切忌班門弄斧？低估在評價者擅長領域展現能力的好處*

邱 天 江 南 陸靜怡

切忌班門弄斧？低估在評價者擅長領域展現能力的好處*

邱 天 江 南 陸靜怡

(華東師范大學心理與認知科學學院, 上海 200062)

人需要展現自己以脫穎而出, 常常預測在他人擅長領域展現能力會暴露缺點導致差評, 因而忌諱班門弄斧。然而這種預測準確嗎？8項研究(= 1, 888)要求候選人選擇在評價者擅長或不擅長領域展示能力, 要求評價者從班門弄斧和不班門弄斧者中擇一錄取, 發現候選人低估班門弄斧所得評價。導致此預測偏差的原因是, 評價者依據提及其擅長領域時的自豪感決策, 故給班門弄斧者好評, 候選人依據能力是否容易被看清來選擇領域, 擔心班門弄斧暴露缺點。

預測偏差, 自我中心, 能力, 自豪, 判斷與決策

1 引言

每個人都渴望展現自己、獲得好評。在面試、比賽等評價性活動中, 怎樣有效揚長避短、充分顯示自身優點？人們為此思慮良多。試想你前去應聘某裝修公司, 需要當場完成一份木工或瓦工作品。兩個工種你都會, 但技藝皆平平。你得知面試官為魯小班, 他木工出身, 做得一手好木活。你會選擇完成什么作品？很多人認為, 班門弄斧——在評價者擅長的領域展現自己——屬于不自量力, 容易被看出破綻、引來差評。既然面試官擅長木工, 為提升成功應聘可能性, 應避免班門弄斧而選擇瓦作。類似做法似是共識：想獲得高分的學生如果能夠選擇作業主題, 一般不會挑戰任課教師專長的方向; 渴望晉級的選手如果能夠自由決定參賽項目, 往往會避開評委專家拿手的領域。那么, 展現自己時避開評價者擅長的領域這種策略能否如人們預期那般幫助他們在面試和比賽中獲勝？

以往研究探討了個體如何選擇外在環境以包裝自己獲得好評(Hart et al., 2020; Johnsen et al., 2014; Sela et al., 2019)。例如, 個體會有意選擇要加入哪個團隊, 女性傾向加入僅含男性的團隊, 黑人傾向加入僅含白人的團隊, 由此改變自己所處環境, 以使自己更容易在與團隊成員的競爭中脫穎而出(Kirgios et al., 2020); 人們還會選擇出行環境, 為吸引朋友, 更可能選擇乘坐豪車而非普通車赴宴(Garcia et al., 2019); 同樣, 個體也會挑選與他人交流時的環境, 為與朋友坦率溝通, 人們更可能面對面交流而非通過網絡媒介交流(Johnsen et al., 2014)。通過精心挑選外在環境, 人們以期展現自身良好形象。

然而人在展現自己時, 不僅要利用外部環境, 也需要展現自身能力等個體內在特點, 而班門弄斧正是展現能力的策略之一。不同于以往研究, 本研究將視角轉向個體如何展示內在特點, 考察人在選擇展現能力領域時是否預期班門弄斧會引來差評進而回避這種做法, 以及這種預測是否準確。我們提出, 人會低估班門弄斧所得評價, 即在開篇事例中, 你預測如果選擇做木工, 魯小班不會錄用你, 事實上魯小班傾向于錄用選擇做木工的候選人。為何候選人和評價者會產生分歧？這可能與人以自我為中心、難以想到他人感受密切相關。

