人際責(zé)任歸因與助人行為一個(gè)理論模型

人際責(zé)任歸因與助人行為一個(gè)理論模型

1人際行為責(zé)任的歸因與斷裂結(jié)構(gòu)近代歸因理論的創(chuàng)始人威納在最近的研究中認(rèn)為，歸因可分為兩種類型。其中之一是自我歸因，或?qū)⒆约旱男袨榻Y(jié)果視為自己的結(jié)果。另一種是外部歸因，或?qū)⑺说慕Y(jié)果視為外部歸因。原先的歸因研究主要集中于成就領(lǐng)域的自我歸因和個(gè)人動(dòng)機(jī)方面。在有關(guān)理論得到進(jìn)一步發(fā)展和完善后,歸因理論研究進(jìn)一步擴(kuò)展到人際歸因和社會(huì)動(dòng)機(jī)領(lǐng)域,從而使歸因理論應(yīng)用于社會(huì)生活的諸多方面。人際行為責(zé)任的歸因與推斷研究即是這其中的一例,它關(guān)注于對他人行為結(jié)果的歸因以及有關(guān)行為責(zé)任的推斷。已有的研究表明,不同的歸因會(huì)影響到責(zé)任的推斷。如,同樣是失敗的行為,由缺乏努力所造成的失敗,行為者對其失敗負(fù)有責(zé)任;而由于生理疾病所造成的失敗則沒有責(zé)任。責(zé)任推斷還往往與一定的情感相聯(lián)系,并進(jìn)而影響到后繼的行為,像助人行為等。Weiner的研究表明:在行為者對其失敗負(fù)有責(zé)任時(shí)會(huì)引起他人生氣的情感;而在行為者對其行為失敗沒有責(zé)任時(shí)則會(huì)引起他人同情的情感。而這種情感會(huì)進(jìn)一步引發(fā)責(zé)備或幫助行為。為此,Weiner曾提出這樣的理論假設(shè):行為失敗→不可控制的原因→同情→幫助;行為失敗→可控制的原因→生氣→拒絕幫助。有關(guān)的研究已初步證實(shí)了這種關(guān)系的存在,如Matsui和Matsuda的路徑分析研究,探討了控制性知覺與情感反應(yīng)以及助人決定之間的關(guān)系。Dooley和Steins則通過結(jié)構(gòu)方程分析探討了對艾滋病患者進(jìn)行責(zé)任分析和提供幫助的歸因模型。在新近的研究中,Graham和Weiner還提出將控制性歸因看作是責(zé)任變量的前提假設(shè),即:結(jié)果歸因→知覺到的控制性→責(zé)任推斷→情感→行動(dòng)序列。本研究就上述Weiner有關(guān)責(zé)任推斷的新近假設(shè)進(jìn)行探索,并結(jié)合助人行為探討人際責(zé)任歸因與助人意愿之間的內(nèi)在聯(lián)系,試圖通過角色扮演和情景實(shí)驗(yàn)研究建立有關(guān)歸因結(jié)構(gòu)、情感反應(yīng)、責(zé)任推斷以及助人行為之間的結(jié)構(gòu)方程模型。根據(jù)理論分析和已有的經(jīng)驗(yàn)研究,在本研究中我們明確區(qū)分控制性變量與責(zé)任變量;其次,這里還假定,歸因→責(zé)任→情感→行動(dòng)的序列也可能為:歸因(像控制性)→情感(像生氣、同情)、責(zé)任推斷→行動(dòng),即責(zé)任推斷和情感過程相互作用、相互影響。2研究方法和程序2.1大學(xué)主要專業(yè)分布被試包括大學(xué)二年級公共心理學(xué)課的學(xué)生和教育碩士課程班的進(jìn)修生,共204人。大二學(xué)生來自華中師范大學(xué)的幾乎所有主要專業(yè),年齡范圍為M=19.26,SD=2.03,共有87人,其中男生28人,女生59人。教育碩士生主要來自語文、數(shù)學(xué)、生物、化學(xué)、物理、政治和歷史專業(yè),他們都是中學(xué)在職教師,年齡范圍為M=28.82,SD=4.23,共有117人,其中男生68人,女生47人。2.2控制原因造成的情境刺激情景根據(jù)歸因控制性維度分為兩種:一種為由行為者不可控制的原因造成的需要幫助情景;另一種為由行為者可以控制的原因造成的需要幫助的情景。