切忌班门弄斧？低估在评价者擅长领域展现能力的好处*

邱 天 江 南 陆静怡

切忌班门弄斧？低估在评价者擅长领域展现能力的好处*

邱 天 江 南 陆静怡

(华东师范大学心理与认知科学学院, 上海 200062)

人需要展现自己以脱颖而出, 常常预测在他人擅长领域展现能力会暴露缺点导致差评, 因而忌讳班门弄斧。然而这种预测准确吗？8项研究(= 1, 888)要求候选人选择在评价者擅长或不擅长领域展示能力, 要求评价者从班门弄斧和不班门弄斧者中择一录取, 发现候选人低估班门弄斧所得评价。导致此预测偏差的原因是, 评价者依据提及其擅长领域时的自豪感决策, 故给班门弄斧者好评, 候选人依据能力是否容易被看清来选择领域, 担心班门弄斧暴露缺点。

预测偏差, 自我中心, 能力, 自豪, 判断与决策

1 引言

每个人都渴望展现自己、获得好评。在面试、比赛等评价性活动中, 怎样有效扬长避短、充分显示自身优点？人们为此思虑良多。试想你前去应聘某装修公司, 需要当场完成一份木工或瓦工作品。两个工种你都会, 但技艺皆平平。你得知面试官为鲁小班, 他木工出身, 做得一手好木活。你会选择完成什么作品？很多人认为, 班门弄斧——在评价者擅长的领域展现自己——属于不自量力, 容易被看出破绽、引来差评。既然面试官擅长木工, 为提升成功应聘可能性, 应避免班门弄斧而选择瓦作。类似做法似是共识：想获得高分的学生如果能够选择作业主题, 一般不会挑战任课教师专长的方向; 渴望晋级的选手如果能够自由决定参赛项目, 往往会避开评委专家拿手的领域。那么, 展现自己时避开评价者擅长的领域这种策略能否如人们预期那般帮助他们在面试和比赛中获胜？

以往研究探讨了个体如何选择外在环境以包装自己获得好评(Hart et al., 2020; Johnsen et al., 2014; Sela et al., 2019)。例如, 个体会有意选择要加入哪个团队, 女性倾向加入仅含男性的团队, 黑人倾向加入仅含白人的团队, 由此改变自己所处环境, 以使自己更容易在与团队成员的竞争中脱颖而出(Kirgios et al., 2020); 人们还会选择出行环境, 为吸引朋友, 更可能选择乘坐豪车而非普通车赴宴(Garcia et al., 2019); 同样, 个体也会挑选与他人交流时的环境, 为与朋友坦率沟通, 人们更可能面对面交流而非通过网络媒介交流(Johnsen et al., 2014)。通过精心挑选外在环境, 人们以期展现自身良好形象。

然而人在展现自己时, 不仅要利用外部环境, 也需要展现自身能力等个体内在特点, 而班门弄斧正是展现能力的策略之一。不同于以往研究, 本研究将视角转向个体如何展示内在特点, 考察人在选择展现能力领域时是否预期班门弄斧会引来差评进而回避这种做法, 以及这种预测是否准确。我们提出, 人会低估班门弄斧所得评价, 即在开篇事例中, 你预测如果选择做木工, 鲁小班不会录用你, 事实上鲁小班倾向于录用选择做木工的候选人。为何候选人和评价者会产生分歧？这可能与人以自我为中心、难以想到他人感受密切相关。

1.1 自我中心使人难料他人感受

根据角色理论(role theory)和情境性社会认知(situated social cognition)理论, 人的社会认知和行为深受其所处情境和角色影响(Biddle, 1986, 2013; Pettigrew, 2017; Smith & Semin, 2007)。遵循这些理念, 以往研究已经在多种情境中发现, 由于自我中心(egocentrism), 人在社会交往中多聚焦于自己的所思所想(Epley, 2008; Epley et al., 2004; Eyal & Epley, 2010), 难以想到他人的感受, 出现共情鸿沟(empathy gap; Loewenstein, 2005; van Boven et al., 2005; van Boven et al., 2013)。例如, 人们选择交友对象时, 担心他人社会地位太高会让自己相形见绌、产生嫉妒, 然而想吸引朋友的人忽视对方对相形见绌的担忧, 更多思考怎样能展示自身优越的社会地位(Garcia et al., 2019); 接受感激者在乎收到感激时的惊讶和喜悦, 而表达感激者考虑自身表达方式是否恰当(Kumar & Epley, 2018); 接受赞扬者把赞扬看作温暖的人际互动, 在意受赞扬时的愉快感受, 而表达赞扬者在意自己赞扬别人的措辞是否得当、条理是否清晰(Zhao & Epley, 2021)。

不同角色各有所想所感本无可非议, 糟糕的是, 共情鸿沟使人忽视他人的感受, 产生预测偏差(misprediction), 进而作出缺乏适应性的决策。例如, 想吸引朋友的人忽视他人感受, 所以使用奢侈品而非平价商品来凸显自身的优越社会地位, 反而难以交到朋友(Garcia et al., 2019); 人考虑是否要表达感激时, 过度思考如何措辞, 忽视接受感激者收到感激时的喜悦, 进而不愿表达感激, 这阻碍了人际交流(Kumar & Epley, 2018); 人考虑是否要赞扬他人时, 顾虑自己可能用词不当、表达不清, 忽视他人得到赞扬时的积极感受, 因此不愿赞扬他人, 这使人们错过提升双方幸福感的良机(Zhao & Epley, 2021)。总之, 人们因自我中心产生共情鸿沟, 难以准确预测他人感受, 进而遭受不良后果。

1.2 班门弄斧中的预测偏差

在选择要展现的能力领域时, 人也很可能遭遇共情鸿沟, 产生预测偏差。评价者的决策不仅取决于评价目标的能力, 也取决于自身在评价过程中的感受。而候选人(即预测者)旨在脱颖而出, 因此关注怎样更有利于展现能力、扬长避短。自我中心使候选人难以想到评价者对班门弄斧者的评价受其感受影响。

首先, 尽管评价者需要评价候选人的能力, 但是据情绪渗透模型(affect infusion model)和情感信息理论(feelings-as-information theory), 人的情绪会影响其评价(Forgas, 1995; Schwarz, 2012)。例如, McFarland等(2003)发现处于积极情绪中的被试比处于消极情绪中的被试认为判断目标具有更积极的人格特质。Schwarz和Clore (1983)发现感受到积极而非消极情绪的被试对其生活更为满意。Ferris等(1994)发现, 绩效评估中, 评价者体验到关于评价目标的积极情绪越强, 对评价目标的绩效评分越高, 越愿意分配资源给评价目标。这些研究都表明, 人的感受可能决定其评价和决策。

而人对班门弄斧者的评价则可能受自豪感影响。自豪感指个体因自身成就和价值而产生的愉悦感受(Mercadante et al., 2021)。结合以往研究对自豪感的界定和本研究考察的展现能力情境所具特点, 我们将评价者的自豪感定义为个体由于精通某一领域、在该领域取得成就而引发的积极感受。基于此定义, 候选人若班门弄斧, 能够让评价者想到自己擅长的领域, 进而联想到在该领域所得成就及认可, 感受到自我实现的价值, 唤醒自豪感(Williams & Desteno, 2008), 这驱使评价者在评价候选人时秉持积极态度, 对其作出正面评价(Ashton-James et al., 2012)。因此, 评价者的自豪感很可能使其对班门弄斧者作出积极评价。值得一提的是, 评价者的自豪感并不等于其对所擅长领域单纯的喜爱, 自豪与喜爱可以相互独立。例如, 拥有较强数学思维能力、能够解答高难度数学题的学生可能会对自己取得的数学学业成就而自豪, 但其不一定喜欢数学。因此, 评价者未必会出于喜爱其擅长领域而“爱屋及乌”, 青睐班门弄斧的候选人。

