社会动机一致性与问责对群体决策的影响*

王晓庄 张皎霄 赵嘉妍 赵 玥 安晓镜 Ngure Mary Muthoni

(1 教育部人文社会科学重点研究基地天津师范大学心理与行为研究院，天津 300387)(2 天津师范大学心理学部，天津 300387) (3 学生心理发展与学习天津市高校社会科学实验室，天津 300387)(4 天津城市建设管理职业技术学院，天津 300134) (5 邢台学院教科部，邢台 054001)

1 引言

群体决策是指由两人或多人组成的群体通过共享信息、交互影响，按照一定的协商规则达成解决方案的过程（Peniwati,2017）。从认知加工视角看，群体决策本质上是群体成员处理决策任务信息、达成决策共识的信息加工过程（于泳红,汪航,2008）。隐藏文档范式是探究群体决策信息加工的代表性研究范式，重点是对决策中非共享信息的分享与加工进行研究，对信息数量在群体成员中的分布进行操纵，只有群体成员掌握的信息汇总在一起才能做出正确决策（陈婷,孙晓敏,2016）。

群体信息加工的动机驱动模型（motivated information processing in groups model,MIP-G）及有关研究发现，群体信息加工受到社会动机的影响（de Dreu,Nijstad,& van Knippenberg,2008）。而社会动机具有引领信息筛选方向、影响信息提取和分享的驱动作用（de Dreu et al.,2008;Toma & Butera,2015）。合作动机和利己动机是典型的社会动机分型。持有合作动机的个体会认为群体其他成员也都是为群体目标而努力的，为群体达成最优结果和最佳效益而积极行动（Randall,Resick,& DeChurch,2011;Sassenberg,Landkammer,& Jacoby,2014）。相反，持利己动机的成员，会刻意“扣留”所掌握的重要信息，为使自己优先获得绩效而出现隐瞒甚至说谎行为（Steinel,Utz,& Koning,2010）。以往MIP-G 模型的有关研究均存在一个隐含的假设，即群体成员的社会动机是一致的，也就是群体中的每位成员持有相同的社会动机倾向。但在现实中，一个群体内成员所持有的社会动机倾向往往不尽相同。因此，本研究旨在探究群体成员社会动机一致性对决策的影响。

从已有研究看，持合作动机的群体有利于充分的信息分享；持利己动机的群体更多地出现信息的隐瞒（Toma & Butera,2009）。这可能意味着持合作动机的成员数量越多，信息分享程度就越高。同时，有研究发现，在群体中少数表现糟糕的成员会干扰其他成员的表现，产生“坏苹果效应”（bad apple effect）（刘国芳,辛自强,林崇德,2017;Felps,Mitchell,& Byington,2006;Freeman & Greenacre,2011）。这或许说明，群体中利己成员不仅自身表现差，还可能对合作成员产生负面影响。由此提出假设1：群体中合作成员越少、利己成员越多，群体非共享信息分享越少，决策质量越差；非共享信息的分享在群体成员社会动机构成和决策质量间具有中介作用。假设2：在多数合作群体中，合作成员信息分享的表现受到少数利己成员的负面影响。

如果群体中持利己动机的成员数量越多，群体信息分享程度越低、决策质量更差，那么就有必要采取措施抑制这种负面影响。问责是对行为主体进行责任追究，预防和及时化解失责行为及不良后果的工作机制（Patil,Vieider,& Tetlock,2014）。过程问责是针对行为主体在完成任务过程中的违规或不利于目标达成的言行进行责任追究；结果问责是针对行为主体完成任务的数量、质量或效率上的不良结果进行责任追究。研究表明，过程问责更能有效提升判断与决策质量（Liu & McLeod,2014;Scholten,van Knippenberg,Nijstad,& de Dreu,2007;Siegel-Jacobs & Yates,1996）。也有研究表明，过程问责和结果问责的效果差异往往取决于决策的任务性质和个体差异等因素，过程问责优于结果问责并不是一个绝对的结论（d e Langhe,van Osselaer,& Wierenga,2011）。因此，虽然过程问责和结果问责的作用存在研究结果上的不同，但问责被证明是一种有效改善群体决策质量的纠偏方式。由此提出假设3：持利己动机倾向的成员比例过高导致的群体非共享信息分享受阻、群体决策质量不佳的问题，可由问责（过程问责与结果问责）来改善。

