国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 刘国芳. 2018.
- LIU Guofang. 2018.
- 父母的经济人信念对自身信任及儿童信任的影响
- The Effects of Parents' Homo Economicus Belief on Themselves' Trust and Adolescents' Trust
- 心理发展与教育, 34(1): 21-27
- Psychological Development and Education, 34(1): 21-27.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.01.03
近些年来,中国社会的信任水平在不断下降(如马德勇, 2008; 辛自强, 周正, 2012; Xin & Xin, 2017)。例如,辛自强和周正(2012)对1998年至2009年间中国大学生的人际信任水平进行的横断历史研究显示,大学生的人际信任水平下降趋势明显,11年间大学生的人际信任下降了1.19个标准差,平均值下降了9.96分。对此,有研究者提出,过度强调经济发展使得民众逐渐认同经济人信念,进而破坏了信任(辛自强, 窦东辉, 陈超, 2013; Xin & Liu, 2013)。经济人信念主要包含两方面的内涵:第一,人是理性的,既不会感情用事,也不会盲从,而是精于判断和计算的;第二,人是自私的,人们所追求的惟一目标是自身经济利益的最优化(彭凯平, 2009; Xin & Liu, 2013)。相对于经济人信念,信任要求人们敢于暴露自身的弱点,信任有被他人利用的风险(Mayer, Davis, & Schoorman, 1995)。因而,一个认同经济人信念的人不会轻易信任他人,即经济人信念可能会破坏信任。本研究以家庭为单位测量了父母的经济人信念以及父母、子女双方的信任水平,以考察经济人信念对信任的影响。
经济人信念破坏信任最初的证据来自于经济学的学科学习对信任与合作行为的影响(辛自强等, 2013; Bauman & Rose, 2011; Carter & Irons, 1991; Marwell & Ames, 1981; Rubenstein, 2009)。例如,辛自强等(2013)调查了不同专业的大学一年级和三年级学生的信任水平,发现经济类专业大三学生的信任水平要显著低于大一学生的,而非经济类专业学生的信任水平则无上述年级差异。Xin和Liu(2013)基于实验研究直接考察了经济人信念与信任间的关系。他们分别采用概念启动或心理定势启动等方式激活了实验组被试的经济人信念,然后测查了其信任水平。结果发现,实验组被试在接受上述启动后更加赞同人性自私的观点,其信任水平也要显著低于控制组被试。也就是说,经济人信念的确会破坏人际信任。最近的研究显示,经济人信念对信任的影响存在性别差异和领域非通透性,经济人信念对男性信任的影响要大于女性(Chen & Liu, 2017),经济人信念对风险程度较低的经济相关领域的信任的影响要大于其他领域(刘国芳, 辛自强, 林崇德, 2016)。
上述研究证明了经济人信念对信任的影响,但也存在一些不足。第一,上述研究均基于大学生被试。经济人信念是与经济活动密切相关的人性观,大学生的经济实践经验较为欠缺,可能限制研究结论的可推广性。第二,上述研究并没有对启动的内容做严格检测,难以确定启动的就是经济人信念。例如,在Xin和Liu(2013)的研究二中,他们首先要求实验组被试完成一道利润计算的应用题,然后检测了其对“人性自私”的认同程度,但这不足以确定启动的就是经济人信念,还可能激活了被试进行系统分析的思维模式。为了更严格地考察经济人信念对信任的影响,本研究将首先根据经济人信念的理论内涵编制经济人信念量表,并考察其与信任的关系。我们预期:经济人信念与信任间存在显著负相关,被试的经济人信念能够负向预测其信任水平。
