基于支配和聲望的社會權力對3～8歲兒童資源分配的影響

/基于支配和聲望的社會權力對3～8歲兒童資源分配的影響【摘要】方便選取杭州市541名3～8歲兒童，探討在迫選和自由分配情境中，基于支配和聲望的社會權力對兒童資源分配的影響。結果發現：(1)在迫選情境中，支配策略下3～8歲兒童從傾向于為高社會權力者分配更多資源轉變為為低社會權力者分配更多，而聲望策略下3～8歲兒童均傾向于為高社會權力者分配更多資源；(2)在自由選擇情境中，支配策略下7～8歲兒童傾向于為不同社會權力者平等分配資源，而聲望策略下5～8兒童傾向于為高社會權力者分配更多資源。【關鍵詞】資源分配；社會權力；支配；聲望；兒童 1前言 資源分配行為是指個體在擁有分配權的情況下，根據個人意愿對資源進行分配的行為(孫王，莫秀鋒，2017)。學齡前兒童就能通過觀察他人對資源的分配和獲取來了解無形的社會信息(Liberman&Shaw，2017)，這也反映了他們的社會偏好(Spence&Imuta，2020)。因此，探究3～8歲兒童的資源分配不僅能反映他們親社會行為的發展，還能反映其道德和公平的發展。 隨著年齡增長，兒童的資源分配行為開始受到個體相對貢獻(Baumard，Mascaro，&Chevallier，2012)、群體成員關系(Elenbaas，Rizzo，Cooley，&Killen，2016)、社會權力(Charafeddineetal.，2016)等社會認知因素的影響，其中社會權力的不同獲得方式也對兒童資源分配行為存在著一定影響(程南華，李占星，朱莉琪，2018)。社會權力通常被定義為個體或團體對資源的非對稱控制力(Guinote，2017)。個體可以通過支配他人和贏取聲望兩種方式獲得社會權力(Cheng，Tracy，Foulsham，Kingstone，&Henrich，2013)，支配策略是指個體使用脅迫、恐嚇和權力的手段來獲得和維持社會權力，通常使用口頭命令或軀體行為來實現(Bernardetal.，2016)，3歲兒童認為高支配性者的社會權力更大(Charafeddineetal.，2016)。聲望策略是指個體通過展示有價值的知識和技能并贏得他人的尊重來獲得和維持社會權力(Maner，2017)，5歲兒童能明確識別聲望模仿線索，認為被模仿者比模仿他人者的社會權力更大(Over&Carpenter，2015)。 兒童對不同社會權力個體的資源分配行為符合兩種假設：匹配假設和補償假設(程南華，李占星，朱莉琪，2018)。匹配假設認為兒童會依據社會權力關系來匹配資源，即分配給高社會權力者更多資源，而給低社會權力者更少資源；補償假設則認為，兒童會認為這種社會權力的獲得本身就是不公平的，因此他們會為了補償這種不公平而給低社會權力者分配更多的資源。 3～4歲兒童會對通過強制方式獲得社會權力的個體分配更多資源(Grueneisen&Tomasello，2017；Charafeddineetal.，2016)，但對不同聲望地位的個體分配資源時卻不具有傾向性(Enright，Alonso，Lee，&Olson，2020)，5歲時，兒童開始能對采用支配和聲望策略的個體進行區分(Kajanus，Afshord，&Warneken，2020)，對通過支配手段獲得社會權力的個體持有消極態度，認為享有聲望的人比支配他人的人地位更高。到8歲時，兒童更多會采用親社會性策略而不認可支配策略，傾向對被支配的低社會權力者(Charafeddineetal.，2016)和提升集體利益的高聲望社會權力者(Koganetal.，2011)分配更多的資源。因此，不同社會權力喚起策略下3～8歲兒童的資源分配模式可能存在差別。隨著年齡增長，兒童對支配策略下的高社會權力者的資源分配可能會從匹配社會權力轉變為補償社會權力不平等，而對聲望策略下的高社會權力者，兒童可能要在5歲后才會表現出匹配社會權力的分配傾向。 另外，以往研究通常采用迫選情境，讓兒童分配不相等的資源(Charafeddineetal.，2016)，但有研究者認為，自由分配情境更能夠體現兒童的分配偏好，當分配兩塊大小不相等的餅干時，3～4歲兒童傾向將大塊的餅干分給貢獻更多的人，而自由分配(物品可分完，也可以不分完)三塊大小相同的餅干時，他們則傾向對不同貢獻的人進行平等分配(Baumardetal.，2012)。 綜上，現有研究大多在迫選情境中探討支配策略喚起社會權力下兒童資源分配的發展特點，那么，在迫選和自由選擇兩種不同情境中，基于支配和聲望策略喚起的社會權力對3～8歲兒童資源分配的影響是否有差別？