具體操作為:情景一:一天公共選修課之后,假如一位其他院系你并不熟悉的同學(xué)向你借筆記看,他說他上次課由于眼病沒能來上課,問你是否可以將筆記本借給他看。情景二:一天公共選修課之后,假如一位其他院系你并不熟悉的同學(xué)向你借筆記看,他說他上次課由于去郊游沒能來上課,問你是否可以將筆記本借給他看。2.3行為原因的可控反應(yīng)變量為五個(gè)問題組成的Likert七點(diǎn)評定量表或問卷,其中包括對行為原因的控制性(1=可控——7=不可控)、對行為者情感反應(yīng)(包括生氣和同情兩個(gè)條目,1生氣——7不生氣;1同情——不同情)、行為責(zé)任(1有責(zé)任——7無責(zé)任)以及對行為者幫助意愿(1愿意——不愿意)的評定。2.4個(gè)問題的編碼首先,通過指導(dǎo)語告訴被試以不記名的方式進(jìn)行,要求他們根據(jù)自己的真實(shí)感受來作出判斷,并提示他們可先整個(gè)看一遍有關(guān)問題再進(jìn)行選擇。其次,兩種情景只有“沒能來上課”這個(gè)原因不同,一個(gè)為典型的不可控制的原因“眼睛生病”;另一個(gè)為典型的可以控制的原因“去郊游沒能來上課”。再者,五個(gè)問題的呈現(xiàn)采用六種順序編排,即中間三個(gè)問題隨機(jī)排列。在測驗(yàn)時(shí),隨機(jī)發(fā)放按這六種順序編排的量表,最后,情景1(不可控)和情景2(可控)1個(gè)月后的重測信度分別為0.72和0.68。3結(jié)果與討論3.1控制變量t為了檢查情景操縱的效果和觀察反應(yīng)變量的變化規(guī)律,這里首先統(tǒng)計(jì)出各變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差,如表1所示:表1的數(shù)據(jù)向我們提示,對于控制性變量的操縱是成功的,在7點(diǎn)量表中,情景1的均值為4.971,表明被試普遍認(rèn)為行為的原因是較難以控制的;情景2中控制性的均值為1.725,表明被試普遍認(rèn)為行為的原因是可以控制的,這與兩種情景設(shè)計(jì)的意圖相吻合。配對樣本t檢驗(yàn)為:t(203)=18.940,p<0.001,二者存在顯著差異。與此相對應(yīng),其他幾個(gè)因變量也發(fā)生了相應(yīng)的變化,就生氣、同情、責(zé)任、幫助意愿四個(gè)變量來說,兩種情景的配對檢驗(yàn)ts(203)分別為:14.184,-17.640,16.071,-9.963,ps<0.001。被試的性別和身份(大學(xué)生和教育碩士生)檢驗(yàn)表明,在控制性上二者均無主效應(yīng)和交互作用,即被試在對兩種情景中控制性的理解上保持一致。另外,從數(shù)據(jù)的變化趨勢來看,還可以發(fā)現(xiàn)這樣的規(guī)律:控制性值高→生氣高、同情低、責(zé)任高→幫助意愿低;控制性值低→生氣低、同情高、責(zé)任低→幫助意愿高。這個(gè)變化規(guī)律與Weiner的理論假設(shè)基本一致,不同的是Weiner、Graham以及Zucker傾向于將控制性與責(zé)任同等意義上使用,而且將責(zé)任變量置于情感變量(同情和生氣)之前,這個(gè)問題有待隨后的結(jié)構(gòu)方程模型探索來解決。3.2發(fā)現(xiàn)控制變量與責(zé)任的相關(guān)性為了探討各變量間的關(guān)系,我們進(jìn)行了相關(guān)分析,具體內(nèi)容如表2所示:其中下半部分的數(shù)據(jù)為情景1的情況;上半部分為情景2的情況。從表中的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)控制性與生氣呈顯著正相關(guān),與同情呈顯著負(fù)相關(guān),與責(zé)任呈顯著正相關(guān),與幫助意愿呈負(fù)相關(guān)。