经济人信念不仅会破坏个体自身的信任水平,还可能影响子女的信任水平。第一,信任存在代际传递,即儿童的信任水平受父母信任水平的影响(池丽萍, 2013a, 2013b; Dohmen, Falk, Huffman, & Sunde, 2009, 2012)。例如,池丽萍(2013a, 2013b)使用信任博弈问卷发现,父亲和母亲的信任水平能够显著预测儿子的信任水平,但不能预测女儿的信任水平。因而,父母的经济人信念可能首先破坏自身的信任水平,进而破坏子女的信任水平。其次,经济人信念对信任的影响可能发生社会传递。研究者发现,人们在观看到其他人的不道德行为后自身道德水平也会有所下降(Gino, Ayal, & Ariely, 2009; Gino, Gu, & Zhong, 2009)。刘国芳,辛自强和林崇德(2017)基于信任博弈进行了传递链研究,结果发现,他人的不可信行为会破坏观察者的信任水平。根据经济人信念的内涵,一个自私与理性的被信任者会选择返还较少或不返还金钱给信任者,即不可信。因而,刘国芳等的研究实际上也反映了他人的经济人信念可能会影响观察者的信任。因而,我们预期:父母的经济人信念会影响子女的信任水平。
2 研究方法 2.1 被试在北京市某小学四年级和五年级中抽取了351个儿童及其父母为调查对象,每个家庭中的一个未成年子女和父母中的一方参与调查。其中,351名儿童被试的平均年龄为10.76岁(SD=0.68),包括168名男孩、178名女孩,5人未报告性别。男孩的家长中有47名父亲、115名母亲,女孩的家长中有34名父亲、143名母亲;此外,12名家长未报告性别。父亲中拥有大专及以下学历的16人,大学本科学历的40人,研究生学历的22人,3人未报告受教育情况;母亲中拥有大专及以下学历的61人,大学本科学历的144人,研究生学历的51人,2人未报告受教育情况。父亲和母亲的受教育情况不存在显著差异,χ2(2)=1.57,p>.05。父亲的职业分布情况如下:国家与社会管理人员21人,各类经理人员35人,专业技术人员17人,其他职业7人,1人未报告职业;母亲的职业分布情况如下:国家与社会管理人员56人,各类经理人员65人,专业技术人员87人,其他职业47人,3人未报告职业。父亲和母亲的职业存在显著差异,χ2(3)=17.96,p<.001。
2.2 工具与方法 2.2.1 经济人信念量表经济人信念包括人是自私的与人是理性的两方面内涵,据此,参考《人性的哲学量表》,编制了包含自私与理性两个维度共8道题目的经济人信念量表,要求被试对各项描述与自身观点的符合程度进行6点评分,1代表“完全不符合”,6代表“完全符合”,以量表均分代表被试的经济人信念。
首先对量表的信效度进行了检验。采用极端组检验法,将被试按总量表均分进行高低排序,取前面的27%为高分组,后面的27%为低分组,以独立样本t检验考察两组被试在各题项上的差异,结果显示,高分组和低分组被试在各题项上均存在显著差异(ps<.001),表明各题项均能有效区分被试对经济人信念的认同程度。各题项得分与总量表均分的积差相关在0.26至0.66之间(ps<.001),表明各题项与潜变量之间具有较高的同质性,无需删除项目。
根据量表的理论构想,采用Lisrel 8.7软件进行验证性因素分析,结果表明量表的二因素结构能较好地拟合数据(表 1)。除第二个题项的因子载荷稍低外,其他题项具有较高的因子载荷,且每个题项所隶属的因素都与理论构想一致(表 2)。综合而言,该量表具有较好的构想效度。
编号 | 题项 | M | SD | 因子载荷 | |
自私 | 理性 | ||||
1 | 做那些对自己没有好处的事情是浪费时间。 | 3.51 | 1.26 | 0.36 | |
2 | 只要能让自己获利,一些不太好的手段也可以使用。 | 3.43 | 1.27 | 0.22 | |
3 | 绝大多数人不愿伸手相助。 | 3.47 | 1.28 | 0.71 | |
4 | 多数人一心一意只为自己的利益。 | 3.77 | 1.27 | 0.80 | |
5 | 做事情之前,人们应该首先分析做这件事的好处与坏处。 | 3.31 | 1.28 | 0.65 | |
6 | 如果没有经过仔细的分析和比较,不应该轻易做出选择。 | 2.97 | 1.26 | 0.76 | |
7 | 如果一个人愿意帮助别人,一定有他自己的考虑。 | 3.76 | 1.23 | 0.54 | |