1.1 自我中心使人難料他人感受

根據角色理論(role theory)和情境性社會認知(situated social cognition)理論, 人的社會認知和行為深受其所處情境和角色影響(Biddle, 1986, 2013; Pettigrew, 2017; Smith & Semin, 2007)。遵循這些理念, 以往研究已經在多種情境中發現, 由于自我中心(egocentrism), 人在社會交往中多聚焦于自己的所思所想(Epley, 2008; Epley et al., 2004; Eyal & Epley, 2010), 難以想到他人的感受, 出現共情鴻溝(empathy gap; Loewenstein, 2005; van Boven et al., 2005; van Boven et al., 2013)。例如, 人們選擇交友對象時, 擔心他人社會地位太高會讓自己相形見絀、產生嫉妒, 然而想吸引朋友的人忽視對方對相形見絀的擔憂, 更多思考怎樣能展示自身優越的社會地位(Garcia et al., 2019); 接受感激者在乎收到感激時的驚訝和喜悅, 而表達感激者考慮自身表達方式是否恰當(Kumar & Epley, 2018); 接受贊揚者把贊揚看作溫暖的人際互動, 在意受贊揚時的愉快感受, 而表達贊揚者在意自己贊揚別人的措辭是否得當、條理是否清晰(Zhao & Epley, 2021)。

不同角色各有所想所感本無可非議, 糟糕的是, 共情鴻溝使人忽視他人的感受, 產生預測偏差(misprediction), 進而作出缺乏適應性的決策。例如, 想吸引朋友的人忽視他人感受, 所以使用奢侈品而非平價商品來凸顯自身的優越社會地位, 反而難以交到朋友(Garcia et al., 2019); 人考慮是否要表達感激時, 過度思考如何措辭, 忽視接受感激者收到感激時的喜悅, 進而不愿表達感激, 這阻礙了人際交流(Kumar & Epley, 2018); 人考慮是否要贊揚他人時, 顧慮自己可能用詞不當、表達不清, 忽視他人得到贊揚時的積極感受, 因此不愿贊揚他人, 這使人們錯過提升雙方幸福感的良機(Zhao & Epley, 2021)?？傊? 人們因自我中心產生共情鴻溝, 難以準確預測他人感受, 進而遭受不良后果。

1.2 班門弄斧中的預測偏差

在選擇要展現的能力領域時, 人也很可能遭遇共情鴻溝, 產生預測偏差。評價者的決策不僅取決于評價目標的能力, 也取決于自身在評價過程中的感受。而候選人(即預測者)旨在脫穎而出, 因此關注怎樣更有利于展現能力、揚長避短。自我中心使候選人難以想到評價者對班門弄斧者的評價受其感受影響。

首先, 盡管評價者需要評價候選人的能力, 但是據情緒滲透模型(affect infusion model)和情感信息理論(feelings-as-information theory), 人的情緒會影響其評價(Forgas, 1995; Schwarz, 2012)。例如, McFarland等(2003)發現處于積極情緒中的被試比處于消極情緒中的被試認為判斷目標具有更積極的人格特質。Schwarz和Clore (1983)發現感受到積極而非消極情緒的被試對其生活更為滿意。Ferris等(1994)發現, 績效評估中, 評價者體驗到關于評價目標的積極情緒越強, 對評價目標的績效評分越高, 越愿意分配資源給評價目標。這些研究都表明, 人的感受可能決定其評價和決策。

而人對班門弄斧者的評價則可能受自豪感影響。自豪感指個體因自身成就和價值而產生的愉悅感受(Mercadante et al., 2021)。結合以往研究對自豪感的界定和本研究考察的展現能力情境所具特點, 我們將評價者的自豪感定義為個體由于精通某一領域、在該領域取得成就而引發的積極感受?；诖硕x, 候選人若班門弄斧, 能夠讓評價者想到自己擅長的領域, 進而聯想到在該領域所得成就及認可, 感受到自我實現的價值, 喚醒自豪感(Williams & Desteno, 2008), 這驅使評價者在評價候選人時秉持積極態度, 對其作出正面評價(Ashton-James et al., 2012)。因此, 評價者的自豪感很可能使其對班門弄斧者作出積極評價。值得一提的是, 評價者的自豪感并不等于其對所擅長領域單純的喜愛, 自豪與喜愛可以相互獨立。例如, 擁有較強數學思維能力、能夠解答高難度數學題的學生可能會對自己取得的數學學業成就而自豪, 但其不一定喜歡數學。因此, 評價者未必會出于喜愛其擅長領域而“愛屋及烏”, 青睞班門弄斧的候選人。