基于上述假设，本研究采用隐藏文档范式，通过两个实验探究群体成员社会动机不一致影响群体决策的机制及提升决策绩效的途径。

2 实验1：成员社会动机一致性对群体决策的影响

2.1 研究方法

2.1.1 被试

招募大学生360 人（女性204 名），平均年龄20.32±1.70 岁。母语汉语，无精神病史，未参与过类似实验。随机分配3 人为一组，共120 组。被试通过任务指导语进行社会动机启动，其中全员合作条件、多数合作条件、多数利己条件及全员利己条件各30 组。

为检验社会动机启动的有效性，额外设置无动机启动条件16 组（共48 人，女性33 名，平均年龄20.25±1.87 岁）。通过四种动机启动条件与无动机启动组的比较，确认社会动机启动条件的有效性。

2.1.2 实验材料

决策任务及隐藏文档材料。采用Toma 和Butera（2009）的“肇事嫌疑人”任务材料。要求参与者根据给出的信息，判断一场交通事故中的肇事嫌疑人。可供判断肇事嫌疑人的信息共19 条，包括10 条共享信息、9 条非共享信息。在实验操作中，给每位参与者提供3 条非共享信息，即形成“隐藏文档”格局。只有当所有非共享信息汇总一起时，才能判断出真正的肇事嫌疑人。该任务为透明的隐藏文档材料，即被试所阅读的材料会清楚标明哪些信息是共享信息、哪些是非共享信息。参与者的任务是在4 个可能的嫌疑人选项中进行选择。

社会动机启动材料及启动效果检验问卷。采用Toma 和Butera（2009）研究材料中的指导语启动不同的社会动机倾向，并通过合作动机和利己动机启动检验问卷检查启动效果。问卷均采用Likert 9 点计分，分数越高，表示合作动机倾向或利己动机倾向程度越高。合作动机倾向检测在本研究中的α 系数为0.87；利己动机倾向检测在本研究中的α 系数为0.69。

2.1.3 实验设计

群体社会动机类型分为全员合作、多数合作、多数利己、全员利己4 种。其中，群体成员均启动合作动机的为全员合作组，均启动利己动机的为全员利己组；2 人启动合作动机、1 人启动利己动机的为多数合作组；2 人启动利己动机、1 人启动合作动机的为多数利己组。因变量为非共享信息的分享比例、决策正确率。

2.1.4 实验程序

（1）被试阅读决策任务材料。3 人组成的群体进入实验室后，围坐在圆桌周围，随后阅读决策任务材料。每位群体成员的阅读材料包括10 条共享信息、3 条非共享信息。阅读时间为3 分钟。（2）成员社会动机启动。通过指导语启动形成四种实验条件：全员合作群体，三人均阅读合作动机启动指导语；全员利己群体，三人均阅读利己动机启动指导语；多数合作群体，两人阅读合作动机启动指导语，一人阅读利己动机启动指导语；多数利己群体，两人阅读利己动机启动指导语，一人阅读合作动机启动指导语。（3）群体讨论。讨论过程允许携带阅读的资料，全程录音。时间最多为15 分钟。（4）讨论结束。以下三种情形之一即可结束讨论：规定的15 分钟时间到；群体成员达成一致意见而结束讨论；利己动机成员宣布想出正确答案并叫停讨论。（5）讨论结束后，每位被试在答题纸上选择肇事人选项，填写社会动机启动检验问卷。

2.1.5 数据处理

非共享信息分享个数的编码与分享比例计算。对每个群体的讨论录音转录成文字，对讨论过程中非共享信息分享条目进行编码。由两位独立的编码人员分别进行编码。编码人对研究假设不知晓，且接受了编码方法培训。取两位编码人员编码数量均值作为非共享信息分享个数。非共享信息分享比例=群体非共享信息分享个数/非共享信息总数。非共享信息总数为9 条。

决策正确率计分。讨论结束后，群体三人各自做出决策选项的选择。若三人答案一致且正确，则为决策正确，计为1；若群体三人答案不一致或一致但不正确，则为决策错误，计为0。

