人際責(zé)任歸因與行為應(yīng)對(duì)策略的內(nèi)在聯(lián)系

1歸因與責(zé)任推定行為責(zé)任推理研究是行為科學(xué)與責(zé)任追究的一個(gè)新領(lǐng)域。在分析他人的不成功行為時(shí)，它將歸因理論應(yīng)用于行為的責(zé)任分析，為確定行為提供了新思路。而責(zé)任推斷是現(xiàn)代社會(huì)中人們經(jīng)常遇到的重要問(wèn)題,它涉及到社會(huì)公平、公正,甚至巨大的經(jīng)濟(jì)利益等,像管理與法律中的責(zé)任追究制度、司法審判、處罰決定等。行為責(zé)任的歸因分析有助于教師或管理者避免在行為責(zé)任推斷和處罰決定上的主觀性、任意性,使行為處罰決定更為科學(xué)有效。行為責(zé)任的歸因研究關(guān)注于對(duì)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(duì)其失敗負(fù)有責(zé)任;而由于先天傾向或能力低所造成的失敗則沒(méi)有責(zé)任。然而,這些早期的量化研究往往將責(zé)任推斷和控制性兩個(gè)概念在同等意義上使用,即用控制性代替責(zé)任推斷,他們并沒(méi)有將責(zé)任推斷變量獨(dú)立出來(lái)進(jìn)行專門的研究。在新近的研究中,Graham和Weiner(1997)、Weiner(1995,2000)也認(rèn)識(shí)到了這一點(diǎn),并認(rèn)為不應(yīng)該將“控制性”和“責(zé)任”混為一談,它們是不同的概念,應(yīng)加以區(qū)分。為此,Weiner(1995,2000)還提出將控制性歸因看作是責(zé)任變量的前提的理論假設(shè)。責(zé)任推斷又成為管理和教育等領(lǐng)域中處罰決定的前提條件,特別是在失敗行為中,個(gè)體對(duì)其行為所承擔(dān)的責(zé)任,會(huì)影響到人們或領(lǐng)導(dǎo)者行為反應(yīng)策略的選擇。如,Reyna,C.(2001)和Struthers(1998)的研究表明,由缺乏努力這種可以控制的原因所引起的失敗,行為者負(fù)有較高的責(zé)任,應(yīng)受到較嚴(yán)重的懲罰。合理的歸因反饋和行為反應(yīng)策略的選擇直接關(guān)系到行為者的學(xué)習(xí)和工作積極性。責(zé)任歸因與行為反應(yīng)策略之間的關(guān)系可假定為:結(jié)果歸因→知覺(jué)到的控制性→責(zé)任推斷→情感→行為反應(yīng)(像懲罰、責(zé)備、忽視、安慰等)。新近的責(zé)任歸因與后繼行為反應(yīng)之間的關(guān)系研究尚處于假設(shè)檢驗(yàn)階段,雖然有一些實(shí)證研究為其提供了部分的支持,但整個(gè)理論模型并沒(méi)有得到確證。進(jìn)一步的數(shù)量化分析和與實(shí)際生活問(wèn)題相結(jié)合的應(yīng)用研究成為未來(lái)的發(fā)展方向。其次,Weiner的歸因理論還需要更多的跨文化研究的證實(shí),特別是在中國(guó)文化中的適應(yīng)情況還有待檢驗(yàn)。再者,在我國(guó)的教育和管理實(shí)際中我們還深深體會(huì)到,除了控制性歸因是影響責(zé)任推斷和行為反應(yīng)策略的因素以外,內(nèi)部與外部歸因也往往成為責(zé)任推斷和行為反應(yīng)的依據(jù),那么這個(gè)假設(shè)是否成立,也是一個(gè)值得探討的問(wèn)題,這需要從更為寬泛的歸因理論框架中來(lái)研究。本研究選擇人們經(jīng)常使用的有代表性的對(duì)他人失敗結(jié)果的行為應(yīng)對(duì)策略(責(zé)備和安慰)進(jìn)行歸因研究,在已有研究的基礎(chǔ)上全面地探討歸因維度與行為責(zé)任以及行為應(yīng)對(duì)策略之間的內(nèi)在聯(lián)系:(1)歸因的部位、可控性與責(zé)任推斷、行為反應(yīng)(責(zé)備和安慰)之間的變化趨勢(shì)。(2)責(zé)任歸因與責(zé)備和安慰之間的數(shù)量化關(guān)系,這里擬通過(guò)結(jié)構(gòu)方程來(lái)檢驗(yàn)的基本模型為:歸因的部位和控制性→責(zé)任推斷→情感反應(yīng)→責(zé)備或安慰。(3)探討性別和身份(教師或管理者和學(xué)生)在責(zé)任推斷、情感以及后繼行為反應(yīng)策略上的差異性。2研究方法和程序2.1支撐專業(yè)能力本研究共選擇被試376名,包括大學(xué)二年級(jí)公共心理學(xué)課的學(xué)生被試196名(男68,女128)和教師被試(他們是教育碩士課程班的進(jìn)修教師,有兩年以上的工作經(jīng)驗(yàn))160名(男58名,女102名)。