該問題有待進一步深入探討。本研究假設：與迫選情境相比，在自由選擇情境中支配策略喚起社會權力下的兒童可能更傾向于選擇平等分配，在聲望策略下的兒童則仍可能傾向于選擇不平等分配。該研究一方面豐富和拓展了社會權力對3～8歲兒童資源分配影響的理論研究，另一方面也為制定兒童的親社會行為和公平行為的培養方案提供實證研究依據。 2實驗1：基于支配和聲望的社會權力對3～8歲兒童資源分配的影響 2.1實驗方法 2.1.1被試 方便選取杭州市某幼兒園和小學3～8歲兒童269人。其中，3～4歲兒童82人(男生44人)，平均年齡為50.73±6.17個月；5～6歲兒童85人(男生39人)，平均年齡為72.38±4.86個月；7～8歲兒童102人(男生54人)，平均年齡為96.37±6.63個月。通過G*power3.1計算，172名被試則能保證在中等效應量(w=0.30)的前提下有足夠的檢驗效能(1-β＞0.95)。 2.1.2實驗設計 自變量：年齡組(3～4歲、5～6歲、7～8歲)、喚起策略(支配、聲望)，均為被試間變量。因變量：大巧克力分配給高/低社會權力者的人數(百分比)和分配理由。控制變量：巧克力對兒童和人物角色的吸引程度，人物角色的位置和社會權力的高低身份。 2.1.3實驗材料與程序 任務程序分為以下兩個階段。(1)社會權力誘導。按照年齡和性別進行隨機匹配分組。支配策略喚起組：參考Charafeddine等人(2016)的實驗材料，設計了三段兩人情景對話圖片(商量玩手機、蕩秋千、跳繩)。要求被試回答“這兩個人誰說了算”，回答玩到自己想玩的游戲人物角色的兒童(n=115)進行下一階段任務。聲望策略喚起組：參考Over和Carpenter(2015)的實驗材料，制作了一段視頻，內容是一個人物角色始終模仿另一個角色的行為(坐姿、圍巾顏色、肢體動作)。要求被試回答“這兩個人誰說了算”，回答被模仿的人物角色的兒童(n=154)進行下一階段任務。圖片和視頻中的人物角色位置和高低社會權利者的身份進行了平衡處理。(2)巧克力分配任務。確認被試喜歡巧克力后，要求被試將兩塊大小不相等的巧克力分配給圖片/視頻中也喜歡巧克力的兩個人物角色。記錄被試大巧克力的分配選擇，詢問分配原因并編碼。 2.1.4編碼方式 參考Charafeddine等人(2016)的編碼方式，將被試分配理由分為不相關理由和相關理由，相關理由分為維護社會權力、補償社會權力的不平等、與年齡或體型有關、角色喜好考慮四類，相關理由的前兩類考慮了社會權力不對稱，后兩類未考慮社會權利不對稱。記錄相應的人次。支配和聲望策略下分配理由的評分者信度分別為0.84和0.87，不一致的分類經兩位研究人員共同討論后確定。 2.2結果 2.2.13～8歲兒童資源分配行為的發展特點 不同年齡組兒童在兩種社會權力喚起策略下將大巧克力分配給高/低社會權力者的人數(百分比)如表1所示。 以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，大巧克力分配給高/低社會權力者的人數作為因變量，進行逐步logistic回歸模型分析。結果發現，喚起策略、年齡組及兩者的交互作用均進入回歸模型，喚起策略顯著預測資源分配行為(LRT，(1)=37.967，β=-3.705，p＜0.001)，即與支配喚起策略相比，聲望喚起策略下兒童更愿意給高社會權力者分配大巧克力。年齡也顯著預測資源分配行為(LRT，(1)=9.567，p=0.008)，即3～4歲比7～8歲兒童更愿意將大巧克力分配給高社會權力者(LRT，(1)=6.419，β=-3.346，P=0.011)。年齡與喚起策略存在顯著交互作用(LRT，(2)=16.304，p＜0.001)，進一步卡方檢驗發現，支配喚起策略下的三個年齡組兒童為高、低社會權力者的分配行為差異顯著((2)=24.382，p＜0.001，Cramer'sV=0.460)，具體表現為：3～4歲兒童傾向于將大巧克力分配給高社會權力者((1)=8.805，p=0.003)，7～8歲兒童則傾向于將大巧克力分配給低社會權力者((1)=14.245，p＜0.001)。 聲望喚起策略下的三個年齡組兒童為高、低社會權力者的分配行為差異均不顯著(Fisher精確檢驗法，p=0.091)，具體表現為：三個年齡組兒童均傾向于將大巧克力分配給高社會權力者((1)=20.512/41.089/42.882，ps＜0.001)。 2.2.23～8歲兒童資源分配理由的發展特點 不同年齡組兒童在兩種社會權力喚起策略下的資源分配理由的人數(百分比)如表2所示。 