采用SPSS 22.0 进行数据处理。有关中介效应的部分运算基于SPSS 软件的数据分析，再计算得出（刘红云,骆方,张玉,张丹慧,2013）。

2.2 结果

2.2.1 社会动机启动效果及非共享信息分享数量编码一致性检验

操纵检验结果显示，合作程度得分在启动合作动机（M=8.15,SD=1.05）、无动机启动（M=7.75,SD=0.86）和启动利己动机（M=7.05,SD=1.65）的被试间存在显著差异，F(2,405)=30.71，p<0.001，η=0.13。启动合作的被试与无动机启动组被试的差异边缘显著（p=0.067），且显著高于启动利己的被试（p<0.001）；无动机启动组被试显著高于启动利己的被试（p<0.01）。

利己程度得分在启动合作动机（M=3.31,SD=1.62）、无动机启动（M=3.98,SD=1.59）和启动利己动机（M=5.03,SD=1.59）的被试间存在显著差别，F(2,405)=52.47，p<0.001，η=0.21。启动利己动机的被试显著高于无动机启动组（p<0.001）和启动合作动机的被试（p<0.001）；无动机启动组显著高于启动合作的被试（p<0.01）。根据两个启动组与无动机启动组的比较结果可以认为，合作启动可以有效增强被试的合作倾向而削弱利己倾向，利己启动可以有效削弱被试的合作倾向而增强利己倾向。

两位编码人员的非共享信息分享数量具有较高的编码一致性（α=0.97）。

2.2.2 群体决策质量

统计结果显示，全员合作组、多数合作组、多数利己组、全员利己组的决策正确率分别为0.83、0.63、0.38 和0.23。

以全员合作组作为参照起点进行类别编码（repeated），采用Logistic 回归分析，结果发现，全员合作组与多数合作组的正确率差异呈边缘显著（b=1.06,p=0.086），多数合作组与多数利己组差异显著（b=1.09,p<0.05），多数利己组与全员利己组差异不显著（b=0.64,p=0.263）。结果表明，全员合作组与多数合作组决策质量较好，而多数利己组和全员利己组决策质量较差。

2.2.3 非共享信息的分享

在群体层面，非共享信息的分享比例，全员合作组（0.89±0.12）、多数合作组（0.57±0.32）、多数利己组（0.41±0.28）、全员利己组（0.24±0.21）之间差异显著，F(3,116)=38.42，p<0.001，η=0.50。全员合作组的非共享信息分享比例显著高于多数合作组（p<0.001）、多数利己组（p<0.001）和全员利己组（p<0.001）；多数合作组显著高于多数利己组（p<0.01）和全员利己组（p<0.001）；多数利己组显著高于全员利己组（p<0.01）。

为了考察少数利己动机成员对群体信息分享的影响，将多数合作组与全员合作组中的合作动机成员的非共享信息分享数量进行比较。结果显示，全员合作组的合作成员非共享信息分享条数（M=2.66,SD=0.50）显著多于多数合作组的合作成员（M=1.95,SD=1.11），t(75)=4.62，p<0.001，d=1.07。相应地，为了考察少数合作动机成员对群体信息分享的影响，将多数利己组与全员利己组中的利己动机成员的非共享信息分享数量进行比较。结果显示，全员利己组的利己成员非共享信息分享条数（M=0.71,SD=0.77）和多数利己组（M=0.97,SD=1.03）无显著差异，t(102)=1.65，p=0.102。这说明少数利己成员的存在对多数合作组的合作成员产生了负面影响，而少数合作成员的存在对多数利己组的利己成员无显著影响。

2.2.4 非共享信息分享在群体成员社会动机与决策质量间的中介作用

以往研究发现，群体的集体主义倾向可以通过信息分享对决策效果产生影响（Randall et al.,2011）。据此，本研究以群体中持有合作动机成员的比例作为自变量，非共享信息的分享比例作为中介变量，决策正确率为因变量，建立中介模型，检验群体成员社会动机类型是否通过非共享信息的分享来影响决策质量。决策正确率为二分变量，因此采用系数标准化方法，通过系数乘积法估计中介效应（刘红云等,2013）。中介模型如图1所示。

图1 中介效应模型

结果发现，直接效应不显著，中介效应显著，中介效应量大小abstd=0.34，95%的置信区间为[0.14,0.53]。非共享信息的分享比例具有完全中介作用。

综上，实验1 结果发现，群体中持合作动机的成员越多，群体非共享信息分享比例越高，决策正确率也越高；群体非共享信息的分享在合作动机成员比例与群体决策质量间起完全中介的作用。同时，在多数合作组中，出现了少数利己成员造成的坏苹果效应。多数利己、全员利己群体缺乏良好的信息分享氛围，决策质量不佳。