另外,生氣與同情呈負(fù)相關(guān),與責(zé)任呈顯著正相關(guān),與幫助意愿呈顯著負(fù)相關(guān);同情與責(zé)任呈顯著負(fù)相關(guān),與幫助意愿呈顯著正相關(guān);責(zé)任與幫助意愿呈顯著負(fù)相關(guān)。在兩種情景中,除了情景1中控制性與幫助意愿達(dá)到0.05顯著負(fù)相關(guān)水平,而情景2中二者的負(fù)相關(guān)沒有達(dá)到顯著水平以外,其他的變量間的關(guān)系基本保持一致,并且與我們的基本假設(shè)相吻合。3.3結(jié)構(gòu)方程模型的初步建立為了進(jìn)一步探討各變量間的變化規(guī)律,這里運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程原理來驗(yàn)證有關(guān)的理論模型。本研究根據(jù)歸因理論的有關(guān)研究成果和上述發(fā)現(xiàn),初步建立變量間的理論模型,采用Bentler,Peter最新版本的結(jié)構(gòu)方程統(tǒng)計(jì)程序(EQS6.0)對該模型進(jìn)行檢驗(yàn)。通過結(jié)構(gòu)方程分析不僅可以對結(jié)構(gòu)模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì),而且可以通過卡方檢驗(yàn)等來驗(yàn)證所提出的理論模型與數(shù)據(jù)的吻合情況。3.3.1對回歸結(jié)果的比較這里的研究策略是首先檢驗(yàn)Weiner的基本假設(shè)與數(shù)據(jù)的吻合情況,即控制性→責(zé)任推斷→情感(生氣和同情)→行動(dòng)。我們首先使用情景1的數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析,應(yīng)用EQS所得出的結(jié)構(gòu)模型中的參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)情況如圖1所示(見括號外面的數(shù)值)。情景1中,模型1的吻合指數(shù)χ2(1)=0.01,p=0.91>0.05,表明理論假設(shè)與數(shù)據(jù)相吻合(無差異),RMSEA(RootMean-SquareErrorofApproximation)=0.00(90%置信區(qū)間為[0.000,0.075])。這些指數(shù)都表明模型與數(shù)據(jù)十分一致(見表3)。根據(jù)Bentler的理論,0.9以上為可接受的吻合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn),0代表不吻合,1代表十分吻合,容許有時(shí)該指數(shù)稍微超過1)。這表明該結(jié)果從總體上支持上述的Weiner的理論假設(shè):行為原因的控制性與責(zé)任的推斷呈正相關(guān),這里,標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)或回歸系數(shù)β=0.47,達(dá)到顯著水平;責(zé)任推斷與情感關(guān)系緊密(生氣和同情,β值分別為0.15和-0.20),與生氣呈正相關(guān),與同情呈負(fù)相關(guān);生氣和同情情感對助人意愿(βs=-0.23,0.21)有顯著貢獻(xiàn),即生氣與助人意愿呈負(fù)相關(guān),同情與助人意愿呈正相關(guān)。也就是說,行為原因的控制性高→行為者責(zé)任高→生氣情感強(qiáng)、同情情感弱→助人意愿低;行為原因的控制性低→責(zé)任低→生氣情感低、同情情感高→助人意愿高。但,具體來說,也有一些方面跟Weiner的假設(shè)有出入,如責(zé)任對生氣的回歸系數(shù)并沒有達(dá)到顯著水平。另外,該結(jié)果還向我們提示:控制性還通過情感(生氣和同情,βs=0.25,-0.15)而對助人意愿發(fā)揮作用(βs=-0.23,0.21)。