發(fā)布時間：2020-10-24 06:09

　　 自古以來,我們都追求著社會的和諧與公平。但是在實際的生活中,我們更多地考慮自己的利益還是他人的利益,往往受到多種因素的影響。有報告顯示,我國已經(jīng)進入人口老齡時代,并且我們面臨的人口老齡化問題將會越來越嚴峻。日常生活中,我們難免會接觸到各種各樣的老化刻板印象,因此老化刻板印象激活對于公平?jīng)Q策的影響值得我們關(guān)注。另外,個體的公平?jīng)Q策除了會受到情境因素的影響,也會受到個體人格特質(zhì)的影響。心理特權(quán)水平較高的個體往往與許多消極行為相關(guān),對于不公平更加敏感,認為自己的需要比別人的更加重要,對他人有不合理的期待,因而心理特權(quán)作為一種人格特質(zhì)也會對公平?jīng)Q策產(chǎn)生影響。國外關(guān)于心理特權(quán)的研究已經(jīng)比較廣泛,但是國內(nèi)關(guān)于心理特權(quán)的研究還比較缺乏,并且目前國內(nèi)還沒有測量心理特權(quán)的問卷。因此本文將對國外研究者編制的心理特權(quán)問卷進行修訂,并檢驗其信效度。本文圍繞以上兩個主題,進行了以下三個研究:研究一,心理特權(quán)量表的翻譯及其適用性分析。在研究一中,修訂心理特權(quán)量表,并探討人口變量學對心理特權(quán)的影響。研究結(jié)果表明:(1)單因素8條目的心理特權(quán)量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度(χ2/df=2.03,GFI=0.96,AGFI=0.93,NFI=0.97,TLI=0.98,CFI=0.98,RMSEA=0.067)、內(nèi)部一致性信度(Cronbach's α=0.91)以及分半信度(r=0.89),符合心理測量學要求,可以用于心理特權(quán)的實證研究。(2)大學生的心理特權(quán)在性別,年級間無顯著差異;獨生子女的心理特權(quán)顯著高于非獨生子女,城市大學生的心理特權(quán)顯著高于農(nóng)村大學生。研究二,獨裁者博弈中老化刻板印象和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響。在研究二中,招募大學生被試232人,采用獨裁者博弈范式,探討個體作為公平?jīng)Q策提議者時,老化刻板印象激活和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響。研究結(jié)果表明:(1)心理特權(quán)顯著影響公平?jīng)Q策,心理特權(quán)高分組分配給他人的資金更少;(2)老化刻板印象激活顯著影響公平?jīng)Q策,老化刻板印象激活組分配給他人的資金更少;(3)心理特權(quán)和老化刻板印象激活交互作用不顯著。研究三,最后通牒博弈中老化刻板印象和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響。在研究三中,招募大學生被試60人,采用最后通牒博弈范式,探討個體作為公平?jīng)Q策回應(yīng)者時,老化刻板印象激活和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響。研究結(jié)果表明:(1)心理特權(quán)顯著影響公平?jīng)Q策,心理特權(quán)高分組的被試在不利不公平中更多地拒絕不公平的分配方案;(2)老化刻板印象激活顯著影響公平?jīng)Q策,老化刻板印象激活組的被試在不利不公平中更多地拒絕不公平的分配方案;(3)心理特權(quán)和老化刻板印象激活交互作用不顯著。
【學位單位】：蘇州大學
【學位級別】：碩士
【學位年份】：2018
【中圖分類】：B842
【部分圖文】：

老化刻板印象激活和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響?第一部分文獻綜述與問題提出??及對這些未滿足的期望的應(yīng)對方式會進一步加強個體的心理特權(quán)，從而形成惡性循環(huán)。??對于心理特權(quán)水平較高的個體來說，這些未滿足的期望是對其自我概念的威脅，通常??會采取防御性自我增強（ｄｅｆｅｎｓｉｖｅ?ｓｅｌｆｅｎｈａｎｃｅｍｅｎｔ）來恢復最初的自我概念??（Ｂａｕｍｅｉｓｔｅｒ，Ｓｍａｒｔ，＆Ｂｏｄｅｎ，１９９６），從而進一步增強了他們的心理特權(quán)。以往的??多項研宄支持了這一模型（Ｈａｒｖｅｙ?＆Ｍａｒｔｉｎｋｏ，２００９；?Ｗｉｄｍａｎ＆?ＭｃＮｕｌｔｙ，２０１１；??Ｖｏｈｓ?＆Ｈｅａｔｈｅｒｔｏｎ，２００４；?Ｚｉｔｅｋ，Ｊｏｒｄａｎ，?Ｍｏｎｉｎ，＆?Ｌｅａｃｈ，２０１０）。??

?第二部分實證研宄??此外，從圖２來看，所有８個題目的標準化載荷都大于０．５，表明各個題目都可??以很好地反映潛變量。??３１??ｉｘ?Ｑ２?卜￣??ｑ３?＾？??Ｑ６?－——？??Ｑ７?’?？??＼?Ｑ８?＾?（Ｊ）??圖２心理特權(quán)量表結(jié)構(gòu)模型及路徑系數(shù)??１．５．２．３信度分析??對心理特權(quán)量表進行內(nèi)部一致性檢驗，結(jié)果表明心理特權(quán)量表的Ｃｒｏｎｂａｃｈ＇ｓ??ａ＝０．９１，說明心理特權(quán)量表具有較高內(nèi)部一致性信度；對心理特權(quán)量表進行分半檢驗，??結(jié)果表明心理特權(quán)量表的分半信度＾０．８９，說明心理特權(quán)量表具有較高的分半信度。??１．５．３大學生心理特權(quán)的特點??１．５．３．１心理特權(quán)在性別上的差異??采用獨立樣本（檢驗，對心理特權(quán)在性別上的差異進行檢驗，結(jié)果如表１．６所示，??心理特權(quán)在性別上無顯著差異（細３ｆ＝１．７４，?／７＝０．０８３，３＝０．２２）。??表１．６心理特權(quán)在性別間的差異??男（《＝９４）?女（《＝１７１）???Ｍ?ＳＤ?Ｍ?ＳＤ?ｔ?ｄｆ?ｐ?ｄ??心理特權(quán)?３２．８０?９．７６?３０．８１?８．３６?１．７４?２６３?０．０８３?０．２２??注：＊／？＜０．０５，＊＊／７＜０．０１，＊＊Ｖ＜０．００１。??２５??

３．５．３有利不公平分配方案下，老化刻板印象激活和心理特權(quán)對公平?jīng)Q策的影響??然后，探討在有利不公平的分配方案下（即被試所得多于提議者，分配方案５０：５０，３０：７０，１０：９０），刻板印象激活，心理特權(quán)以及分配不公平程度對于公平?jīng)Q策的響。以老化刻板印象激活和心理特權(quán)高低為被試間變量，提議者和不公平程度為被內(nèi)變量，進行２ｘ２ｘ３的三因素重復測量方差分析。結(jié)果如表３．３所示。??表３．３有利不公平分配方案方差分析表??變異源?ｄｆ?ＭＳ?Ｆ?ｐ?ｐａｒｔｉａｌ?ｒｊ２??刻板印象激活?１?０．０２?０．０８?０．７８２?０．００??心理特權(quán)?１?０．００?０．００?０．９８３?０．００??不公平程度?２?１．５６?１６．１４＊＊＊?０．０００?０．２２??心理特權(quán)＊刻板印象激活?１?０．００?０．００?０．９８３?０．００??不公平程度＊刻板印象激活?２?０．００?０．０３?０．９７２?０．００??
【參考文獻】

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本文編號：2854113