3 实验2：问责对全员利己及多数利己动机群体决策质量的影响

3.1 研究方法

3.1.1 被试

招募大学生共480 人（女性246 名），平均年龄19.69±1.60 岁。母语汉语，无精神病史，未参与过类似实验。随机分配3 人为一组，共160 组。被试通过指导语进行社会动机启动，同时引入过程问责、结果问责、无问责条件，组成不同条件的群体类型。实验条件为：全员利己条件81 个组，其中过程问责26 组，结果问责25 组，无问责30 组；多数利己条件79 个组，其中过程问责25 组，结果问责24 组，无问责30 组。

3.1.2 实验材料

（1）决策任务及隐藏文档材料，同实验1。（2）社会动机启动材料及启动效果检验问卷，同实验1。（3）“问责”启动材料，采用Liu 和McLeod（2014）的问责启动方法，通过指导语分别启动过程问责和结果问责情境。

3.1.3 实验设计

采用2（组别：全员利己、多数利己）×3（问责类型：无问责、结果问责、过程问责）组间设计。因变量为非共享信息的分享比例和决策正确率。

3.1.4 实验程序

（1）被试阅读决策任务材料。（2）成员社会动机启动，同实验1 全员利己和多数利己条件。（3）问责方式的启动，通过指导语启动过程问责、结果问责。（4）群体讨论、讨论结束及问卷答题，同实验1。

3.1.5 数据处理

同实验1。

3.2 结果

3.2.1 社会动机启动效果及非共享信息分享数量编码一致性检验

社会动机操纵结果显示，启动合作动机的被试合作程度得分（M=8.04,SD=1.32）显著高于启动利己动机被试的合作程度得分（M=4.85,SD=1.67），t(478)=16.04，p<0.001，d=1.47。启动利己动机的被试的利己程度得分（M=6.00,SD=2.07）显著高于启动合作动机的被试的利己程度得分（M=3.21,SD=1.47），t(146.70)=14.33，p<0.001，d=2.37。表明合作动机和利己动机的操纵有效。两位编码人员的非共享信息分享数量具有较高的编码一致性（α=0.88）。

3.2.2 群体决策质量

多数利己组的决策正确率在无问责条件下为0.20，在结果问责条件下为0.67，在过程问责条件下为0.80；全员利己组的决策正确率在无问责条件下为0.07，在结果问责条件下为0.64，在过程问责条件下为0.69。

以利己组别（以全员利己组为参照组）和问责条件（以结果问责为参照组）作为类别自变量，决策正确率作为因变量，进行Logistic 回归分析。结果发现，利己组别在决策正确率上无显著差异（b=0.54,p=0.162）；过程问责和结果问责条件的正确率无显著差异（b=0.45,p=0.313），而结果问责条件的正确率显著高于无问责组（b=2.55,p<0.001）。

3.2.3 非共享信息的分享

各实验条件下，非共享信息的分享比例如表1所示。

表1 非共享信息的分享比例统计（M±SD）

方差分析结果显示，对非共享信息的分享比例，问责方式的主效应显著，F(2,154)=58.77，p<0.001，η=0.41；利己动机组别主效应不显著，F(1,154)=0.34，p=0.559；利己动机组别与问责方式在非共享信息的分享比例上具有交互作用（见图2），F(2,154)=6.25，p<0.01，η=0.04。

图2 不同问责条件下非共享信息分享比例的比较

简单效应分析表明，在三种问责条件下，全员利己组非共享信息的分享比例存在显著差异，F(2,154)=51.95，p<0.001，η=0.40；多数利己组非共享信息的分享比例也存在显著差异，F(2,154)=13.36，p<0.001，η=0.15。多重比较的结果见图2。在全员利己条件下，过程问责和结果问责条件下非共享信息的分享比例均显著高于无问责组（ps<0.001），过程问责与结果问责条件之间无显著差异（p=0.284）；在多数利己条件下，过程问责和结果问责条件下非共享信息的分享比例均显著高于无问责条件（ps<0.001），过程问责与结果问责条件之间无显著差异（p=0.349）。