8 | 人们应该对自己行为的原因有清楚的了解。 | 4.15 | 1.21 | 0.56 |
该量表的自私因子、理性因子与总量表之间的相关分别为0.74和0.83,高于两个分量表之间的相关0.24,表明两个分量表既能对整个问卷做出贡献,相互之间又具有一定的独立性,具有较好的内部结构效度。
对量表进行内部一致性信度检验,结果显示,经济人信念量表的克隆巴赫α系数为0.70,表明该量表的内部一致性信度可以接受。
2.2.2 投资博弈问卷父母和儿童的信任均采用问卷形式的投资博弈任务(Berg, Dickhaut, & McCabe, 1995)。成人被试指导语为:
“假设您正在进行一项金钱游戏,在这个游戏中,您需要和另一个陌生人一起完成,分别扮演A和B的角色。首先,研究者会提供给您和对方各100元钱的本金,本金和在游戏中产生的收益全部归您所有。游戏由扮演A角色的人先开始,可以选择送出100元中的X元给对方(0到100元中的任意数量),对方(B角色)会获得三倍的钱(即3X元)。这个时候,扮演B角色的人可以返回0元到3X元钱中的任意数量(Y元)给A。例如,如果A送出50元给B,B将会得到150元,B可以送回0到150元间的任意数量的钱给A。扮演A角色的人的收益等于100-X+Y,扮演B角色的人的收益等于100+3X-Y。”
然后,请被试扮演A角色,并回答愿意送给对方多少钱(投资额)和预期对方会返还多少钱(预期返还额)作为信任水平的两个指标(池丽萍, 2013a)。
参考池丽萍(2013a)的研究,儿童版的信任博弈任务将金钱修改为巧克力,指导语如下:
“假设你和一个你不认识的小朋友各有5块巧克力。你可以选择把自己的巧克力送给这个小朋友一些,可以送0块,也可以送1块、2块、3块、4块或者5块。你可以自由选择。当你决定送给小朋友巧克力时,你就把要送的巧克力放进一个“会复制”的盒子里,小朋友从盒子里取出的巧克力将变成你送巧克力的3倍。在得到这些巧克力后,小朋友会选择还给你一些。他最多可以把自己得到的所有巧克力(你送他巧克力的3倍)都还给你,最少可以还给你0块,也可以是0块和最多块数之间的任何数量。还你多少,由小朋友决定。比如,你决定送2块巧克力给小朋友,他将会得到6块,他可以选择返还给你0块、1块、2块、3块、4块、5块、6块。具体还你多少块巧克力由这个小朋友自己决定。”
然后,检测儿童是否正确理解了博弈规则。检测题目为“如果你送出3块巧克力,小朋友将会获得几块巧克力?此时,小朋友最多可以返还给你几块,最少可以返还给你几块?”若被试未正确回答检测题目,则在数据分析中将该被试的数据删除。最后,要求儿童回答愿意送给别的小朋友几块巧克力(投资额)和预期对方会返还几块巧克力(预期返还额),以测量儿童的信任水平。
3 结果与分析 3.1 共同方法偏差的控制和检验为了控制共同方法偏差,本研究对父母的经济人信念和信任采用了不同形式的测量,前者为李克特量表,后者为基于博弈任务的问卷。为进一步检验是否存在共同方法偏差,根据周浩和龙立荣(2004)的建议,使用Harman单因子模型法检验数据的共同方法偏差程度。结果表明,特征值大于1的因子共有3个,第一个因子解释的方差为26.48%,小于临界值40%,说明变量间不存在严重的同源偏差。
3.2 父母的经济人信念分析父亲在经济人信念量表上的平均得分为3.46(SD=0.65),母亲在经济人信念量表上的平均得分为3.77(SD=0.69),二者间并无显著差异(t(335)=0.91, p>0.05)。拥有大专及以下学历的父母在经济人信念量表上的得分为3.40(SD=0.75),本科学历的父母的得分为3.41(SD=0.66),研究生学历的父母的得分为3.37(SD=0.58),不同学历间无显著差异(F(2, 330)=0.09, p>0.05)。从事国家与社会管理的父母在经济人信念量表上的得分为3.48(SD=0.67),各类经理人员的得分为3.40(SD=0.71),专业技术人员的得分为3.33(SD=0.58),其他职业人员的得分为3.47(SD=0.67),各职业间无显著差异(F(3, 330)=0.95, p>0.05)。
