi)康暮蛯嶒炚嫦?，并按照既定的實驗?guī)則給被試發(fā)放被試費。

3.5 數(shù)據(jù)分析處理

為檢驗感知社會善念影響親社會行為的認(rèn)知計算機(jī)制，同樣采用Fehr 和Schmidt（1999）提出的不公平厭惡模型估計被試在二元獨裁者游戲中的不公平厭惡傾向。個體在迷你獨裁者游戲中對每個選項的效用由以下公式計算：

U=Ms-p*α*（Ms-Mo）-q*β*（Mo-Ms）

其中，Ms 和Mo 分別代表自我和他人收益，p和q 為指標(biāo)函數(shù)，如果Ms≥Mo（優(yōu)勢不平等），p= 1，否則為p = 0；如果Ms＜Mo（劣勢不平等），q = 1，否則為q = 0。該模型可以估計優(yōu)勢不公平厭惡參數(shù)α 和劣勢不公平厭惡參數(shù)β 的權(quán)重。模型假定，在進(jìn)行資源分配時，個體會將自身利益與兩種形式的不公平厭惡進(jìn)行權(quán)衡。α 和β 分別量化了在優(yōu)勢和劣勢框架下不公平厭惡傾向。

3.6 結(jié)果

3.6.1 感知社會善念的操縱性檢驗

對高低感知社會善念組被試的各項回溯問卷結(jié)果進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于低社會善念組，高感知社會善念組被試更喜歡玩家A，t （117） = 3.03， p lt; .01， d = .55；更期待與對方在現(xiàn)實中相遇，t （117） = 2.19， p lt; .05， d = .40；感知到的玩家A具有更低的自利水平，t （117） = -4.53， p lt; .001， d = -.83（見表2）。以上結(jié)果表明，對感知社會善念水平的操縱有效。

3.6.2 感知社會善念水平對親社會行為的影響

分別在優(yōu)勢框架和劣勢框架下，對高低感知社會善念組被試選擇親社會選項的比率進(jìn)行獨立樣本t檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在優(yōu)勢框架下，高感知社會善念組被試選擇親社會選項的比率（M = .60， SD = .26）顯著高于低感知社會善念組被試選擇親社會選項的比率（M = .49， SD = .31）， t （117） = 2.10， p lt; .05， d =.38。上述結(jié)果重復(fù)驗證了研究1 的發(fā)現(xiàn)，即在優(yōu)勢框架下，青少年在先前互動中感知到的社會善念水平越高，在隨后與陌生人進(jìn)行互動時，會做出更多的親社會行為（見圖6）。

在劣勢框架下，高感知社會善念組的被試選擇親社會行為（劣勢不公平選項）的比率（M = .30，SD = .23）和低感知社會善念組的被試選擇親社會行為的比率（M = .33， SD = .23）沒有顯著性差異，t （117） = -.76， p gt; .05。這表明，在劣勢框架下，相對于低社會善念組，高社會善念組的被試并沒有表現(xiàn)出更多的親社會行為（見圖7）。

3.6.3 感知社會善念水平對優(yōu)勢與劣勢不公平厭惡傾向的影響

模型擬合的結(jié)果表明，模型參數(shù)的痕跡收斂較好，R-hat 值均小于1.1，4 條MCMC 鏈上分歧（divergences）數(shù)均為0，表明4 條獨立的MCMC達(dá)到聚攏，模型擬合的結(jié)果穩(wěn)定可靠，擬合出的不公平厭惡參數(shù)和可以較好地預(yù)測被試的選擇（總體預(yù)測準(zhǔn)確率M = .66， SD = .11，顯著高于隨機(jī)水平.5，t （118） = 15.10， p lt; .001）。

對高低社會善念分組被試在優(yōu)勢和劣勢框架下的不公平厭惡參數(shù)進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡參數(shù)（M =.64， SD = .37）高于低感知社會善念組（M = .51， SD =.42），t （117） = 1.81， p = .073， d = .33 （圖8A）。高低感知社會善念組被試的劣勢不公平厭惡參數(shù)沒有顯著顯著差異，t （117） = 1.61， p gt; .05（圖8B）。