另外20名的身份缺失,其中16人性別缺失。大二學(xué)生來(lái)自師范大學(xué)的幾乎所有主要專業(yè),年齡范圍在18～23歲之間。教育碩士進(jìn)修教師主要來(lái)自語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、生物、化學(xué)、物理、政治和歷史專業(yè),他們是大學(xué)、中專以及中學(xué)在職教師或管理者,年齡范圍在25～42之間。2.2考試失敗情境刺激情景根據(jù)Weiner(1995,1986)歸因理論所提出的人們最常使用的典型的歸因內(nèi)容(能力和努力)進(jìn)行設(shè)計(jì),通過(guò)二者的高、低組合,形成4種不同的考試失敗情景:情景1:一位學(xué)生雖然能力高,但學(xué)習(xí)不努力,結(jié)果造成他期中考試不及格,并大大落后于其他同學(xué)。(能力高-努力低)情景2:一位學(xué)生能力低,學(xué)習(xí)也不努力,結(jié)果造成他期中考試不及格,并大大落后于其他同學(xué)。(能力低-努力低)情景3:一位學(xué)生雖然能力高,學(xué)習(xí)也很努力,但期中考試不及格,并大大落后于其他同學(xué)。(能力高-努力高)情景4:一位學(xué)生能力低,雖然學(xué)習(xí)很努力,但期中考試不及格,并大大落后于其他同學(xué)。(能力低-努力高)2.3行為者責(zé)任程度與情感反應(yīng)量表的內(nèi)容根據(jù)Weiner(1995,2000)歸因的三維結(jié)構(gòu)模型和責(zé)任歸因模型擬訂,讓被試通過(guò)角色扮演的方法權(quán)衡各種原因,并評(píng)定行為者由這些原因而導(dǎo)致的失敗的責(zé)任、情感反應(yīng)以及應(yīng)受到的行為干預(yù)的程度(即責(zé)備和安慰程度)。各條目采用Likert7點(diǎn)評(píng)定制。其中包括歸因的三個(gè)維度:行為者失敗的原因來(lái)自外部或內(nèi)部(外部=1—7=內(nèi)部),原因是不可控的或可控的(不可控=1—7=可控),原因是不穩(wěn)定的或穩(wěn)定的(不穩(wěn)定=1—7=穩(wěn)定);行為者應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任程度作為潛伏變量,由三個(gè)條目組成:根據(jù)對(duì)其行為負(fù)有責(zé)任與否、有無(wú)理由以及有無(wú)過(guò)錯(cuò)的程度編制,本研究中三者的Cronbach?alpha=0.743;對(duì)行為者的情感反應(yīng)包括兩個(gè)潛伏變量:生氣類情感反應(yīng)(由氣憤、生氣、憤怒三個(gè)條目組成,alpha=0.846)和同情類情感反應(yīng)(由同情和憐憫兩個(gè)條目組成,alpha=0.934);行為反應(yīng)變量為:責(zé)備和安慰,分別由一個(gè)條目來(lái)測(cè)定。最后,本研究中量表各情景在部位、控制性、穩(wěn)定性、責(zé)任程度、生氣類情感反應(yīng)、同情類情感反應(yīng)、責(zé)備以及安慰上半個(gè)月后的重測(cè)信度范圍分別為:rs≥0.76,0.68,0.62,0.65,0.69,0.72,0.61,0.63,ps<0.001。2.4實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序首先,通過(guò)指導(dǎo)語(yǔ)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(lái)作出判斷,并提示他們可先整個(gè)看一遍有關(guān)問(wèn)題再進(jìn)行選擇。其次,問(wèn)卷調(diào)查時(shí)除前面三個(gè)維度和最后的責(zé)備與安慰條目外,其他的出現(xiàn)位置隨機(jī)編排。再者,實(shí)驗(yàn)時(shí)四種情景隨機(jī)發(fā)放,每個(gè)被試只對(duì)一種情景作出反應(yīng),并注意各情景的被試人數(shù)在身份和性別上保持平衡,每個(gè)情景被試人數(shù)平均為94人。最后,量表還包括一些反向記分題,統(tǒng)計(jì)時(shí)調(diào)整過(guò)來(lái)。3.1情景、身份與責(zé)任的關(guān)系這里,首先統(tǒng)計(jì)出一些主要條目在各個(gè)情景中的均值和標(biāo)準(zhǔn)差,其中責(zé)任的得分為所包含的三個(gè)條目得分的平均值(見(jiàn)表1)。