3.3 父母的信任水平分析对父亲投资额的频率分析显示,3.7%的父亲送出0元,送出0元到50元之间的父亲占18.5%,送出50元的父亲占38.3%,送出50元到100元之间的父亲占9.9%,送出100元的父亲占29.6%。对母亲投资额的频率分析显示,没有人送出0元,送出0元到50元之间的母亲占20.4%,送出50元的母亲占42.7%,送出50元到100元之间的母亲占6.8%,送出100元的母亲占26.7%,3.4%的母亲未回答此题目。以投资额为因变量、性别为分类变量进行独立样本t检验,结果显示,父亲的投资额(M=60.84, SD=30.17)和母亲的投资额(M=58.85, SD=29.28)无显著差异,t(331)=0.53, p>0.05。
对父亲预期返还额的频率分析显示,4.9%的父亲预期对方返还0元,预期对方返还0元到50元之间的占13.6%,预期对方返还50元的占16.0%,预期对方返还50元到100元之间的占13.5%,预期对方返还100元的占23.5%,预期对方返还100元以上的共占28.4%。对母亲预期返还额的频率分析显示,1.5%的母亲预期对方返还0元,预期对方返还0元到50元之间的占16.8%,预期对方返还50元的占21.8%,预期对方返还50元到100元之间的占17.2%,预期对方返还100元的占16.4%,预期对方返还100元以上的共占21.3%,5.0%的母亲未回答此题。以预期返还额为因变量、性别为分类变量进行独立样本t检验,结果显示,父亲预期对方返还的金额(M=99.43, SD=68.88)与母亲预期对方返还的金额(M=86.83, SD=62.90)无显著差异,t(329)=1.53, p>0.05。
3.4 儿童的信任水平分析男孩送出0、1、2、3、4、5块巧克力的比例分别为2.4%、6.0%、20.2%、22.6%、17.3%、25.0%,6.5%的男孩未回答此题或未正确回答检测题;女孩送出0、1、2、3、4、5块巧克力的比例分别为1.1%、2.2%、21.9%、19.7%、22.5%、25.3%,7.3%的女孩未回答此题或未正确回答检测题。以儿童送出的巧克力数为因变量、性别为分类变量进行独立样本t检验,结果显示,男孩送出的数量(M=3.30, SD=1.37)和女孩送出的数量(M=3.47, SD=1.25)无显著差异,t(320)=1.15, p>0.05。
男孩预期对方返还0、1、2、3、4、5块的比例分别为10.7%、8.3%、11.3%、16.7%、6.5%、11.3%,预期对方返还6块及以上数量的比例均不足10%(共计26.9%),8.3%的男孩未回答此题或未正确回答检测题;女孩预期对方返还0、1、2、3、4、5块的比例分别为5.1%、4.5%、12.9%、23.6%、7.9%、10.1%,预期对方返还6块及以上数量的比例均不足10%(共计25.8%),10.1%的女孩未回答此题或未正确回答检测题。以儿童预期对方返还的巧克力数为因变量、性别为分类变量进行独立样本t检验,结果显示,男孩预期对方返还的数量(M=4.34, SD=3.49)和女孩预期对方返还的数量(M=4.51, SD=3.21)无显著差异,t(312)=0.43, p>0.05。
3.5 父母的经济人信念对自身信任的影响对于父亲而言,其在经济人信念量表上的得分与其在投资博弈中的投资额和预期返还额的相关分别为-.22(p<0.05)和-.22(p<0.05);对于母亲而言,其在经济人信念量表上的得分与其在投资博弈中的投资额和预期返还额的相关分别为-.11(p>0.05)和-.07(p>0.05)。似乎父亲的经济人信念与其信任的关系要强于母亲的。然后,我们以回归方程进一步考察性别的调节效应。根据辛涛(2010, p.106-111)的观点,对二分变量最简单而有效的编码应为1和-1,因而,我们将男性编码为1,女性为-1,然后模型1分别以投资额和预期返还额为因变量,以经济人信念和性别为自变量进行回归分析;模型2在模型1的基础上加入性别与经济人信念的交互项为自变量,结果见表 3。可以看出,父母的经济人信念能够显著预测其投资额和预期返还额,但性别的调节作用并不显著。
投资额 | 预期返还额 | ||||
β | ΔR2 | β | ΔR2 | ||
模型1 | 0.02* | 0.02* | |||
