人際責任歸因與助人行為一個理論模型

人際責任歸因與助人行為一個理論模型

1人際行為責任的歸因與斷裂結構近代歸因理論的創(chuàng)始人威納在最近的研究中認為，歸因可分為兩種類型。其中之一是自我歸因，或將自己的行為結果視為自己的結果。另一種是外部歸因，或將他人的結果視為外部歸因。原先的歸因研究主要集中于成就領域的自我歸因和個人動機方面。在有關理論得到進一步發(fā)展和完善后,歸因理論研究進一步擴展到人際歸因和社會動機領域,從而使歸因理論應用于社會生活的諸多方面。人際行為責任的歸因與推斷研究即是這其中的一例,它關注于對他人行為結果的歸因以及有關行為責任的推斷。已有的研究表明,不同的歸因會影響到責任的推斷。如,同樣是失敗的行為,由缺乏努力所造成的失敗,行為者對其失敗負有責任;而由于生理疾病所造成的失敗則沒有責任。責任推斷還往往與一定的情感相聯(lián)系,并進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有責任時會引起他人生氣的情感;而在行為者對其行為失敗沒有責任時則會引起他人同情的情感。而這種情感會進一步引發(fā)責備或幫助行為。為此,Weiner曾提出這樣的理論假設: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。有關的研究已初步證實了這種關系的存在,如Matsui和Matsuda的路徑分析研究,探討了控制性知覺與情感反應以及助人決定之間的關系。Dooley和Steins則通過結構方程分析探討了對艾滋病患者進行責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任變量的前提假設,即:結果歸因→知覺到的控制性→責任推斷→情感→行動序列。本研究就上述Weiner有關責任推斷的新近假設進行探索,并結合助人行為探討人際責任歸因與助人意愿之間的內在聯(lián)系,試圖通過角色扮演和情景實驗研究建立有關歸因結構、情感反應、責任推斷以及助人行為之間的結構方程模型。根據(jù)理論分析和已有的經驗研究,在本研究中我們明確區(qū)分控制性變量與責任變量;其次,這里還假定,歸因→責任→情感→行動的序列也可能為:歸因(像控制性)→情感(像生氣、同情)、責任推斷→行動,即責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大學主要專業(yè)分布被試包括大學二年級公共心理學課的學生和教育碩士課程班的進修生,共204人。大二學生來自華中師范大學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、生物、化學、物理、政治和歷史專業(yè),他們都是中學在職教師,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變量為五個問題組成的Likert七點評定量表或問卷,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(包括生氣和同情兩個條目,1生氣——7不生氣;1同情——不同情)、行為責任(1有責任——7無責任)以及對行為者幫助意愿(1愿意——不愿意)的評定。2.4個問題的編碼首先,通過指導語告訴被試以不記名的方式進行,要求他們根據(jù)自己的真實感受來作出判斷,并提示他們可先整個看一遍有關問題再進行選擇。其次,兩種情景只有“沒能來上課”這個原因不同,一個為典型的不可控制的原因“眼睛生病”;另一個為典型的可以控制的原因“去郊游沒能來上課”。再者,五個問題的呈現(xiàn)采用六種順序編排,即中間三個問題隨機排列。在測驗時,隨機發(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個月后的重測信度分別為0.72和0.68。3結果與討論3.1控制變量t為了檢查情景操縱的效果和觀察反應變量的變化規(guī)律,這里首先統(tǒng)計出各變量的均值和標準差,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點量表中,情景1的均值為4.971,表明被試普遍認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,表明被試普遍認為行為的原因是可以控制的,這與兩種情景設計的意圖相吻合。配對樣本t檢驗為:t(203)=18.940,p<0.001,二者存在顯著差異。與此相對應,其他幾個因變量也發(fā)生了相應的變化,就生氣、同情、責任、幫助意愿四個變量來說,兩種情景的配對檢驗ts(203)分別為:14.184,-17.640,16.071,-9.963,ps<0.001。被試的性別和身份(大學生和教育碩士生)檢驗表明,在控制性上二者均無主效應和交互作用,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、責任高→幫助意愿低;控制性值低→生氣低、同情高、責任低→幫助意愿高。這個變化規(guī)律與Weiner的理論假設基本一致,不同的是Weiner、Graham以及Zucker傾向于將控制性與責任同等意義上使用,而且將責任變量置于情感變量(同情和生氣)之前,這個問題有待隨后的結構方程模型探索來解決。