另一方面, 在面试、比赛等需要展现能力的情境中, 候选人旨在更好展现能力, 希望扬长避短, 以便获得好评。由于正态分布, 绝大多数候选人并非出类拔萃, 加之候选人能力往往不如评委, 因此候选人意在“避短”, 隐藏能力缺陷。例如, 能力平平者倾向于回避高难度任务(Buckert et al., 1979), 因为担心高难度任务会暴露其不足。同样, 候选人预测在评价者擅长领域展现能力会让自身不强的能力被一眼看穿, 暴露缺点, 进而带来消极评价, 因此不敢班门弄斧。同时, 自我中心使候选人依据自身展现能力的需要选择领域, 忽视评价者会考虑提及擅长领域时产生的自豪感, 因此候选人可能低估在评价者擅长领域展现能力的好处。综上, 我们提出如下假设。

假设1：候选人会低估自己在评价者擅长领域展现能力所得评价, 因而错失通过班门弄斧打动评委的机会。

假设2：出现上述预测偏差的原因在于, 评价者决策的重要依据之一是提及自身擅长领域时产生的自豪感, 而候选人因自我中心忽视评价者的感受, 仅根据展示能力的需要来决策, 认为在评价者擅长领域更容易被看出破绽。

1.3 竞争假设

除“提及擅长领域使人自豪”, 还有一些候选人忽视的因素也可能导致预测偏差。

第一, 评价者对于擅长领域可能更熟悉, 进而导致评价时加工流畅, 产生良好感受(Cooney et al., 2017), 给予班门弄斧者更高评价。熟悉与擅长是两个独立维度, 熟悉可以以接触时长来界定, 而擅长则以成就体现。因此, 人未必擅长熟悉的领域, 例如, 有些学生频繁做数学题, 但数学成绩依旧不佳。在除研究1外的实验中, 我们确保评价者对擅长和不擅长领域接触时长相同、同等熟悉, 如果评价者仍然更喜欢班门弄斧的候选人, 则能说明并非熟悉带来的良好感受决定了其偏好。

第二, 评价者可能会认为班门弄斧者与自己在兴趣上具有主观相似性, 即双方都对同一领域感兴趣。根据相似−吸引理论, 人们更喜欢与自己相似者(Byrne, 1997), 因此评价者给予班门弄斧者更高评价。然而, 候选人主动选择评价者擅长领域才能反映双方兴趣相同, 如果候选人被分配到评价者擅长领域, 领域则不能反映其兴趣。因此, 我们通过考察候选人主动或被动选择时预测偏差是否稳定存在以排除该竞争假设。

1.4 研究概览

我们通过8项研究检验候选人是否低估在评价者擅长领域展现能力所得评价, 并揭示该预测偏差

的机制与后果(图1)。研究1至3检验基本效应。研究1对比候选人的选择和评价者的判断, 在关乎自身利益的选择中揭示预测偏差及其后果。研究2检验在晋级和淘汰两种赛制下预测偏差是否稳定存在, 且控制评价者对其擅长和不擅长领域的熟悉性, 排除关于熟悉性的竞争假设。研究3中候选人被要求展示某领域能力, 我们以此排除关于主观相似性的竞争假设。研究4至8检验效应机制。其中研究4、5分别操纵候选人的晋级动机、能力, 检验导致预测偏差的候选人路径, 即候选人依据能力是否容易被看清来选择展示领域。研究6提醒候选人思考评价者的感受, 检验导致预测偏差的评价者路径, 即评价者依据擅长领域带来的自豪感决策, 但候选人忽视评价者的感受。研究7通过操纵评价者的成就改变其自豪感, 更直接地检验导致预测偏差的评价者路径。研究8对比候选人和评价者在预测及评价时的想法, 完整检验候选人和评价者两条路径的机制。

根据G*power的计算结果, 对于中等效应量(Cohen’s d = 0.5或φ = 0.3), 要达到0.8的统计效力, 每个条件至少需要64人。故我们在所有实验中为每个条件至少招募被试65人, 以确保足够的统计效力。所有研究材料可见https://osf.io/xhmja/。

2 研究1：真实选择

研究1招募真实生活中擅长语文或数学的被试作为评价者, 让他们对候选人提交的语文或数学学习论述作评价, 考察候选人能否准确预测评价者的录取选择。

2.1 被试与设计

通过见数问卷平台招募130名成人被试, 其中男性41人、女性89人, 平均年龄为27.56岁(= 6.95岁)。采用单因素被试间设计, 自变量为角色, 分为候选人和评价者。在评价者组, 我们要求被试报告自己真实擅长的科目, 区分出擅长语文和擅长数学的评价者。

图1 研究理论框架

2.2 流程

候选人需作为某学科学习征文比赛的参赛者, 提供一份关于语文或数学学习的论述。候选人提交的作品将与主动提交另一学科论述的参赛者作品一同呈现给比赛的评委, 评委从中选出一名胜者。候选人接着阅读两份分别关于语文、数学学习的论述, 得知这两份论述为往年比赛作品, 为了节省时间, 自己可直接从中选择一份, 无需自行写作, 此外第三方学校老师认为这两篇论述比较空泛, 质量一般。候选人了解到, 评委自认为擅长语文、不太擅长数学(或擅长数学、不太擅长语文), 会在生活中感受到自己擅长语文(或数学)。随后候选人回答“请你预测, 你提交哪一学科的论述, 更有可能获胜？” (1 = 数学, 2 = 语文)。为激励候选人准确预测, 我们告知候选人若其预测与本次实验中评价者偏好一致, 可获得额外被试费。在这种金钱激励下, 候选人的选择关乎自身利益(incentive-compatible), 会产生实际后果(real consequence)。

评价者首先回答自己擅长哪门学科(语文或数学), 回想并写下在生活中感到自己语文或数学不错的瞬间。由此, 我们区分出擅长不同领域的评价者。接着, 评价者需作为征文比赛的大众评委, 从两名提交不同学科学习论述的参赛选手中选出一位胜者。选手小赵提交了语文学习论述, 选手小李提交了数学学习论述, 第三方学校老师认为这两篇论述比较空泛, 质量一般。评价者阅读两篇论述后回答“你会选择谁获胜” (1 = 小赵, 2 = 小李)。

最后, 所有被试填写性别和年龄。

2.3 结果与讨论

以角色为自变量、选择为因变量, 进行卡方分析。结果表明, 仅有44.60%的候选人选择提交评价者擅长领域的论述, 而63.10%的评价者让选自己擅长领域的候选人胜出, χ2(1,= 130) = 4.46,= 0.035, φ = 0.19。

研究1通过对比候选人和评价者的真实选择, 为假设1提供支持, 即候选人低估自己在评价者擅长领域展现能力所得评价, 故错失通过班门弄斧打动评委的机会。即使我们激励候选人准确预测评价者偏好, 他们仍然表现出预测偏差。不过, 由于研究1招募真实生活中自认为擅长不同领域的评价者, 难以严格区分和控制评价者对该领域的擅长程度(即在该领域取得的成就)、熟悉度(即接触该领域的时长)。因此, 评价者也可能对于擅长领域更熟悉, 故给予班门弄斧者更高评价。后续研究中, 我们确保评价者对擅长、不擅长领域的接触时长即熟悉性相同, 以排除熟悉性的竞争假设。此外, 研究1中评价者均自陈擅长领域, 其对自身的看法未必准确, 因此后续研究中我们采取想象情境并以文字描述控制评价者对不同领域的擅长程度。再者, 评价者擅长领域并非随机分配, 这种准实验设计无法严格说明因果关系。为解决该问题, 后续研究将随机分配被试至各条件。