经济人信念 | -0.14* | -0.11* | |||
性别 | 0.04 | 0.09 | |||
模型2 | 0.003 | 0.01 | |||
经济人信念 | -0.17* | -0.16* | |||
性别 | 0.31 | 0.48 | |||
经济人信念×性别 | -0.27 | -0.39 | |||
注:*表示p<0.05,下同。 |
首先分析了父母的经济人信念对男孩信任水平的影响。父母的经济人信念、信任与男孩信任的相关见表 4。可以看出,父亲的经济人信念与男孩的投资额有显著负相关,父亲的投资额与男孩的投资额有显著正相关。
男孩的投资额 | 男孩的预期返还额 | |
父亲的经济人信念 | -0.28* | -0.22 |
父亲的投资额 | 0.29* | 0.24 |
父亲的预期返还额 | 0.26 | 0.24 |
母亲的经济人信念 | 0.13 | 0.05 |
母亲的投资额 | 0.11 | 0.03 |
母亲的预期返还额 | 0.09 | 0.07 |
然后,以回归方程考察父母的经济人信念对男孩信任水平的影响。我们对父母的性别进行虚拟编码,父亲为1,母亲为-1,模型1分别以男孩的投资额和预期返还额为因变量,以父母的经济人信念和性别为自变量进行回归分析;模型2在模型1的基础上加入父母性别与经济人信念的交互项为自变量,结果见表 5。可以看出,父亲和母亲的经济人信念对男孩的投资额有差异性影响。具体而言,父亲的经济人信念能够负向预测男孩的投资额。父母的经济人信念不能预测男孩的预期返还额。
投资额 | 预期返还额 | ||||
β | ΔR2 | β | ΔR2 | ||
模型1 | 0.002 | 0.01 | |||
经济人信念 | 0.02 | -0.03 | |||
父母性别 | 0.04 | 0.08 | |||
模型2 | 0.04* | 0.02 | |||
经济人信念 | -0.09 | -0.10 | |||
父母性别 | 0.99* | 0.75 | |||
经济人信念×父母性别 | -0.97* | -0.68 |
接下来,分析了父母的经济人信念对女孩信任水平的影响。父母的经济人信念、信任与女孩的信任水平的相关见表 6。可以看出,父母的经济人信念、信任与女孩的信任水平均无显著相关。也就是说,父母的经济人信念并不能影响女孩在投资博弈中表现出的信任水平。
女孩的投资额 | 女孩的预期返还额 | |
父亲的经济人信念 | -0.03 | 0.06 |
父亲的投资额 | 0.15 | 0.16 |
父亲的预期返还额 | 0.10 | 0.17 |
母亲的经济人信念 | 0.07 | 0.10 |
母亲的投资额 | 0.03 | -0.07 |
母亲的预期返还额 | 0.02 | -0.07 |
本研究基于351名成人被试的调查发现,经济人信念能够显著预测被试在投资博弈中的信任水平,这与前人的研究一致(Xin & Liu, 2013)。为了检验经济人信念对信任的影响,Xin和Liu等发现,在经过经济人信念的启动后,被试对“人性自私”的赞同程度要显著提高,并破坏了其信任(刘国芳等, 2016; Chen & Liu, 2017; Xin & Liu, 2013)。然而,上述研究也有一些不足。第一,难以确定上述方法启动的就是经济人信念。虽然在启动后测量了被试对“人性自私”的赞同程度,但人性自私并非经济人信念的唯一内涵,因而启动的内容并不明确。第二,大学生经济实践经验较为欠缺,限制了结论的可推广性。本研究根据经济人信念的理论内涵,编制了经济人信念量表,通过测量一般人群的经济人信念与信任,再次证明了经济人信念对信任的影响,完善了相关研究的不足。
Chen和Liu(2017)发现经济人信念对男生信任的影响要大于女生,而本研究并未发现性别的调节作用。这可能是由多种原因导致的。第一,经济人信念测量方法的差异。Chen和Liu的研究通过启动方法研究了经济人信念对信任的影响,而本研究直接对经济人信念进行了量表测量;第二,被试差异。Chen和Liu的研究中的被试均为大学生,而本研究为一般人群被试。此外,本研究的样本构成也可能对结果造成影响。例如,本研究以家庭为单位,要求每个家庭的父母中的一方参与调查,而参与调查的母亲要多于父亲。最后,本研究中的被试均具有较高的受教育经历,职业分布也并不均衡。