另一方面, 在面試、比賽等需要展現能力的情境中, 候選人旨在更好展現能力, 希望揚長避短, 以便獲得好評。由于正態分布, 絕大多數候選人并非出類拔萃, 加之候選人能力往往不如評委, 因此候選人意在“避短”, 隱藏能力缺陷。例如, 能力平平者傾向于回避高難度任務(Buckert et al., 1979), 因為擔心高難度任務會暴露其不足。同樣, 候選人預測在評價者擅長領域展現能力會讓自身不強的能力被一眼看穿, 暴露缺點, 進而帶來消極評價, 因此不敢班門弄斧。同時, 自我中心使候選人依據自身展現能力的需要選擇領域, 忽視評價者會考慮提及擅長領域時產生的自豪感, 因此候選人可能低估在評價者擅長領域展現能力的好處。綜上, 我們提出如下假設。

假設1：候選人會低估自己在評價者擅長領域展現能力所得評價, 因而錯失通過班門弄斧打動評委的機會。

假設2：出現上述預測偏差的原因在于, 評價者決策的重要依據之一是提及自身擅長領域時產生的自豪感, 而候選人因自我中心忽視評價者的感受, 僅根據展示能力的需要來決策, 認為在評價者擅長領域更容易被看出破綻。

1.3 競爭假設

除“提及擅長領域使人自豪”, 還有一些候選人忽視的因素也可能導致預測偏差。

第一, 評價者對于擅長領域可能更熟悉, 進而導致評價時加工流暢, 產生良好感受(Cooney et al., 2017), 給予班門弄斧者更高評價。熟悉與擅長是兩個獨立維度, 熟悉可以以接觸時長來界定, 而擅長則以成就體現。因此, 人未必擅長熟悉的領域, 例如, 有些學生頻繁做數學題, 但數學成績依舊不佳。在除研究1外的實驗中, 我們確保評價者對擅長和不擅長領域接觸時長相同、同等熟悉, 如果評價者仍然更喜歡班門弄斧的候選人, 則能說明并非熟悉帶來的良好感受決定了其偏好。

第二, 評價者可能會認為班門弄斧者與自己在興趣上具有主觀相似性, 即雙方都對同一領域感興趣。根據相似?吸引理論, 人們更喜歡與自己相似者(Byrne, 1997), 因此評價者給予班門弄斧者更高評價。然而, 候選人主動選擇評價者擅長領域才能反映雙方興趣相同, 如果候選人被分配到評價者擅長領域, 領域則不能反映其興趣。因此, 我們通過考察候選人主動或被動選擇時預測偏差是否穩定存在以排除該競爭假設。

1.4 研究概覽

我們通過8項研究檢驗候選人是否低估在評價者擅長領域展現能力所得評價, 并揭示該預測偏差

的機制與后果(圖1)。研究1至3檢驗基本效應。研究1對比候選人的選擇和評價者的判斷, 在關乎自身利益的選擇中揭示預測偏差及其后果。研究2檢驗在晉級和淘汰兩種賽制下預測偏差是否穩定存在, 且控制評價者對其擅長和不擅長領域的熟悉性, 排除關于熟悉性的競爭假設。研究3中候選人被要求展示某領域能力, 我們以此排除關于主觀相似性的競爭假設。研究4至8檢驗效應機制。其中研究4、5分別操縱候選人的晉級動機、能力, 檢驗導致預測偏差的候選人路徑, 即候選人依據能力是否容易被看清來選擇展示領域。研究6提醒候選人思考評價者的感受, 檢驗導致預測偏差的評價者路徑, 即評價者依據擅長領域帶來的自豪感決策, 但候選人忽視評價者的感受。研究7通過操縱評價者的成就改變其自豪感, 更直接地檢驗導致預測偏差的評價者路徑。研究8對比候選人和評價者在預測及評價時的想法, 完整檢驗候選人和評價者兩條路徑的機制。