3 研究2：晋级赛与淘汰赛

为解决研究1的不足, 研究2采用严格的实验法, 将被试随机分配至各条件, 更严谨地检验关于班门弄斧的预测偏差是否存在。另外, 我们确保评价者对擅长、不擅长领域的接触时长即熟悉性相同, 排除评价者因熟悉擅长领域对班门弄斧者产生好感进而导致预测偏差的竞争假设。

此外, 晋级赛与淘汰赛是两种常见赛制, 对应于挑选更优和排除更差两种心理过程(Levin et al., 2001)。但无论在何种赛制下, 根据我们的推论, 候选人都会考虑如何选择更有利于展现自身能力, 且都会忽视评价者的感受, 因此我们认为关于班门弄斧的预测偏差在两种赛制下皆存在。

研究2采用绘画比赛情境, 在晋级赛和淘汰赛两种赛制下检验预测偏差是否稳定存在。该研究在OSF平台进行了预注册(https://osf.io/xhmja/)。

3.1 被试与设计

通过见数问卷平台招募260名成人被试, 其中男性82人、女性178人, 平均年龄为29.86岁(= 6.82岁)。采用2 (角色：候选人/评价者) × 2 (赛制：晋级赛/淘汰赛)被试间设计。

3.2 流程

候选人阅读情境, 想象自己报名参加国画大赛并进入复赛。复赛采用小组赛晋级(或淘汰)赛制, 按初赛成绩将水平相似的选手两两配对, 每位选手需要在两种画技——写意画、工笔画——中选择其一提交作品, 由评委选出一人晋级(或淘汰)。被试得知根据初赛成绩, 自己对这两种画技的掌握程度都一般, 处于所有选手中的中等水平。复赛评委是特邀的专业国画大师, 对写意画、工笔画的熟悉度相当, 均有十年的接触时间。此外, 评委擅长写意画, 已有百余幅作品获奖; 虽然也很熟悉工笔画, 但并不擅长, 目前为止共有十幅作品获奖。随后候选人预测“复赛中你选择哪种画技提交作品, 更有可能晋级(或被淘汰)” (1 = 写意画, 2 = 工笔画)。

评价者阅读从评委角度描述的对应情境, 需要从选手小赵、小李中选一人晋级(或淘汰)。小赵、小李水平相似, 均处于所有选手中的中等水平, 对这两种画技的掌握程度都一般。复赛中, 小赵选择了评委擅长的写意画作画; 小李选择了评委不太擅长的工笔画作画。随后评价者回答“你会选择谁晋级(或淘汰)” (1 = 小赵, 2 = 小李)。

最后, 被试填写性别和年龄。

3.3 结果与讨论

如图2所示, 二元逻辑回归结果显示, 角色的主效应不显著(= –0.12,= 0.25, Wald χ2= 0.23,= 0.630,() = 0.89)。赛制的主效应不显著(= –0.34,= 0.25, Wald χ2= 1.82,= 0.178,() = 0.71)。

图2 不同赛制下选择评价者擅长领域的人数比例

重要的是, 角色和赛制的交互作用显著(= 3.45,= 0.55, Wald χ2= 39.67,< 0.001,() = 31.62, 95% CI = [10.80, 92.63])。晋级赛中, 仅有26.56%的候选人认为选择评价者擅长领域作画更可能晋级, 而高达70.31%的评价者让选自己擅长领域的选手晋级, χ2(1,= 128) = 24.52,< 0.001, φ = 0.44。淘汰赛中, 75.38%的候选人认为选择评价者擅长领域更可能被淘汰, 而只有38.81%的评价者淘汰选自己擅长领域的选手, χ2(1,= 132) = 17.99,< 0.001, φ = 0.37。

研究2的结果表明候选人在晋级和淘汰两种赛制下均低估班门弄斧所得评价：候选人低估选评价者擅长领域晋级的可能性, 高估选评价者擅长领域被淘汰的可能性。同时, 研究2控制评委对不同领域的熟悉度后, 预测偏差仍然稳定存在, 可见该预测偏差并非仅由评价者对班门弄斧者所选领域更熟悉而导致。

4 研究3：被迫班门弄斧

研究3采用招生面试情境进一步检验效应的稳定性, 候选人被指定展示某领域能力, 若评价者因班门弄斧者与自己兴趣相似而对其产生好感、进而选择班门弄斧者, 评价者对班门弄斧者的偏爱应该在候选人被要求班门弄斧时消失; 如果候选人被要求班门弄斧时, 评价者依旧青睐班门弄斧者、候选人依旧出现预测偏差, 则能排除关于主观相似性的竞争假设。

4.1 被试与设计

通过见数问卷平台招募260名成人被试, 其中男性83人、女性177人, 平均年龄为28.59岁(= 8.32岁)。采用2 (角色：候选人/评价者) × 2 (候选人被分配的领域：评价者擅长领域/评价者不擅长领域)被试间设计。

4.2 流程

候选人阅读情境, 想象自己(即小赵)和小李是同一学校外语系本科生, 报名参加高校闪含语系研究生招生面试。面试要求候选人根据工作人员的抽签结果, 对该语系下的两种语言——阿拉伯语、希伯来语——之一作研究阐述。被试得知, 自己和小李对这两种语言的掌握程度都一般, 课外知识积累不多。根据目标高校官网信息, 面试官是来自闪含语系研究学会的外单位特邀专家, 对阿拉伯语、希伯来语的熟悉度差不多, 均有十年的研究经验。他很擅长研究阿拉伯语, 已发表十余篇关于阿拉伯语的论文; 虽然也很熟悉希伯来语的研究, 但并不擅长, 目前为止共发表四篇关于希伯来语的论文。在分配领域为评价者擅长领域的条件下, 自己(即小赵)被要求就评委擅长的阿拉伯语作研究阐述, 小李被要求就评委不太擅长的希伯来语作研究阐述; 在分配领域为评价者不擅长领域的条件下则相反。随后候选人预测“你觉得面试官会录取谁” (1 = 你(即小赵), 2 = 小李)。

评价者阅读评委视角下的对应情境, 得知面试者小赵、小李来自同一学校同一专业, 水平差不多, 对两种语言的掌握程度都一般, 课外知识积累不多。在分配领域为评价者擅长领域的条件下, 小赵被要求就评委擅长的阿拉伯语作研究阐述, 小李被要求就评委不太擅长的希伯来语作研究阐述; 在分配领域为评价者不擅长领域的条件下则相反。阅读情境后, 评价者回答“你会录取谁” (1 = 小赵, 2 = 小李)。

最后, 被试填写性别和年龄。

4.3 结果与讨论

如图3所示, 二元逻辑回归结果显示, 角色(0 = 候选人, 1 = 评价者)能显著预测录取选择(0 = 班门弄斧者, 1 = 不班门弄斧者) (= –1.50,= 0.30, Wald χ2= 25.43,< 0.001,() = 0.22, 95% CI = [0.13, 0.40]), 无论小赵被分配到评价者擅长还是不擅长领域, 候选人都低估谈及评价者擅长领域后被录取的可能性(小赵被分配到评价者擅长领域：χ2(1,= 130) = 9.52,= 0.002, φ = 0.27; 小赵被分配到评价者不擅长领域：χ2(1,= 130) = 18.38,< 0.001, φ = 0.38)。

图3 不同角色及分配领域下选择评价者擅长领域的人数比例

分配领域的主效应不显著(= –0.20,= 0.28, Wald χ2= 0.50,= 0.479,() = 1.22)。角色和分配领域的交互效应不显著(= –0.49,= 0.59, Wald χ2= 0.67,= 0.413,() = 0.62)。