通過(guò)MANOVA進(jìn)行多元方差分析(4情景×2身份×2性別)表明,情景在歸因的各維度上都存在顯著差異。在部位、控制性以及穩(wěn)定性上,F值分別為:Fs(3,340)=53.705,45.166,28.821,ps<0.001。具體來(lái)說(shuō),在部位上情景1的得分最高,即被試傾向于認(rèn)為該情景中行為者失敗的原因是內(nèi)部的;情景3的得分最低,即被試傾向于認(rèn)為該情景中行為者失敗的原因是外部的。在控制性上,情景1的得分最高,情景3和4的得分較低,即情景1是可控的,情景3和4傾向于不可控。在穩(wěn)定性上,情景2和4的得分較高,說(shuō)明這兩個(gè)情景為較為穩(wěn)定的原因,其他情景則傾向于不穩(wěn)定的原因。這些結(jié)果與我們根據(jù)歸因理論對(duì)4個(gè)情景的設(shè)計(jì)和分析相吻合,說(shuō)明實(shí)驗(yàn)的控制和操縱結(jié)果符合我們的預(yù)期,并具有良好的效度。另外,在控制性上還存在著身份差異F(1,340)=3.913,p=0.049;情景與身份的交互作用,F(3,356)=2.898,p=0.035;以及性別與身份的交互作用,F(1,340)=7.958,p=0.005。相對(duì)而言學(xué)生,特別是女大學(xué)生更傾向于認(rèn)為失敗的原因是行為者可以控制的。情景、身份以及性別在責(zé)任、責(zé)備和安慰上的檢驗(yàn)還表明:情景均有主效應(yīng),F值分別為:Fs(3,340)=66.020,39.878,18.901,ps<0.001,說(shuō)明被試認(rèn)為不同的情景中行為者所應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任不同,在對(duì)行為者的反應(yīng)策略(責(zé)備與安慰)上也應(yīng)有所區(qū)別。具體來(lái)說(shuō),被試認(rèn)為情景1(能力高-努力低)中行為者所應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任最高,并應(yīng)受到最高程度的責(zé)備和最低程度的安慰;相反,情景4(能力低-努力高)中行為者應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任最低,并應(yīng)受到最低程度的責(zé)備和最高程度的安慰。情景與身份在責(zé)任推斷上具有交互作用,F(3,340)=6.092,p<0.01;身份在安慰上具有主效應(yīng),F(1,340)=10.098,p<0.01,并且身份和性別在安慰上具有交互作用,F(1,340)=5.798,p<0.05。進(jìn)一步有關(guān)身份的在安慰上的t檢驗(yàn)顯示:t(354)=-2.196,p=0.029,說(shuō)明教師更傾向于對(duì)行為者進(jìn)行安慰。3.2部位與控制系統(tǒng)的關(guān)系為了了解變量之間的變化趨勢(shì),我們將4個(gè)情景中的數(shù)據(jù)匯合到一起,進(jìn)行了相關(guān)分析。從變量之間的相關(guān)矩陣可以看出(見(jiàn)表2),這里所有的變量之間的相關(guān)系數(shù)都達(dá)到0.01顯著水平。從相關(guān)的情況還可以發(fā)現(xiàn),部位與控制性呈顯著正相關(guān),即原因愈趨于內(nèi)部,就愈可以控制;部位與責(zé)任(包括三個(gè)條目)、生氣類情感(包括三個(gè)條目)以及責(zé)備均呈顯著正相關(guān);部位與同情類情感(包括兩個(gè)條目)以及安慰呈顯著負(fù)相關(guān);即內(nèi)部→較高責(zé)任→較高生氣類情感反應(yīng)、較低同情類情感反應(yīng)→較高責(zé)備、較低安慰。另外,控制性與上述變量之間的相關(guān)情況與部位相似,其變化趨勢(shì)為:控制性→較高責(zé)任→較高生氣類情感反應(yīng)、較低同情類情感反應(yīng)→較高責(zé)備、較低安慰。這些結(jié)果與理論假設(shè)和我們的預(yù)期相一致。3.3結(jié)構(gòu)方程模型的建立為了進(jìn)一步確定歸因的維度、責(zé)任推斷、情感反應(yīng)、責(zé)備以及安慰行為反應(yīng)之間的數(shù)量化關(guān)系和檢驗(yàn)理論假設(shè)的跨情景性,我們將4個(gè)情景中的數(shù)據(jù)匯合到一起,來(lái)建立這些變量之間的結(jié)構(gòu)方程模型。