3.2發(fā)現(xiàn)控制變量與責任的相關性為了探討各變量間的關系,我們進行了相關分析,具體內容如表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,與同情呈顯著負相關,與責任呈顯著正相關,與幫助意愿呈負相關。另外,生氣與同情呈負相關,與責任呈顯著正相關,與幫助意愿呈顯著負相關;同情與責任呈顯著負相關,與幫助意愿呈顯著正相關;責任與幫助意愿呈顯著負相關。在兩種情景中,除了情景1中控制性與幫助意愿達到0.05顯著負相關水平,而情景2中二者的負相關沒有達到顯著水平以外,其他的變量間的關系基本保持一致,并且與我們的基本假設相吻合。3.3結構方程模型的初步建立為了進一步探討各變量間的變化規(guī)律,這里運用結構方程原理來驗證有關的理論模型。本研究根據(jù)歸因理論的有關研究成果和上述發(fā)現(xiàn),初步建立變量間的理論模型,采用Bentler,Peter最新版本的結構方程統(tǒng)計程序(EQS6.0)對該模型進行檢驗。通過結構方程分析不僅可以對結構模型中的參數(shù)進行估計,而且可以通過卡方檢驗等來驗證所提出的理論模型與數(shù)據(jù)的吻合情況。3.3.1對回歸結果的比較這里的研究策略是首先檢驗Weiner的基本假設與數(shù)據(jù)的吻合情況,即控制性→責任推斷→情感(生氣和同情)→行動。我們首先使用情景1的數(shù)據(jù)來進行分析,應用EQS所得出的結構模型中的參數(shù)估計和檢驗情況如圖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)標準,0代表不吻合,1代表十分吻合,容許有時該指數(shù)稍微超過1)。這表明該結果從總體上支持上述的Weiner的理論假設:行為原因的控制性與責任的推斷呈正相關,這里,標準參數(shù)或回歸系數(shù)β=0.47,達到顯著水平;責任推斷與情感關系緊密(生氣和同情,β值分別為0.15和-0.20),與生氣呈正相關,與同情呈負相關;生氣和同情情感對助人意愿(βs=-0.23,0.21)有顯著貢獻,即生氣與助人意愿呈負相關,同情與助人意愿呈正相關。也就是說,行為原因的控制性高→行為者責任高→生氣情感強、同情情感弱→助人意愿低;行為原因的控制性低→責任低→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的假設有出入,如責任對生氣的回歸系數(shù)并沒有達到顯著水平。另外,該結果還向我們提示: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(不含責任變量)以及Matsui的總體研究結果相一致。但和Dooley的結果不一致,他的結果顯示生氣對助人行為的回歸系數(shù)不顯著。那么,有關數(shù)據(jù)能否支持我們的有關假設呢?通過對情景1的數(shù)據(jù)進行分析,我們得出圖2所示的十分理想的結構方程模型(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,即控制性→情感→責任→行動序列。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)與兩個模型均十分吻合。綜合上述兩個模型,我們進一步認識到情感與責任的推斷是雙向的關系,而非單向的。可以不對其前后次序進行區(qū)分,這實際上也與心理學中“知”與“情”二者相互作用,情感伴隨著認知而出現(xiàn)的觀點相一致。3.3.2在不同情景中的檢驗我們還運用情景2的數(shù)據(jù)對Weiner的理論假設(結構方程1)進行了同樣的分析,得出了與情景1十分相似的結果,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。通過對結構方程模型1中兩組參數(shù)(括號內外)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,責任對生氣以及責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)都達到顯著水平(βs=0.18,-0.15,0.20,-0.15),因此,可以說Weiner的假設與情景2中所取得的數(shù)據(jù)更為一致。這向我們提示,在總體的結構方程模型相一致的同時,特定行為所處的情景因素會對模型中某些變量間的作用情況產生影響。同樣,在情景2中,本研究的假設(結構方程模型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。結構方程模型2的兩組參數(shù)(括號內外)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、生氣對責任以及責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)支持有關的理論假設。這一方面表明責任歸因與助人意愿之間的關系模型具有跨情景的普遍性;其次,還為認知與情感之間的雙向關系提供了證據(jù)和支持。4人際責任歸因與受益人意愿本研究的結果支持Weiner有關人際責任歸因與助人行為之間關系的理論假設。人際責任歸因與助人意愿之間的關系為:行為原因的控制性與責任推斷和情