以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，分配理由作為因變量，進行逐步logistic回歸模型分析。結果發現，只有年齡組進入回歸模型，年齡顯著預測分配理由(LRT，(2)=37.893，p＜0.001)，5～6歲和7～8歲兒童比3～4歲兒童傾向于給予相關理由的解釋(LRT，(1)=19.575，β=1.920，p＜0.001；(1)=25.231，β=3.152，p＜0.001)。進一步卡方檢驗發現，支配喚起策略下三個年齡組兒童給予相關與不相關分配理由人數比例差異顯著((2)=22.973，p＜0.001，Cramer'sV=0.447)，具體表現為5～6歲和7～8歲兒童均傾向于給予相關理由的解釋((1)=19.600/30.118，ps＜0.001)；在相關理由中，3～4歲兒童更傾于向維護社會權力的解釋((2)=10.783，p=0.005)，而5～6歲和7～8歲兒童更傾向于補償社會權力不平等的解釋((2)=14.529/33.588，ps＜0.001)。 聲望喚起策略下三個年齡組兒童給予相關與不相關分配理由人數比例差異顯著((2)=30.581，p＜0.001，Cramer'sV=0.446)，具體表現為5～6歲和7～8歲兒童均傾向于相關理由的解釋((1)=37.356/56.529，ps＜0.001)；在相關理由中，三個年齡段兒童均傾向于維護社會權力的解釋((2)=6.080，p=0.048；(2)=63.814，p＜0.001；(2)=91.415，p＜0.001)。 3實驗2：基于支配和聲望的社會權力對3～8歲兒童資源自由分配的影響 3.1實驗方法 3.1.1被試 方便選取杭州市某幼兒園和小學3～8歲兒童272人。其中，3～4歲兒童77人(男生34人)，平均年齡為48.95±5.61個月；5～6歲兒童90人(男生49人)，平均年齡為71.64±5.20個月；7～8歲兒童105人(男生57人)，平均年齡為94.84±7.38個月。G*power計算結果同實驗1。 3.1.2實驗設計 自變量：同實驗1。因變量：平等/不平等分配(高或低社會權力者)人數(百分比)和分配理由。控制變量同實驗1。 3.1.3實驗材料與程序 任務程序分為以下兩個階段。(1)社會權力誘導：同實驗1。能正確識別圖片/視頻中人物角色社會權力相對高低的兒童進入下一階段任務(支配策略106人；聲望策略166人)。(2)資源自由分配任務。確認被試對巧克力的喜好后，要求被試將三塊大小相等的巧克力分配給圖片/視頻中也很喜歡巧克力的兩個人物角色，巧克力允許不分完(Baumardetal.，2012)。記錄被試分配行為，并詢問分配原因并編碼。 3.1.4編碼方式 參考Baumard等人(2012)的研究，將被試的資源分配方式記錄成X∶Y的形式(表示分配給高、低社會權力者的巧克力數目)，共有三類：1∶1表示平等分配，0∶1、0∶2、0∶3、1∶2表示為低社會權力者分配更多巧克力，1∶0、2∶0、2∶1、3∶0表示為高社會權力者分配更多巧克力，后兩種稱為不平等分配方式。 不相關理由編碼同實驗一，相關理由中分為考慮社會權力不對稱(維護社會權力和補償社會權力不平等)、平等分配和未考慮社會權力不對稱(年齡或體型有關和角色喜好考慮)。支配和聲望策略下分配理由的評分者信度分別為0.86和0.88，不一致的分類經兩位研究人員共同討論后確定。 3.2結果 3.2.13～8歲兒童資源自由分配行為的發展特點 不同年齡組兒童在兩種社會權力喚起策略下平等與不平等分配巧克力的人數(百分比)如表3所示。 以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，平等/不平等分配人數作為因變量，進行逐步logistic回歸模型分析。結果發現，只有喚起策略進入回歸模型，喚起策略顯著預測資源分配行為(LRT，(1)=7.561，β=0.697，p=0.006)，即與聲望喚起策略相比，支配喚起策略下的兒童更愿意平等分配。進一步卡方檢驗發現，支配喚起策略下的三個年齡組兒童平等與不平等分配行為人數比例差異不顯著((2)=5.563，p=0.062)，具體表現為，7～8歲兒童傾向于選擇平等分配資源((1)=4.800，p=0.028)；在不平等分配行為中，三個年齡組兒童為高、低社會權力者的分配行為差異不顯著(ps＞0.05)。 