研究3在新情境下检验了基本效应的稳定性, 表明当候选人被要求展示某领域能力时, 评价者仍偏向于录取谈及自己擅长领域的选手。为进一步考察候选人主动选择和被要求展现某领域能力时, 关于班门弄斧的预测偏差是否稳定存在, 我们进行了一项补充研究(https://osf.io/xhmja/), 结果显示主动选择和被动分配条件下均出现预测偏差。该结果排除了评价者仅仅因班门弄斧者与自己相似而对其产生好感、进而导致预测偏差的竞争假设。

综上, 研究1到研究3通过选择论述学科、参赛画技、语言阐述等多种情境, 揭示了关于班门弄斧的预测偏差, 发现预测偏差在晋级和淘汰两种赛制、选择与指定两种分配方式中稳定存在, 且排除了熟悉性和相似性的竞争假设。同时, 通过对比候选人的预测和评价者的选择, 揭示了该预测偏差可能给候选人造成的损失——错失晋级或被录取的机会。

5 研究4：操纵晋级动机

从研究4开始, 我们探究导致预测偏差的机制, 检验关于班门弄斧的预测偏差是否源自预测和评价双方不同的决策依据。研究4采用与研究2相似的绘画比赛情境, 通过操纵候选人的晋级动机进而改变其对能力被看清的关注程度, 检验导致预测偏差的候选人路径, 即候选人考虑自身能力是否容易被看清并据此决策。根据我们的假设, 候选人晋级动机强时, 会更关注自己的能力是否容易被看清, 认为评价者在其擅长领域容易一眼看清自己的能力, 因此更倾向避开评价者擅长领域, 预测偏差较大。而候选人晋级动机弱时, 较少关注自己的能力是否容易被看清, 预测偏差应当减小。

5.1 被试与设计

通过问卷星平台招募204名成人被试, 其中男性79人, 女性125人, 平均年龄为30.52岁(= 6.91岁)。采用单因素被试间设计, 自变量为角色, 分为候选人−动机强、候选人−动机弱、评价者三组。

5.2 流程

研究4采用的情境与研究2晋级条件相似, 但操纵了候选人的晋级动机强度。在动机强条件下, 被试得知比赛结果对自己很重要, 事关未来工作机会, 自己非常想在比赛中脱颖而出; 在动机弱条件下, 被试则得知自己仅仅是陪朋友参赛, 比赛结果毫不重要, 自己只想见世面凑个热闹。

阅读情境后, 被试回答操作检查题目, 包括“根据情境, 比赛结果对你有多重要” (1 = 完全不重要, 7 = 非常重要); “你多渴望在比赛中脱颖而出” (1 = 完全不渴望, 7 = 非常渴望); “在决定选择哪种画技提交作品时, 你多大程度考虑哪种画技作品更容易让评委看清你的能力” (1 = 完全没考虑, 7 = 考虑了很多)。随后, 候选人回答“复赛中你会选择哪种画技提交作品” (1 = 写意画, 2 = 工笔画)。

评价者条件的材料与研究2晋级条件完全一致, 评价者回答“你会选择谁晋级” (1 = 小赵, 2 = 小李)。

最后, 被试填写性别和年龄。

5.3 结果与讨论

对比赛重要性的认知上, 候选人−动机强组的被试(= 6.17,= 1.05)比候选人−动机弱组的被试(= 3.19,= 2.10)认为比赛更重要,(97.25) = 10.53,< 0.001, Cohen’s= 1.80, 95% CI = [1.38, 2.21]。晋级动机上, 候选人−动机强组的被试(= 6.32,= 1.00)比候选人−动机弱组的被试(= 3.84,= 2.13)更渴望在比赛中脱颖而出,(94.25) = 8.74,< 0.001, Cohen’s= 1.49, 95% CI = [1.10, 1.88]。对能力是否容易被看清的关注程度上, 候选人−动机强组的被试(= 5.64,= 1.09)比候选人−动机弱组的被试(= 4.62,= 1.40)更关注能力是否容易被看清,(126.45) = 4.79,< 0.001, Cohen’s= 0.81, 95% CI = [0.46, 1.16]。这些操作检查结果说明改变候选人的晋级动机, 的确可以改变其对自身能力是否容易被看清的关注程度。

接着, 分析动机如何影响候选人的领域选择。如图4所示, 晋级动机强的候选人(44.44%)比晋级动机弱的候选人(64.71%)更少选择班门弄斧, χ2(1,= 140) = 5.79,= 0.016, φ = 0.20。此外, 晋级动机强的候选人(44.44%)显著低估选择评价者擅长领域后晋级的可能性(84.38%), χ2(1,= 136) = 23.24,< 0.001, φ = 0.41, 而晋级动机弱的候选人(64.71%)虽仍低估班门弄斧的晋级可能性(84.38%), χ2(1,= 132) = 6.67,= 0.010, φ = 0.23), 但预测偏差减小。

图4 不同角色及动机下选择评价者擅长领域的人数比例

研究4通过操纵候选人的晋级动机改变候选人对“能力是否容易被看清”的关注程度, 从而改变预测偏差的大小。具体而言, 强烈希望得到好评的候选人更关注能力是否容易被看清, 认为评价者在擅长领域容易一眼看穿自己的能力, 故表现出更大的预测偏差; 而不太渴望好评的候选人较少关注自己的能力是否容易被看清, 预测偏差减小。该结果支持了候选人“关注能力是否容易被看清”的机制。

6 研究5：操纵能力水平

研究5以另一种方式再次检验导致预测偏差的候选人路径, 即候选人关注能力是否被看清。根据我们的理论, 绝大多数候选人并不出类拔萃, 且能力往往不如评委, 由于认为评价者在其擅长领域更容易看清自身能力, 因此不敢班门弄斧。但是, 能力突出的候选人更期望“扬长” (Patall et al., 2014), 由于认为评价者在其擅长领域更容易看清自身优点, 因此乐意班门弄斧, 更多选择评价者擅长领域以获得好评, 此时预测偏差将减小甚至消失。按照上述逻辑, 我们通过改变候选人的能力检验导致预测偏差的候选人路径。

6.1 被试与设计

通过问卷星平台招募420名成人被试, 其中男性152人, 女性268人, 平均年龄为29.94岁(= 7.44岁)。采用2 (角色：候选人/评价者) × 3 (能力：较差/一般/较强)被试间设计。

6.2 流程

研究5情境与研究2晋级条件类似, 但操纵了候选人的能力水平。能力较差条件下, 被试得知“自己对两种画技的掌握程度都较差, 在所有选手中处于下等水平, 经验欠缺”; 能力一般条件下, 被试得知“自己对两种画技的掌握程度都一般, 在所有选手中处于中等水平, 经验不足”; 能力较强条件下, 被试得知“自己对两种画技的掌握程度都较好, 在所有选手中处于上等水平, 经验丰富”。评价者阅读相对应的情境, 如能力较差条件下, 被试得知“选手小赵、小李水平相似, 均在所有选手中处于下等水平, 对这两种画技的掌握程度都较差, 经验欠缺”。

阅读情境后, 候选人预测选择哪个领域有助于自己晋级, 评价者选择让谁晋级。最后被试填写性别和年龄。

6.3 结果与讨论

如图5所示, 二元逻辑回归结果显示, 角色的主效应显著(= –1.38,= 0.23, Wald χ2= 35.77,< 0.001,= 0.25, 95% CI = [0.16, 0.40]), 能力的主效应显著(Wald χ2= 28.66,< 0.001), 角色和能力的交互效应显著(Wald χ2= 8.21,= 0.016)。