此外，將研究編號（研究1、研究2）作為一個變量，檢驗其是否與其他變量有交互作用。對優(yōu)勢不公平厭惡進(jìn)行兩因素方差分析，結(jié)果表明，研究編號的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 204） = 1.55， p gt; .05。感知社會善念的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 204） = 6.32， p lt; .05，ηp2 = .03，高感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡（M = .65， SD = .29）高于低感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡（M = .54， SD = .35）。研究編號與實驗條件的交互作用不顯著，F(xiàn) （1， 204） = .13， p gt;.05。上述數(shù)據(jù)表明，兩個研究中的優(yōu)勢不公平厭惡參數(shù)結(jié)果一致。

4 討論

青春期是由青少年向成年人的過渡階段，處于該時期的中學(xué)生，面臨著人際關(guān)系（由主要和父母接觸到需要和不同同伴接觸）和所處社會環(huán)境的劇烈變化（社會環(huán)境復(fù)雜化，面臨社會角色的調(diào)整）。在這個時期，青少年的認(rèn)知和情感高速發(fā)展，但尚未完全成熟，其對于外界事物的好壞的判斷能力仍然很弱，很容易因為受到外界環(huán)境的影響而做出違反道德、法律的行為。此外，由于青少年期是個體由兒童向成人過渡的階段，是個體新的社交、情感和認(rèn)知模式發(fā)生轉(zhuǎn)變的重要時期，在此期間建立的行為模式和社交關(guān)系將延續(xù)至成年期。因此，探索如何有效的推動青少年心理健康的發(fā)展，幫助其塑造健康、健全的人格，降低青少年犯罪率，提高其親社會性，具有十分重要的意義。

本研究通過兩個實驗，探討了先前互動中感知到的社會善念是否會影響青少年在隨后互動中對其他陌生人的親社會行為（溢出效應(yīng)）。研究1 結(jié)果表明，相對于低感知社會善念組，高感知社會善念組的青少年表現(xiàn)出更多的親社會行為。計算建模結(jié)果表明，高感知社會善念組的青少年在隨后互動中表現(xiàn)出更強(qiáng)的優(yōu)勢不公平厭惡。研究2 采用優(yōu)勢框架和劣勢框架的獨裁者博弈，進(jìn)一步驗證了研究1 結(jié)果。結(jié)果表明，在優(yōu)勢框架下，青少年在先前互動中感知到的社會善念水平越高，在隨后與陌生人進(jìn)行互動時，會做出更多的親社會行為；高感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡在數(shù)值上高于低感知社會善念組，雖未達(dá)到 .05 的顯著。這可能是由于研究2 的認(rèn)知計算模型相比研究1 涉及更多參數(shù)，模型更為復(fù)雜。因此，模型參數(shù)的估計過程更加困難，模型預(yù)測的準(zhǔn)確率也略有降低。

相對于低社會善念組，高社會善念組的被試在分錢游戲中會做出更多的親社會行為。這一結(jié)果與以往有關(guān)親社會行為研究中發(fā)現(xiàn)的間接互惠行為相一致（indirect reciprocity）。間接互惠指“我?guī)椭?，其他人幫助我”（Alexander， 1987; Nowak amp; Sigmund，1998; Nowak amp; Sigmund， 2005），間接互惠又分為下游間接互惠（downstream indirect reciprocity）和上游間接互惠（upstream indirect reciprocity）。下游間接互惠是指在過去社會互動過程中幫助過別人的人獲得幫助的幾率更高（Brandt amp; Sigmund， 2004， 2005; Chalubet al.， 2006; Engelmann amp; Fischbacher， 2009; Milinski etal.， 2002; Ohtsuki amp; Iwasa， 2004; Wedekind amp; Milinski，2000）；上游間接互惠是指在以往社會互動過程中得到幫助的個體更愿意在接下來的社會互動過程中幫助其他人（Bartlett amp; DeSteno， 2006; Dufwenberg et al.，2001; Greiner amp; Levati， 2005; Güth et al.， 2001）。研究1中觀察到的先前社會互動中感知到的社會善念水平對接下來互動中親社會行為的影響符合上游互惠的假設(shè)，拓展了上游互惠發(fā)生的場景，在以往有關(guān)上游互惠的研究中個體需要在之前的社會互動過程中接收到明顯的親社會行為，而本研究將這一情境推廣至社會善念。這一結(jié)果也拓展了以往關(guān)于社會善念和親社會行為關(guān)系的研究，以往相關(guān)研究主要發(fā)生在社會善念的“發(fā)出方”和社會善念“接收方”二者間的重復(fù)社會互動行為情境中，較少探索二者間互動行為對第三方的影響，本研究將先前互動中感知到的社會善念對親社會行為的影響拓展到第三方。