4 讨论

本研究实验1 的结果说明，当群体成员持相同的合作动机倾向，群体信息分享与决策正确率均显著高于多数合作、多数利己和全员利己群体。社会动机在群体成员层面的分布对群体决策影响显著，群体成员中合作动机倾向的成员数量越多，决策正确率就越高。从MIP-G 模型视角，社会动机在群体信息加工过程中具有引领信息筛选方向、影响信息提取和分享的驱动作用（de Dreu et al.,2008），持合作动机的成员越多，群体成员相互信任、信息互动及分享的驱动力越强，越能够汇聚分散在群体成员层面的非共享信息，为群体做出正确的决策提供有力支撑。而在持利己动机成员占比较高的群体中则相反，利己动机驱动群体成员关注自身如何抢占先机，率先得到正确答案而从群体中胜出。在此过程中，他们会有意识地隐瞒信息，阻碍群体其他成员对重要决策信息的交流，干扰群体决策的进程和质量。正如有关谈判的研究发现，利益受损的少数人怀有争取最大利益的个人目的时，谈判共识的达成会受到阻碍（Velden,Beersma,& de Dreu,2007）。

同时，实验1 也发现，除了利己成员本身的表现较差以外，利己成员对于合作成员还存在负面影响。与全员合作群体中持合作动机的成员相比，多数合作组中持合作动机成员分享的非共享信息更少。而全员利己组与多数利己组中的利己动机成员分享的非共享信息没有显著差异。在一定程度上反映了少数利己动机成员的“坏苹果”效应。而与之相对，作为少数的合作成员却很难在多数利己群体中发挥明显的积极引导作用。有研究从Beugré（2005）总结的认知阶段模型（cognitive stage model）视角解释认为，“坏苹果”的干扰会使其他成员感到对群体伙伴的预期表现与观察到的实际表现之间不一致，这种体验激发了心理防御机制，导致自身表现的下降（Jaikumar & Mendonca,2017;Lin & Huang,2010）。从这一视角出发，在本研究中，由于使用的是透明的隐藏文档材料（即被试能明确知道哪些信息是共享信息、哪些是非共享信息），利己动机成员反复分享共享信息而缺乏其他非共享的重要信息的贡献，合作成员会意识到有群体成员分享信息不充分，心理预期与观察到的实际表现不一致从而引发心理防御机制，导致自身分享信息的意愿下降。因此，应在群体成员层面防范个别利己动机成员对信息分享氛围的不良影响。

本研究实验2 证明了问责对利己动机群体的信息分享和决策质量的促进作用，过程问责和结果问责均可提升群体的非共享信息分享与决策质量，两种问责方式的效果不存在显著差异。在以往研究中，关于过程问责与结果问责优劣的结论不尽一致，本研究的结果为两种问责形式不存在绝对的优劣之差的结论（de Langhe et al.,2011）提供了新的证据。并且，在本研究中，虽然两种问责的效果无差别，但其发生作用的机理很大程度上是相异的。过程问责通常被认为是提升认知动机的有效手段（Liu & McLeod,2014），而认知动机在群体信息加工中影响着信息的搜索、整合与评价（Nijstad & Oltmanns,2012）。由于给被试呈现的材料中共享信息与非共享信息有明确的区分，当被试知道哪些信息更为重要时，过程问责促使成员对信息交互过程更加负责，在个体层面强化了寻求正确结果的动机（Scholten et al.,2007），促进了非共享信息作为相对重要信息的交流，提升了群体决策结果。而结果问责则影响着目标激励，使成员出于成本效益的权衡认识到信息分享的价值（Nguyen,Nham,Froese,& Malik,2019）。结果问责形成的外部激励使群体成员以利益最大化的角度去评估信息分享的益处，促进了信息分享及决策质量的改善。

本研究关注了两种问责对决策的改善作用，但对于两种问责方式在群体决策中发挥作用的不同机制有待今后的进一步验证。未来还可借助fNIRs、fMRI 等技术探究群体成员相互影响的脑活动特征，以便更充分地揭示社会动机一致性影响群体决策的信息加工及情绪情感机制。

5 结论

（1）群体中持合作动机的成员比例越高，群体的信息分享和决策质量越好，信息分享在成员社会动机与决策质量之间起完全中介作用；（2）少数利己成员的存在对合作成员的信息分享产生负面影响；（3）过程问责与结果问责均促进了多数利己群体、全员利己群体的信息分享与决策质量。