图5 不同角色及能力水平下选择评价者擅长领域的人数比例

进一步简单效应分析表明, 能力较强时, 候选人(77.14%)能准确预测评价者选择班门弄斧者的比例(82.86%), χ2(1,= 140) = 0.71,= 0.398。能力一般(候选人：50.00%; 评价者：81.43%; χ2(1,= 140) = 15.34,< 0.001, φ = 0.33)或能力较差(候选人：27.14%; 评价者：72.86%; χ2(1,= 140) = 29.26,< 0.001, φ = 0.46)时, 候选人才会出现预测偏差, 且能力越差的候选人越低估选择评价者擅长领域后晋级的可能性。

研究5通过操纵候选人的能力, 发现随着候选人能力提高, 预测偏差逐渐减小。候选人能力差时, 预测偏差最明显; 候选人能力一般时, 仍然存在预测偏差; 候选人能力较强时, 预测偏差消失。这些结果为候选人“关注能力是否容易被看清”的机制提供了证据：能力不强时, 候选人担心班门弄斧会暴露缺点, 因此不敢班门弄斧; 能力强时, 认为选择评价者擅长领域展现能力有助于让他看清自己的优点, 因此班门弄斧。当然, 能力强的个体也可能相对不在意能力被看清, 按照这种解释, 能力强者应该认为班门弄斧与否均可, 不会对班门弄斧表现出明显偏好。但当前结果表明能力较强的候选人偏好班门弄斧, 这更支持“能力强的候选人倾向扬长”解释。另一方面, 评价者对候选人的能力不敏感(评价者录取班门弄斧者的占比：能力较差时72.86%, 能力一般时81.43%, 能力较强时82.86%), 可见评价者的决策不如候选人那般关注能否一眼看清候选人的能力, 其决策很有可能受其他因素影响。研究6开始, 我们将探讨影响评价者决策的因素。

7 研究6：提醒感受

研究4和5检验了导致预测偏差的候选人路径, 即候选人关注能力是否会被看清; 研究6开始, 我们将检验导致预测偏差的评价者路径, 即评价者因自豪感给班门弄斧者好评, 且预测者在自然状态下无法预测这种影响。根据我们的假设, 候选人会因自我中心出现共情鸿沟, 考虑不到评价者谈及擅长领域时的自豪感受。但是共情即让人基于他人立场感受他人的情绪(Stephan & Finlay, 1999)能有效解决这一问题。研究6中, 我们提醒候选人考虑提及自己擅长领域时的感受, 以引发共情。若经提醒, 候选人想到评价者的自豪体验, 预测偏差减小甚至消失, 则能说明评价者的自豪感确会影响其决策, 且候选人未得到提醒时难以考虑到评价者的自豪感, 因而出现预测偏差。

7.1 被试与设计

在某大学被试库中招募210名学生, 其中男性104人, 女性106人, 平均年龄为21.63岁(= 2.63岁)。采用单因素被试间设计, 自变量为角色, 分为候选人−控制组、候选人−提醒组、评价者三组。

7.2 流程

候选人−控制组、评价者组的情境与流程均与研究2晋级条件类似。候选人−提醒组的被试阅读情境后, 需要“想想平常当别人说到你擅长领域时, 你的感受是什么”, 并作答。

随后, 候选人−控制组、候选人−提醒组的被试预测选择哪个领域有助于自己晋级, 评价者选择让谁晋级。最后被试填写性别和年龄。

7.3 结果与讨论

如图6所示, 卡方检验显示, 候选人−控制组的被试显著低估班门弄斧对录取的好处, 仅40.00%的候选人预测选评委擅长领域更可能晋级, 而72.86%的评委让选自己擅长领域的候选人晋级, χ2(1,= 140) = 15.37,< 0.001, φ = 0.33。更重要的是, 候选人−控制组、候选人−提醒组之间存在显著差异, χ2(1,= 140) = 4.83,= 0.028, φ = 0.19, 候选人思考评价者的体验后, 更多班门弄斧(58.57%)。并且, 候选人−提醒组和评价者组之间不存在显著差异, χ2(1,= 140) = 3.17,= 0.075, 说明候选人关注评价者的体验后, 预测偏差消失。

图6 不同角色下选择评价者擅长领域的人数比例

分析候选人−提醒组被试的填空作答内容, 发现自豪感受出现64次(占提醒组被试的91.43%), 例如“自豪” “骄傲” “有成就感”等。非自豪感受出现6次(占8.57%), 例如“反思自己”“想要指正对方错误”等。这说明候选人−提醒组的被试想到了评价者的自豪感, 且这种想法使候选人的预测偏差消失。

研究6发现提醒候选人思考评价者谈及擅长领域的感受后, 候选人能想到自豪相关的积极感受, 此时预测偏差消失。这些结果说明, 评价者会根据提及自身擅长领域产生的自豪感进行选择, 而在控制组中, 候选人未想到评价者的自豪感, 从而导致预测偏差、过度回避班门弄斧。不过, 本研究也存在局限：被试想象擅长领域时, 可能激发自信等普遍的积极情绪, 从而减少对能力被看清的顾虑, 倾向于不回避班门弄斧。为更直接检验评价者一侧自豪感路径, 我们进行了研究7, 通过直接操纵评价者的成就改变评价者的自豪感。

8 研究7：操纵评价者成就

研究7通过直接操纵评价者擅长领域的成就水平改变评价者自豪感, 更直接地检验导致预测偏差的评价者路径, 即评价者因自豪感给班门弄斧者好评。由自豪感的定义可知, 自豪感源于个体精通某一领域、在该领域取得的高成就。据此, 操纵评价者在擅长领域取得的成就可改变评价者体验到的自豪强度。根据我们的假设, 评价者在擅长领域成就越高, 越自豪, 因此越倾向给班门弄斧者好评, 由于预测者忽视评价者的感受, 将出现越大预测偏差。

8.1 被试与设计

通过见数问卷平台招募264名成人被试, 其中男性83人、女性181人, 平均年龄为27.33岁(= 8.50岁)。采用2 (角色：候选人/评价者) × 2 (评价者成就：高/低)被试间设计。

8.2 流程

研究7采用的情境与研究2晋级条件相似, 但操纵了评价者擅长领域的成就高低。候选人条件中, 评价者成就高条件下的被试得知评委擅长写意画, 已有百余幅作品获奖; 不擅长工笔画, 目前为止共十幅作品获奖。评价者成就低条件下的被试得知评委擅长写意画, 已有百余幅作品获奖, 但最近屡屡受挫, 近一个月的作品都没有获奖, 名落孙山; 不擅长工笔画, 目前为止共十幅作品获奖。被试随后预测“复赛中你选择哪种画技提交作品, 更有可能晋级” (1 = 写意画, 2 = 工笔画)。

评价者阅读相对应的情境。之后, 被试回答操作检查题目, 包括“你觉得你在写意画方面的成就如何” (1 = 成就很低, 7 = 成就很高); “你觉得你在工笔画方面的成就如何” (1 = 成就很低, 7 = 成就很高); “提到写意画时, 你多大程度感到自豪？” (1 = 完全没有, 7 = 非常自豪); “提到工笔画时, 你多大程度感到自豪？” (1 = 完全没有, 7 = 非常自豪)。随后, 评价者回答“你会选择谁晋级” (1 = 小赵, 2 = 小李)。