4.2 父母的经济人信念对子女信任的影响研究显示,态度与行为均存在社会传递或代际传递现象。在观看到他人的不道德行为后,自身道德水准也会下降(Gino, Ayal, & Ariely, 2009; Gino, Gu, & Zhong, 2009);第三者的不可信行为会破坏观察者的信任水平(刘国芳等, 2017);亲子间存在信任的代际传递(池丽萍, 2013a, 2013b; Dohmen et al., 2009)等。因而,父母的经济人信念可能通过两条路径影响儿童的信任水平。第一,父母的经济人信念可能作为一种基本价值观被儿童习得,破坏其信任水平。第二,父母的经济人信念可能首先破坏父母自身的信任,再通过信任的代际传递机制破坏儿童的信任。通过对351个家庭的调查,研究发现,父亲的经济人信念能够负向预测男孩的信任,父亲和母亲的经济人信念均不能预测女孩的信任。
虽然父母的经济人信念对自身信任的影响并无性别差异,但性别却调节了父母的经济人信念对儿童信任的影响。根据进化心理学的观点,男性要更多地面对竞争性活动,竞争性和冲动性要高于女性,自私的动机更可能破坏男性的信任水平(Buss, 1999; Chen & Liu, 2017; Costa Jr., Terracciano, & McCrae, 2001; Van Vugt, De Cremer, & Janssen, 2007)。这种性别差异可能同样存在于家庭教育中。例如,父母可能期待男孩更有竞争性,获取更多的资源和社会地位等。因而,父母(尤其是父亲)的经济人信念能够负向预测男孩的信任水平。这属于父母的经济人信念影响儿童信任的第一条路径。池丽萍(2013a, 2013b)的研究显示,信任的代际传递存在性别差异,父母的信任水平不能预测女孩的信任水平,但能够预测男孩的信任水平。因而,本研究所揭示的父母的经济人信念能够负向预测男孩的信任水平与信任的代际传递机制具有一致性。这属于父母的经济人信念影响儿童信任的第二条路径。这两条路径均可能存在,未来的研究需要通过更精细的实验设计来区分不同的传递机制。
经济人信念既是西方经济学最基本的人性假设,又与经济实践密切相关。由于经济活动是人类社会最重要的活动之一,而无论是经济领域还是社会领域,信任关系的建立又都居于重要地位,因而,经济人信念与信任关系的研究应得到更多重视。从学科层次上,经济学与心理学的交融产生了异常丰硕的成果,尤以经济学吸收心理学的研究成果为代表(辛自强, 2014)。例如,卡尼曼(D. Kahneman)和塞勒(R. Thaler)就以心理学研究成果推动经济学发展而分别获得2002年和2017年的诺贝尔经济学奖。然而,令人困惑的是,经济学远比心理学发展的更为成熟,但心理学吸收经济学观点的代表性成果却并不多见。也许,将经济学的基础概念、观点、理论(如经济人信念、供求关系理论、边际效用理论等)引入心理学研究会是有益的尝试。
本研究首次基于调查数据分析了经济人信念对信任的影响,结果支持了经济人信念对信任的影响,并发现父母的经济人信念能够影响男孩的信任。由于社会学习机制的存在,经济人信念的影响可能被迅速放大,通过社会干预阻断其不利影响的努力将更难奏效。虽然有上述发现,但本研究也存在一些不足之处。例如,第一,编制的经济人信念量表具有良好的结构效度,但信度并不算高。第二,本研究只收集了父亲或母亲一方的数据,难以对比同一家庭中父亲和母亲对儿童信任的影响。
5 结论本研究编制了经济人信念量表,以351个家庭为调查对象,测量了父母被试的经济人信念,以问卷形式的投资博弈任务测查了父母和儿童的信任水平,得到以下结论:
(1) 经济人信念包含人是自私的与人是理性的两方面内涵,所编量表具有较好的信效度。
(2) 父母和儿童在投资博弈问卷中均表现出了一定程度的信任,信任不存在性别差异。
(3) 父母的经济人信念能够负向预测自身在投资博弈问卷中的投资额和预期返还额。
(4) 父亲的经济人信念能够负向预测男孩的投资额,父母的经济人信念均不能预测女孩的信任水平。
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