根據G*power的計算結果, 對于中等效應量(Cohen’s d = 0.5或φ = 0.3), 要達到0.8的統計效力, 每個條件至少需要64人。故我們在所有實驗中為每個條件至少招募被試65人, 以確保足夠的統計效力。所有研究材料可見https://osf.io/xhmja/。

2 研究1：真實選擇

研究1招募真實生活中擅長語文或數學的被試作為評價者, 讓他們對候選人提交的語文或數學學習論述作評價, 考察候選人能否準確預測評價者的錄取選擇。

2.1 被試與設計

通過見數問卷平臺招募130名成人被試, 其中男性41人、女性89人, 平均年齡為27.56歲(= 6.95歲)。采用單因素被試間設計, 自變量為角色, 分為候選人和評價者。在評價者組, 我們要求被試報告自己真實擅長的科目, 區分出擅長語文和擅長數學的評價者。

圖1 研究理論框架

2.2 流程

候選人需作為某學科學習征文比賽的參賽者, 提供一份關于語文或數學學習的論述。候選人提交的作品將與主動提交另一學科論述的參賽者作品一同呈現給比賽的評委, 評委從中選出一名勝者。候選人接著閱讀兩份分別關于語文、數學學習的論述, 得知這兩份論述為往年比賽作品, 為了節省時間, 自己可直接從中選擇一份, 無需自行寫作, 此外第三方學校老師認為這兩篇論述比較空泛, 質量一般。候選人了解到, 評委自認為擅長語文、不太擅長數學(或擅長數學、不太擅長語文), 會在生活中感受到自己擅長語文(或數學)。隨后候選人回答“請你預測, 你提交哪一學科的論述, 更有可能獲勝？” (1 = 數學, 2 = 語文)。為激勵候選人準確預測, 我們告知候選人若其預測與本次實驗中評價者偏好一致, 可獲得額外被試費。在這種金錢激勵下, 候選人的選擇關乎自身利益(incentive-compatible), 會產生實際后果(real consequence)。

評價者首先回答自己擅長哪門學科(語文或數學), 回想并寫下在生活中感到自己語文或數學不錯的瞬間。由此, 我們區分出擅長不同領域的評價者。接著, 評價者需作為征文比賽的大眾評委, 從兩名提交不同學科學習論述的參賽選手中選出一位勝者。選手小趙提交了語文學習論述, 選手小李提交了數學學習論述, 第三方學校老師認為這兩篇論述比較空泛, 質量一般。評價者閱讀兩篇論述后回答“你會選擇誰獲勝” (1 = 小趙, 2 = 小李)。

最后, 所有被試填寫性別和年齡。

2.3 結果與討論

以角色為自變量、選擇為因變量, 進行卡方分析。結果表明, 僅有44.60%的候選人選擇提交評價者擅長領域的論述, 而63.10%的評價者讓選自己擅長領域的候選人勝出, χ2(1,= 130) = 4.46,= 0.035, φ = 0.19。

研究1通過對比候選人和評價者的真實選擇, 為假設1提供支持, 即候選人低估自己在評價者擅長領域展現能力所得評價, 故錯失通過班門弄斧打動評委的機會。即使我們激勵候選人準確預測評價者偏好, 他們仍然表現出預測偏差。不過, 由于研究1招募真實生活中自認為擅長不同領域的評價者, 難以嚴格區分和控制評價者對該領域的擅長程度(即在該領域取得的成就)、熟悉度(即接觸該領域的時長)。因此, 評價者也可能對于擅長領域更熟悉, 故給予班門弄斧者更高評價。后續研究中, 我們確保評價者對擅長、不擅長領域的接觸時長即熟悉性相同, 以排除熟悉性的競爭假設。此外, 研究1中評價者均自陳擅長領域, 其對自身的看法未必準確, 因此后續研究中我們采取想象情境并以文字描述控制評價者對不同領域的擅長程度。再者, 評價者擅長領域并非隨機分配, 這種準實驗設計無法嚴格說明因果關系。為解決該問題, 后續研究將隨機分配被試至各條件。