最后, 被试填写性别和年龄。

8.3 结果与讨论

成就感知上, 评价者−高成就组的被试(= 6.30,= 0.62)比评价者−低成就组的被试(= 5.70,= 1.14)在擅长领域(写意画)认为自己更有成就,(127) = 3.66,< 0.001, Cohen’s= 0.65, 95% CI = [0.28, 0.93]。而在不擅长领域(工笔画), 评价者−高成就组的被试(= 3.67,= 1.16)与评价者−低成就组的被试(= 3.59,= 1.24)的成就感知无差异,(127) = 0.34,= 0.734。因此, 对评价者成就的操纵有效。

自豪感上, 评价者−高成就组的被试(= 6.40,= 0.72)比评价者−低成就组的被试(= 5.83,= 1.04)对擅长领域(写意画)感到更自豪,(127) = 3.59,< 0.001, Cohen’s= 0.63, 95% CI = [0.26, 0.89]。而对不擅长领域(工笔画), 评价者−高成就组的被试(= 3.83,= 1.26)与评价者−低成就组的被试(= 4.03,= 1.24)的自豪感无差异,(127) = –0.89,= 0.377。该结果说明改变评价者的成就, 的确可以改变其自豪感。

接着, 分析擅长领域的成就如何影响评价者的选择。如图7所示, 二元逻辑回归结果显示, 角色的主效应显著(= –1.75,= 0.27, Wald χ2= 41.60,< 0.001,() = 0.17, 95% CI = [0.10, 0.30]), 无论评价者成就高低, 候选人始终低估班门弄斧后晋级的可能性(评价者成就高：χ2(1,= 128) = 43.11,< 0.001, φ = 0.58; 评价者成就低：χ2(1,= 136) = 8.48,= 0.004, φ = 0.25)。评价者成就的主效应不显著(= 0.04,= 0.27, Wald χ2= 0.03,= 0.874,() = 1.04)。

图7 不同角色及成就下选择评价者擅长领域的人数比例

重要的是, 角色和评价者成就的交互作用显著(= 1.65,= 0.56, Wald χ2= 8.56,= 0.003,() = 5.52, 95% CI = [1.73, 15.77])。相较于低成就的评价者(63.77%), 高成就的评价者更青睐班门弄斧者(81.67%), χ2(1,= 129) = 5.11,= 0.024, φ = 0.20。而候选人则在得知评价者成就高(23.53%选择班门弄斧)或低(38.81%选择班门弄斧)的条件下的预测无差异, χ2(1,= 135) = 3.68,= 0.055。

研究7通过操纵评价者的成就进而改变评价者的自豪感, 结果显示, 预测偏差的大小随之改变。具体而言, 评价者成就越高, 自豪感越强, 越倾向于给班门弄斧者好评; 而候选人对评价者的自豪感不敏感, 因此评价者成就较高较自豪时, 预测者的预测偏差较大, 评价者成就较低较不自豪时, 预测者的预测偏差减小。该结果支持了评价者因自豪感给班门弄斧者好评的机制, 且候选人忽视了评价者的自豪感受。

9 研究8：选择理由

我们已通过分别操纵候选人的晋级动机和能力、要求候选人思考评价者的感受、操纵评价者的成就改变自豪感探究了导致预测偏差的原因。研究8同时考虑候选人和评价者, 记录并分析双方决策时的真实想法, 检验候选人为何低估评价者对班门弄斧者的青睐。

9.1 被试与设计

通过见数平台招募140名成人被试, 其中男性57人, 女性83人, 平均年龄为27.47岁(= 6.43岁)。采用单因素被试间设计, 自变量为角色, 分为候选人和评价者。

9.2 流程

流程与研究2晋级条件类似。被试阅读绘画比赛情境, 候选人预测选择哪个领域有助于自己晋级, 评价者选择让谁晋级。随后, 两组被试填写选择理由, 回答“进行刚才的选择时, 你的理由是什么”。最后被试填写性别和年龄。

9.3 结果与讨论

首先, 我们再次发现基本效应, 仅有17.65%的候选人选择评价者擅长领域, 而76.39%的评价者让选自己擅长领域的候选人晋级, χ2(1,= 140) = 48.36,< 0.001, φ = 0.59。

接着, 两位不知实验假设的编码者对被试填写的理由分入以下六类之一：(1)能力是否容易(被)看清; (2)有自豪感; (3)彼此相似; (4)能力是否容易评价; (5)未按要求解释理由; (6)其他(即无法归至上述理由的其他想法)。具体示例如表1所示。两位编码者对77.86%的理由分类一致, 两人编码的Cohen’s kappa系数为0.62(95% CI= [0.52, 0.73]),< 0.001, 具有较强一致性。编码结果如表2所示。为了便于进一步量化分析, 我们在每一类别下都将被试的想法进行0或1编码, 0代表未考虑, 1代表考虑。例如, 在“有自豪感”类别下, 将被编码者归类至“有自豪感”的想法编码成1, 将被编码者归类至其余五类想法编码成0。

表1 被试想法的编码示例

1 该分类指被试没有按照要求解释选择某领域或某候选人的原因。例如, 类似“擅长领域更加分”的作答仅反映因变量本身, 即“我偏好擅长领域”, 而未解释“我为什么偏好擅长领域”。

表2 不同角色考虑的选择理由

对比不同角色的选择理由, 发现相较于评价者(30.56%), 候选人更多关注“能力是否容易(被)看清” (69.12%), χ2(1,= 140) = 20.81,< 0.001, φ = 0.39。同时, 相较于评价者(23.61%), 候选人更少考虑“评价者有自豪感” (0.00%), χ2(1,= 140) = 18.28,< 0.001, φ = 0.36。此外, 不同角色对“彼此相似” (χ2(1,= 140) = 0.42,= 0.519)、“能力是否容易评价” (χ2(1,= 140) = 2.90,= 0.089)、“未按要求解释理由” (χ2(1,= 140) = 0.15,= 0.696)、“其他” (χ2(1,= 140) = 1.89,= 0.170)等内容的考虑均不存在显著差异。

随后分析被试所想如何影响其选择。第一, 与未考虑能力被看清的候选人相比(21人中14人回避班门弄斧, 占66.67%), 考虑能力被看清的候选人更回避班门弄斧(47人中42人回避班门弄斧, 占89.36%), χ2(1,= 68) = 5.14,= 0.023, φ = 0.28。与未考虑看清能力的评价者相比(50人中46人录取班门弄斧者, 占92.00%), 考虑看清能力的评价者(22人中9人录取班门弄斧者, 占40.91%)更不可能录取班门弄斧者, χ2(1,= 72) = 22.11,< 0.001, φ = 0.55。该结果说明无论候选人还是评价者, 越考虑能力是否容易(被)看清越不青睐班门弄斧。第二, 相较于未考虑自豪感的评价者(55人中38人录取班门弄斧者, 占比69.09%), 考虑自豪感的评价者更可能录取班门弄斧者(17人全部录取班门弄斧者, 占比100%), χ2(1,= 72) = 6.88,= 0.009, φ = 0.31。该结果说明评价者越考虑自身自豪感越青睐班门弄斧者。而候选人中无人想到评委对自豪感的关注, 因此无法对比候选人关注自豪感能如何影响其班门弄斧选择。

我们还分析了考虑能力是否容易(被)看清的中介作用。角色(0 = 候选人, 1 = 评价者)负向预测对能力是否容易(被)看清的考虑(0 = 未考虑能力, 1 = 考虑能力),= –1.63,= 0.37, Wald χ2= 19.69,< 0.001,() = 0.20, 95% CI = [0.10, 0.40]。考虑能力是否容易(被)看清(0 = 未考虑, 1 = 考虑)正向预测晋级领域的选择(0 = 评价者擅长领域, 1 = 评价者不擅长领域),= 2.16,= 0.47, Wald χ2= 21.30,< 0.001,() = 8.68, 95% CI = [3.47, 21.74]。Sobel检验显示, 对能力是否容易(被)看清的考虑起中介作用,= –3.20,= 0.001。该结果说明候选人比评价者更多考虑能力是否容易(被)看清, 因此错误回避班门弄斧。由于候选人中无人想到考官依据自豪感作决策, 不满足中介分析条件, 我们没有以考虑自豪感为中介进行分析。