這與Weiner的早期假設(shè)(不含責(zé)任變量)以及Matsui的總體研究結(jié)果相一致。但和Dooley的結(jié)果不一致,他的結(jié)果顯示生氣對助人行為的回歸系數(shù)不顯著。那么,有關(guān)數(shù)據(jù)能否支持我們的有關(guān)假設(shè)呢?通過對情景1的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,我們得出圖2所示的十分理想的結(jié)構(gòu)方程模型(見括號外面的參數(shù))。情景1中,模型2也與數(shù)據(jù)相吻合(見表3)?？梢?該數(shù)據(jù)也支持我們所提出的假設(shè),即控制性→情感→責(zé)任→行動(dòng)序列。從卡方值可以看出,二者十分接近(0.01和0.06),無顯著差異,說明數(shù)據(jù)與兩個(gè)模型均十分吻合。綜合上述兩個(gè)模型,我們進(jìn)一步認(rèn)識到情感與責(zé)任的推斷是雙向的關(guān)系,而非單向的?？梢圆粚ζ淝昂蟠涡蜻M(jìn)行區(qū)分,這實(shí)際上也與心理學(xué)中“知”與“情”二者相互作用,情感伴隨著認(rèn)知而出現(xiàn)的觀點(diǎn)相一致。3.3.2在不同情景中的檢驗(yàn)我們還運(yùn)用情景2的數(shù)據(jù)對Weiner的理論假設(shè)(結(jié)構(gòu)方程1)進(jìn)行了同樣的分析,得出了與情景1十分相似的結(jié)果,見圖1括號中的數(shù)值。這里各種吻合指數(shù)(見表3)表明理論假設(shè)與情景2的數(shù)據(jù)相吻合。這些指數(shù)也表明理論模型1與數(shù)據(jù)十分一致。通過對結(jié)構(gòu)方程模型1中兩組參數(shù)(括號內(nèi)外)的對比,可以發(fā)現(xiàn),二者的不同主要表現(xiàn)為情景1中控制性對幫助意愿和同情,責(zé)任對生氣以及責(zé)任對幫助意愿的回歸系數(shù)都不顯著(βs=-0.01,-0.15,0.15,-0.09),而在情景2中這些參數(shù)都達(dá)到顯著水平(βs=0.18,-0.15,0.20,-0.15),因此,可以說Weiner的假設(shè)與情景2中所取得的數(shù)據(jù)更為一致。這向我們提示,在總體的結(jié)構(gòu)方程模型相一致的同時(shí),特定行為所處的情景因素會(huì)對模型中某些變量間的作用情況產(chǎn)生影響。同樣,在情景2中,本研究的假設(shè)(結(jié)構(gòu)方程模型2)也完全成立,理論模型見圖2括號中的數(shù)值。表3中的各種指數(shù)表明該理論模型與數(shù)據(jù)十分一致。結(jié)構(gòu)方程模型2的兩組參數(shù)(括號內(nèi)外)也不盡相同,通過對比,可以發(fā)現(xiàn),二者的不同主要表現(xiàn)為情景1中控制性對幫助意愿、生氣對責(zé)任以及責(zé)任對幫助意愿的回歸系數(shù)都不顯著(βs=-0.01,0.12,-0.09),而在情景2中這些參數(shù)都達(dá)到顯著水平(βs=0.18,0.18,-0.15)?？傊?本研究中的模型1和2在兩種不同的情景中都成立,盡管反映變量間關(guān)系的一些具體參數(shù)值在不同的情景中有所不同,但從總體來看,該數(shù)據(jù)支持有關(guān)的理論假設(shè)。這一方面表明責(zé)任歸因與助人意愿之間的關(guān)系模型具有跨情景的普遍性;其次,還為認(rèn)知與情感之間的雙向關(guān)系提供了證據(jù)和支持。4人際責(zé)任歸因與受益人意愿本研究的結(jié)果支持Weiner有關(guān)人際責(zé)任歸因與助人行為之間關(guān)系的理論假設(shè)。人際責(zé)任歸因與助人意愿之間的關(guān)系為:行為原因的控制性與責(zé)任推斷和情