聲望喚起策略下的三個年齡組兒童平等與不平等分配行為人數比例差異不顯著((2)=2.081，p=0.353)，具體表現為，5～6歲和7～8歲兒童均傾向于選擇不平等分配資源((1)=6.811，p=0.009；(1)=9.720，p=0.002)；在不平等分配行為中，三個年齡段兒童均傾向于將更多的巧克力分給高社會權力者((1)=5.762，p=0.016；(1)=21.778，p＜0.001；(1)=39.706，p＜0.001)。 3.2.23～8歲兒童資源自由分配理由的發展特點 不同年齡組兒童在兩種社會權力喚起策略下的資源自由分配理由的人數(百分比)如表4所示。 以喚起策略、年齡組及兩者的交互作用作為自變量，分配理由作為因變量，進行逐步logistic回歸模型分析。結果發現，只有年齡組進入回歸模型，年齡顯著預測分配理由(LRT，(2)=32.604，p＜0.001)，5～6歲和7～8歲兒童比3～4歲兒童傾向于給予相關理由的解釋(LRT，(1)=9.822，β=1.070，p=0.002；(1)=30.167，β=2.813，p＜0.001)。進一步卡方檢驗發現，支配喚起策略下三個年齡組兒童給予相關與不相關分配理由的人數比例差異顯著((2)=16.885，p＜0.001，Cramer'sV=0.399)，具體表現為，5～6歲和7～8歲兒童均傾向于相關理由的解釋((1)=6.081，p=0.014；(1)=26.133，p＜0.001)；在相關理由中(除未考慮社會權力不對稱2人外)，只有7～8歲兒童傾向于考慮平等分配的解釋((1)=5.828，p=0.016)。 聲望喚起策略下三個年齡組兒童相關與不相關分配理由的人數比例差異顯著((2)=23.666，p＜0.001，Cramer'sV=0.378)，具體表現為，5～6歲和7～8歲均傾向于相關理由的解釋((1)=23.113/56.853，ps＜0.001)；在相關理由中(除未考慮社會權力不對稱2人外)，5～6歲和7～8歲兒童均傾向于考慮社會權力不對稱中的解釋((1)=12.302/18.514，ps＜0.001)，且均為維護社會權力的解釋。 4討論 4.1基于支配和聲望的社會權力對兒童資源分配的影響 本研究發現，在兩種社會權力喚起策略下3～4歲兒童的資源分配均符合匹配假設，即期望社會權力高的個體獲得更多的資源，并均給予維護社會權力的相關解釋。兒童在早期就已經習得了優勢評估，3～4歲兒童已經能識別與獲取自我利益有關的社會權力線索(&Gelman，2017)，他們認為采用支配手段的個體更討人喜歡，愿意給他們分配更多的資源(Grueneisen&Tomasello，2017)。同時，兒童認為高聲望個體通常是受人尊重和歡迎的，他們會優先考慮群體成員的利益，對群體成員給予幫助，兒童愿意對親社會的高社會權力者分配更多的資源(Henrich，Chudek，&Boyd，2015；Maner，2017)。 5歲左右時，兒童的道德與優勢評估出現了沖突(Hawley，2003)，開始對采用支配和聲望策略的個體進行區分(Kajanus，Afshord，&Warneken，2020)，對支配他人的個體持有消極態度，認為享有聲望的人比支配他人的人地位更高。但直到8歲左右，兒童才開始把親社會性策略作為他們獲得社會權力的主要手段(Hawley，2002)。本研究的結果驗證了這個解釋，即支配喚起策略下7～8歲兒童的資源分配符合補償假設，為低社會權力者分配更多資源，并給予補償社會權力不平等的解釋，以表達自己對高支配性社會權力者的不滿；而在聲望喚起策略下5～8歲兒童的資源分配依舊符合匹配假設，為高社會權力者分配更多資源，并給予維護社會權力的解釋，以表達對高聲望社會權力者的偏愛。 4.2基于支配和聲望的社會權力對兒童資源自由分配的影響 本研究發現，當有機會選擇平等分配時，接受支配喚起策略的7～8歲兒童出現了平等偏好，并給予平等分配的相關解釋，這與前人研究一致(梁福成，王心怡，唐衛海，2015)。這可能是因為3～7歲兒童公平觀念發生了實質性的變化，他們能將情景信息整合到對不平等分配的第三方判斷以及分配之中(Paulus，2014)，會從有利于他們自己的資源分配轉向更加平等的分配(Cowelletal.，2017)，但3～6歲兒童公平分配的認知和實際行為之間存在著差距(Blake，2018)，直到7、8歲時兒童才能做出相應的行為(Smith，Blake，&Harris，2013)。此外，相比學齡前兒童，7～8歲的學齡兒童在學校和父母身邊接觸到更多反對不公平行為的事例，更能意識到平等獲得資源和糾正過去不平等的重要性，因此會表現出更多的平等分配傾向(Elenbaasetal.，201