研究8检验了候选人和评价者想法的差异, 发现评价者除了基于能力信息, 还基于提及自己擅长领域带来的自豪感作决策, 故倾向录取班门弄斧的选手; 而候选人比评价者更关注能力是否容易被看清, 想不到评价者的自豪感受, 这使其倾向选择评价者不擅长的领域, 即回避班门弄斧。需要注意的是, 被试报告选择理由具有一定模糊性, 评价者声称的“擅长引发的好感”也可能源于其对擅长领域的喜爱。尽管如此, 鉴于两名不知实验目的的编码者表现出较高一致性, 均认为评价者的想法反映其自豪感, 编码结果仍然具有一定可信度。另外, 综合研究7和8的结果来看, 评价者的选择的确受自豪感影响。

10 总讨论

本研究发现在面试、比赛等个体需要选择能力领域以展现自我的情境中, 能力不强的候选人会低估评委对班门弄斧者的青睐, 因而错误回避班门弄斧, 无论赛制是晋级还是淘汰, 班门弄斧基于被动分配还是主动选择, 预测偏差均稳定存在。此外, 导致该预测偏差的原因是候选人关注能力是否容易被看清, 且忽略了评价者提及自身擅长领域时的自豪感。因此, 当候选人晋级动机越强、能力越差越担心班门弄斧时被看穿缺点时, 其预测偏差越大, 而提醒候选人思考评价者的感受可消除该预测偏差。同时, 本研究通过确保评价者对擅长和不擅长领域接触时长相同, 排除了熟悉带来好感的竞争假设, 并通过改变领域的分配方式、晋级动机、能力强弱, 排除了相似性等竞争假设。需要说明的是, 除了熟悉性和相似性, 可能还存在其他竞争假设, 例如候选人未能料到评价者欣赏敢于班门弄斧者的勇气等, 但是, 改变晋级动机和能力强弱以及提醒候选人体会评价者感受等研究的结果有助于排除这些竞争假设。

10.1 共情鸿沟与预测偏差

人的决策往往基于预测, 但是人们很难准确预测他人的想法与反应, 因此作出不恰当决策, 蒙受损失(陆静怡等, 2022; 尚雪松等, 2021; Hsee et al., 2021; Li et al., 2022; Lu et al., 2022)。本研究揭示了展现能力情境中共情鸿沟如何导致预测偏差、带来恶果。首先, 本研究发现共情鸿沟会影响社会评价。除Garcia等(2019)发现人难以想到展示奢侈品不利于交友外, 以往关于共情鸿沟的研究多聚焦于共情鸿沟如何使个体作出对他人不利的行为, 例如医生忽视患者患病的痛苦感受而给患者安排不够充分的治疗方案(Loewenstein, 2005), 个体忽视感激(Kumar & Epley, 2018)、赞扬(Zhao & Epley, 2021)带给他人的良好感受, 所以未能充分表达感激和赞扬。仅有关于帮助等少数领域的研究发现, 共情鸿沟可能对个体自身造成不利影响, 表现为个体不敢以求助形式向他人示弱(Bohns, 2016; Bohns & Flynn, 2021; Flynn & Lake, 2008)。例如, 求助者难以想到潜在施助者会因拒绝帮助他人而感到内疚, 这使得求助者低估他人帮助自己的可能性, 进而不敢求助(Flynn & Lake, 2008)。而本研究则着眼于自我展现领域, 进一步丰富了关于共情鸿沟对个体自身不利后果的研究, 揭示共情鸿沟如何让人作出另一类对自己不利的行为——不敢向他人示强。具体而言, 候选人忽视评价者的自豪感对其决策的影响, 因此回避班门弄斧这一示强手段, 这让候选人得不到评价者青睐, 错失晋级或被录用的机会。而类似的选拔关乎升学、就业、晋升等, 此时人一旦预测错误就会错失成功良机, 遭受重大后果, 因此研究者有必要更多考察共情鸿沟对个体自身的影响。

本研究发现的预测偏差能够在多大程度上外推？本研究中评价者均被描述为专家, 其能力远强于评价对象。而当评价者的能力与评价对象之间差距不明显时, 是否仍然存在对班门弄斧所得评价的预测偏差？根据我们的理论, 预测偏差源自自我中心, 不论评价者和评价对象之间能力差距大小, 双方都存在自我中心的认知局限, 预测偏差应当不受影响。未来研究可以考察评价者从专家推广到其他角色时, 本研究的结果是否仍适用。

另外, 本研究的情境中多名候选人能力水平相当, 而现实生活中并非总是如此。竞争对手的能力可能会调节预测偏差的强度。若竞争对手的能力强于自己, 候选人可能更加担忧暴露自身能力缺陷, 因此可能会更大程度低估班门弄斧所得评价、更加倾向回避班门弄斧。未来研究可以探究人在与不同水平对手比拼时, 对班门弄斧所得评价的预测偏差大小是否会发生变化。

本研究通过让候选人被动班门弄斧来消除评价者与候选人在兴趣上的主观相似性, 排除了因主观相似而导致预测偏差的解释, 但本研究未对感知相似性进行测量, 且候选人被要求陈述的领域与评价者擅长领域相同, 使得双方存在一定客观相似性, 这是本研究的局限之一。不过, 鉴于研究8中评价者自陈的选择理由很少提及相似性, 主观和客观相似性至少并非导致评价者青睐班门弄斧者的主要原因。

当然, 候选人偏好班门弄斧者的原因可能不止一种。例如, 候选人可能由于喜爱其擅长领域而“爱屋及乌”, 喜爱在其擅长领域班门弄斧者。然而, 我们在研究7中通过操纵评价者的成就进而操纵自豪感, 改变了预测偏差大小, 这有助于一定程度区分自豪感和单纯喜爱。根据自豪感源自成就和价值的定义, 评价者近期成就较低时自豪感也降低。同时, 近期成就应当较少影响评价者对其擅长领域的喜爱。若评价者仅因为喜爱其擅长领域而偏爱班门弄斧者, 则对评价者近期成就的操纵不应当影响评价者的选择。鉴于评价者近期成就较低时, 其对班门弄斧候选人的偏好减弱, 我们提出的自豪感机制比“爱屋及乌”更合理。

10.2 去偏差手段

社会生活中, 人们频频与他人互动, 这要求人尽可能准确预测他人所思所想, 以了解和控制他人行为、投入恰当资源实现目标。而研究预测偏差有助于促使决策者意识到并校正偏差, 从而提高决策质量(陆静怡等, 2022; Hsee et al., 2021)。为此, 研究者需要开发各类去偏差手段。例如, 以往研究发现人们低估和他人社交寒暄的好处而错失与他人寒暄促进关系的机会, 故研究者建议告知人们和他人进行社交寒暄的好处以减弱预测偏差(Liu et al., 2022); 人们低估他人对深入聊天的兴趣而不愿进行有利关系的深入聊天, 所以研究者提醒人们他人其实重视深入聊天, 以此减弱预测偏差(Kardas et al., 2021)。