此外，研究1 發(fā)現(xiàn)，個體感知社會善念水平越高，優(yōu)勢不公平厭惡傾向就越強(qiáng)，研究2 中，高感知社會善念組被試的優(yōu)勢不公平厭惡數(shù)值上也高于低感知社會善念組。但研究2 的劣勢框架中，高低感知社會善念組被試的劣勢不公平厭惡參數(shù)沒有顯著差異。以往研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)勢不公平和劣勢不公平有著不同的神經(jīng)認(rèn)知基礎(chǔ)。優(yōu)勢不公平厭惡主要與社會和心智相關(guān)的加工有關(guān)，包括前腦島、右背側(cè)前額葉和背內(nèi)側(cè)前額葉；劣勢不公平厭惡主要與軀體感覺、情緒和沖突加工有關(guān)，包括杏仁核和背側(cè)扣帶回皮質(zhì)（Gao et al.， 2018）。對于優(yōu)勢和劣勢的不公平態(tài)度（或主觀價值觀）可能會根據(jù)情境而有所不同。例如，在作為獨裁者分配資源時，個體在與合作他人（如朋友或鄰居）互動時傾向于避免優(yōu)勢的不公平，但在與競爭對手（如競爭者或銷售員）互動時更容忍優(yōu)勢不公平。相比之下，情境變化對于厭惡劣勢不公平?jīng)]有影響（Loewenstein et al.， 1989）。與劣勢不公平相比，對優(yōu)勢不公平的回應(yīng)可能涉及更復(fù)雜的過程。雖然在短期內(nèi)比他人獲得更多可能會從經(jīng)濟(jì)上使自己受益，但由此產(chǎn)生的公平規(guī)范違反可能會讓合作伙伴感到沮喪，并損害個人聲譽，對長期合作和利益構(gòu)成威脅（Brosnan amp; de Waal， 2014）。

本研究拓展了以往關(guān)于感知社會善念的研究，發(fā)現(xiàn)感知社會善念影響親社會行為存在“溢出效應(yīng)”，即青少年在先前互動中感知高社會善念水平時，在隨后與陌生他人進(jìn)行互動時，會做出更多的公平利他選擇。本研究也存在一些不足，首先，本研究沒有對個體差異變量進(jìn)行探究，這些變量可能在感知社會善念對青少年親社會行為行為的影響中起到調(diào)節(jié)和中介作用，未來研究可以進(jìn)一步探討青少年感知社會善念溢出效應(yīng)的心理機(jī)制。其次，本研究雖然通過計算建模證實了青少年優(yōu)勢不公平厭惡與劣勢不公平厭惡的差異，但并未深入探究這一現(xiàn)象形成的原因，未來研究可以從不同情境、感知社會善念誘發(fā)的社會情緒等因素出發(fā)，進(jìn)一步探究造成個體優(yōu)勢不公平厭惡與劣勢不公平厭惡差異的深層原因。例如，研究發(fā)現(xiàn)，感激情緒與個體親社會性之間存在顯著正相關(guān)（Ma et al.， 2017）。本研究中被試可能由于感知到社會善念而產(chǎn)生感激情緒，進(jìn)而產(chǎn)生社會善念的溢出效應(yīng)。

5 結(jié)論

青少年在先前互動中感知到的社會善念水平，會影響其在接下來的互動情景中對其他陌生他人的親社會行為，在先前互動中感知到高社會善念的個體會降低其在隨后互動中對陌生他人的自利選擇行為，提高其親社會行為。

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本研究得到全國教育科學(xué)規(guī)劃一般項目“青少年道德決策中的同伴影響及其認(rèn)知情感機(jī)制研究”（BBA210033）的資助。