3.3.1是否可接受的吻合指數(shù)這里,吻合指數(shù)χ(35)=41.043,p=0.223>0.05,表明理論假設(shè)與數(shù)據(jù)相吻合(無(wú)差異),NFI(NormedFitIndex)=0.983,NNFI(Non-NormedFitIndex)=0.996,CFI(ComparativeFitIndex=0.997,RMSEA(RootMean-SquareErrorofApproximation)=0.022(90%置信區(qū)間為[0.000,0.045])。這些指數(shù)都表明模型與數(shù)據(jù)十分一致(根據(jù)Bentler(1989)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(guò)1)。EQS還可以計(jì)算出Lisrel的相應(yīng)指數(shù),這里GFI=0.981,AGFI=0.964,也表明二者十分吻合。該結(jié)果從總體上支持上述的Weiner的理論假設(shè):行為原因的部位和控制性直接影響到責(zé)任的推斷(這里,標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)或回歸系數(shù)βs=0.29,0.56,ps<0.05)和情感反應(yīng)(控制性對(duì)同情類情感β=-0.16,p<0.05)。責(zé)任推斷又影響到情感(生氣類情感和同情類情感,β值分別為0.68和-0.44,ps<0.05)以及責(zé)備行為(β=0.29,p<0.05)。生氣類情感又進(jìn)一步影響到責(zé)備行為(β=0.46,p<0.05)。這個(gè)結(jié)果基本證實(shí)了Weiner(2000)的理論假設(shè)和一些研究結(jié)論:即歸因的部位、控制性→責(zé)任推斷→情感反應(yīng)(包括生氣類情感和同情類情感)→責(zé)備行為序列。并且部位和控制性還通過(guò)對(duì)情感反應(yīng)發(fā)揮作用而影響到責(zé)備行為。當(dāng)然,也有一些具體方面跟Weiner的假設(shè)有出入,如控制性、部位以及同情類情感對(duì)責(zé)備行為的回歸系數(shù)沒(méi)有達(dá)到顯著水平(βs=0.02,0.04,-0.02,ps>0.05)。Struthers,C.W.(1998)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果也表明,他的研究雖然總體上支持Weiner的理論假設(shè),但在一些細(xì)節(jié),特別是在一些變量之間的關(guān)系上存在著不一致的地方。如他的研究表明責(zé)任和生氣對(duì)責(zé)備的影響不顯著,而同情對(duì)責(zé)備的影響顯著。這些不一致的結(jié)論可能與實(shí)驗(yàn)情景的選擇、情感反應(yīng)的程度以及被試所處的文化背景不同有關(guān),也說(shuō)明該方面的理論假設(shè)仍需要廣泛的跨文化研究來(lái)證實(shí)。3.3.2各變量之間的相關(guān)關(guān)系對(duì)于模型2來(lái)說(shuō),吻合指數(shù)χ(35)=38.009,p=0.334>0.05,表明理論假設(shè)與數(shù)據(jù)也相吻合。這里,NFI=0.983,NNFI=0.996,CFI=0.999,RMSEA=0.015(90%置信區(qū)間為[0.000,0.041]),Lisrel的相應(yīng)指數(shù)為GFI=0.982,AGFI=0.966,這些指數(shù)都表明模型與數(shù)據(jù)十分一致。該結(jié)果同樣支持上述的Weiner的理論假設(shè),并且行為原因的部位和控制性與責(zé)任推斷、與情感反應(yīng),責(zé)任推斷與情感反應(yīng)的回歸系數(shù)與圖1(即模型1)相同。而部位、控制性、責(zé)任程度、生氣類情感、同情類情感與安慰行為反應(yīng)之間的β值有所變化,它們分別為βs=-0.02,0.03,-0.11,-0.15,0.30,并且后二者顯著(見(jiàn)圖2)?？梢?jiàn),歸因、責(zé)任推斷主要通過(guò)影響情感反應(yīng)作用于安慰行為。綜合上述兩個(gè)模型,這些研究結(jié)果為Weiner(2000)的理論假設(shè)提供了依據(jù),使我們對(duì)歸因、責(zé)任推斷、情感反應(yīng)以及后繼行為反應(yīng)之間的序列和數(shù)量化關(guān)系有了更為深刻的認(rèn)識(shí)。即,歸因的部位、控制性→責(zé)任推斷→情感反應(yīng)(包括生氣類情感和同情類情感)→責(zé)備、安慰行為反應(yīng)序列。當(dāng)然,我們也發(fā)現(xiàn),這些