本研究亦提供了一种简洁有效的去偏差手段以助人克服共情鸿沟、作出准确预测。本研究中, 不论在面试还是比赛中、赛制是晋级还是淘汰、候选人主动选择还是被分配到特定领域, 共情鸿沟均稳定存在, 看似难以消除。然而人们不必因此悲观, 只要提醒人们决策时充分考虑他人感受, 就能够使候选人更多想到班门弄斧带给评价者的良好感受, 从而减小预测偏差, 促使其选择班门弄斧, 获得评价者青睐。这种“对他人感受作共情”的去偏差手段应当可运用于多种存在共情鸿沟的情境, 因为其切中人忽视他人感受的根本原因, 即自我中心。未来研究可以进一步探究其他帮助候选人校正偏差的措施, 如训练候选人的共情能力。

10.3 对自我展现的朴素认识

本研究探究了个体如何理解班门弄斧这种自我展现方式。以往研究发现人对如何选择外在环境以展现自己具有朴素认识(Garcia et al., 2019; Hart et al., 2020; Johnsen et al., 2014; Sela et al., 2019), 例如认为女性加入全由男性组成的团队能脱颖而出(Kirgios et al., 2020)、乘坐豪车而非普通汽车出行有助于交友(Garcia et al., 2019)。然而, 以往研究较少探究在人们看来, 有选择地呈现能力等个体内在特点会怎样帮助自我展现。本研究则弥补了这方面的不足, 发现站在候选人立场时, 人朴素地认为以班门弄斧的方式展现能力会导致差评。未来研究可以继续考察人预期向他人有选择地呈现能力以外的内在特点会得到怎样的评价。

然而, 人们对自我展现方式的朴素认知正确吗？本研究发现, 人并不总能准确理解展现自己策略的效果, 可能选择不恰当的方式展示自己。这启示我们审视以往研究揭示的人们对自我展现方式的朴素认知是否也会出现错误。例如, 女性加入绝大多数成员为男性的团队是否如她们预测那般显得自己更优秀？乘坐豪车而非普通汽车出行是否真能帮助交友？由于自我中心偏差普遍存在, 我们预期, 人在选择外部环境展现自己时也很可能错误预测其选择的效果。

当然, 本研究存在一些局限。在研究1中, 我们招募了真实擅长某领域的被试作为评价者, 且让其考察候选人的作品后再作判断, 这一定程度提升了研究的生态效度。尽管如此, 我们没有要求候选人自行创作作品, 而是为其提供可选的现成作品, 这与现实生活仍然存在一定差异, 有可能候选人提交自创作品时更熟知其中缺陷, 故认为容易被评价者看穿缺陷。另外, 在除研究1的其余研究中, 我们均要求被试想象自己选择或评价班门弄斧, 并未让被试在选择班门弄斧策略后真实执行, 且通过文字操纵评价者对不同领域的擅长程度, 而没有招募真正擅长某一领域、不擅长另一领域的评价者来评价班门弄斧者, 该做法可以控制评价者对不同领域的熟悉程度, 但不能完全反映现实中的专家评审过程。真正的专家面对实际的班门弄斧过程, 是否仍然会对班门弄斧者给出高评价？我们推测, 与假想情境相比, 在真实情境中评价者会更多考察候选人的真实作品以判断其水平。这一方面可能使评价者切实接触到其擅长的领域, 唤起更强的自豪感, 进而更加青睐班门弄斧者, 放大预测偏差; 另一方面也可能使评价者更容易通过仔细审查作品看出班门弄斧者的不足, 进而降低对班门弄斧者的评价, 减小预测偏差。而候选人若需要自行创作作品、真实展现自身能力以供评审, 可能会更真切担忧班门弄斧暴露缺陷, 进而更倾向回避班门弄斧, 放大预测偏差。因此, 未来研究可以在更真实的情境下要求候选人实际展示能力(例如自行创作供评价的作品)、评价者实际考察候选人的展示内容, 进一步提升研究的生态效度。

10.4 结论

选择能力领域以展现自己时, 能力一般或较差的候选人会低估在评价者擅长领域展现能力所得评价。出现此预测偏差的原因在于, 决定评价者评价的重要因素之一是提及自身擅长领域引发的自豪感, 这使评价者给予班门弄斧者好评; 然而候选人由于自我中心忽视评价者的感受, 仅关注自身能力是否容易被看清, 认为在评价者擅长领域更容易暴露缺点, 因此不敢班门弄斧。上述预测偏差导致候选人得不到评价者青睐, 错失获得成功的机会。

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Undervaluing the advantages of displaying skills in front of an expert

QIU Tian, JIANG Nan, LU Jingyi

(School of Psychology and Cognitive Science, East China Normal University, Shanghai 200062, China)

Job candidates and competitors aim to earn admission or high ratings. People tend to avoid displaying their skills in front of an expert due to the prediction that they will be rated unfavorably because the expert can accurately evaluate their level of skill. However, is this prediction accurate? The present research proposes a misprediction: candidates will undervalue the advantages of showing skills in front of an expert. This is because evaluators partially base their evaluations on the pride elicited by alluding to their expertise, whereas candidates base their predictions on whether their competence will be accurately evaluated but neglect evaluators’ pride.

Eight studies (= 1, 888) demonstrated the proposed misprediction and tested its underlying mechanism. In Study 1, we assigned the participants to the candidate or the evaluator condition. The candidates made an incentive-compatible prediction on how they would be more likely to be admitted by displaying their skills in front of an expert or a non-expert. The evaluators admitted one between a candidate displaying skills in the evaluators’ area of expertise and a candidate displaying skills outside the evaluators’ area of expertise. The results showed that the evaluators preferred the candidate who showcased skills in the evaluators’ area of expertise. However, the candidates avoided doing so, which reduced their chances of admission.

Studies 2 and 3 replicated the results in Study 1 with different competition forms (promotion or elimination) and in the case where candidates were assigned to display skills in or outside the evaluators’ area of expertise. These studies ruled out two alternative explanations that the evaluators preferred the candidate who showcased skills in the evaluators’ area of expertise solely because they were similar to the candidate or could easily evaluate the candidate.

Studies 4 and 5 manipulated the candidates’ motivation to win the competition and their level of competence, respectively, to test whether they avoided displaying skills in front of experts due to the concern that their competence could be evaluated accurately by experts. The results indicated that the candidates showed a stronger misprediction and were less likely to showcase skills in front of experts when they highly (vs. less) desired to win the competition or had a lower (vs. moderate and higher) competence.

Study 6 prompted the candidates to empathize with evaluators. We asked the candidates to think about their feelings when others made references to their expertise. As a result, the candidates were aware of their pride and made a more accurate prediction.

Study 7 manipulated the evaluators’ pride to test whether they preferred the candidate who displayed skills in the evaluators’ area of expertise because that they felt pride when their expertise was referred to. The results revealed that the evaluators with lower (vs. higher) pride were less likely to admit the candidates who displayed skills in the evaluators’ area of expertise.

In Study 8, we recorded the participants’ real-time thoughts during their decision making. The results again showed that the candidates focused on their competence during their decision-making process, whereas the evaluators’ preferences were affected by their pride. In addition, the real-time thoughts led to the underestimation about the benefits of displaying skills in front of an expert.

We reveal that people fail to accurately predict the effect of a self-presentation strategy. Candidates undervalue the strategy of displaying skills in front of experts due to the empathy gap that they neglect the pride experienced by experts. Consequently, candidates mistakenly avoid displaying skills in front of experts and thus miss the chance to earn admission. Besides, we offer a feasible approach to reduce such a bias. Our findings encourage candidates to empathize with evaluators and strategically perform to experts.

misprediction, egocentrism, competence, pride, judgment and decision making

B849: C91

2022-08-12

*国家自然科学基金(72171087)、上海市教育发展基金会和上海市教育委员会“曙光计划”、中央高校基本科研业务费项目(2022QKT007、2022ECNU-XWK-XK003)资助。

陆静怡, E-mail: jylu@psy.ecnu.edu.cn