3 研究2：晉級賽與淘汰賽

為解決研究1的不足, 研究2采用嚴格的實驗法, 將被試隨機分配至各條件, 更嚴謹地檢驗關于班門弄斧的預測偏差是否存在。另外, 我們確保評價者對擅長、不擅長領域的接觸時長即熟悉性相同, 排除評價者因熟悉擅長領域對班門弄斧者產生好感進而導致預測偏差的競爭假設。

此外, 晉級賽與淘汰賽是兩種常見賽制, 對應于挑選更優和排除更差兩種心理過程(Levin et al., 2001)。但無論在何種賽制下, 根據我們的推論, 候選人都會考慮如何選擇更有利于展現自身能力, 且都會忽視評價者的感受, 因此我們認為關于班門弄斧的預測偏差在兩種賽制下皆存在。

研究2采用繪畫比賽情境, 在晉級賽和淘汰賽兩種賽制下檢驗預測偏差是否穩定存在。該研究在OSF平臺進行了預注冊(https://osf.io/xhmja/)。

3.1 被試與設計

通過見數問卷平臺招募260名成人被試, 其中男性82人、女性178人, 平均年齡為29.86歲(= 6.82歲)。采用2 (角色：候選人/評價者) × 2 (賽制：晉級賽/淘汰賽)被試間設計。

3.2 流程

候選人閱讀情境, 想象自己報名參加國畫大賽并進入復賽。復賽采用小組賽晉級(或淘汰)賽制, 按初賽成績將水平相似的選手兩兩配對, 每位選手需要在兩種畫技——寫意畫、工筆畫——中選擇其一提交作品, 由評委選出一人晉級(或淘汰)。被試得知根據初賽成績, 自己對這兩種畫技的掌握程度都一般, 處于所有選手中的中等水平。復賽評委是特邀的專業國畫大師, 對寫意畫、工筆畫的熟悉度相當, 均有十年的接觸時間。此外, 評委擅長寫意畫, 已有百余幅作品獲獎; 雖然也很熟悉工筆畫, 但并不擅長, 目前為止共有十幅作品獲獎。隨后候選人預測“復賽中你選擇哪種畫技提交作品, 更有可能晉級(或被淘汰)” (1 = 寫意畫, 2 = 工筆畫)。

評價者閱讀從評委角度描述的對應情境, 需要從選手小趙、小李中選一人晉級(或淘汰)。小趙、小李水平相似, 均處于所有選手中的中等水平, 對這兩種畫技的掌握程度都一般。復賽中, 小趙選擇了評委擅長的寫意畫作畫; 小李選擇了評委不太擅長的工筆畫作畫。隨后評價者回答“你會選擇誰晉級(或淘汰)” (1 = 小趙, 2 = 小李)。

最后, 被試填寫性別和年齡。

3.3 結果與討論

如圖2所示, 二元邏輯回歸結果顯示, 角色的主效應不顯著(= –0.12,= 0.25, Wald χ2= 0.23,= 0.630,() = 0.89)。賽制的主效應不顯著(= –0.34,= 0.25, Wald χ2= 1.82,= 0.178,() = 0.71)。

圖2 不同賽制下選擇評價者擅長領域的人數比例

重要的是, 角色和賽制的交互作用顯著(= 3.45,= 0.55, Wald χ2= 39.67,< 0.001,() = 31.62, 95% CI = [10.80, 92.63])。晉級賽中, 僅有26.56%的候選人認為選擇評價者擅長領域作畫更可能晉級, 而高達70.31%的評價者讓選自己擅長領域的選手晉級, χ2(1,= 128) = 24.52,< 0.001, φ = 0.44。淘汰賽中, 75.38%的候選人認為選擇評價者擅長領域更可能被淘汰, 而只有38.81%的評價者淘汰選自己擅長領域的選手, χ2(1,= 132) = 17.99,< 0.001, φ = 0.37。

研究2的結果表明候選人在晉級和淘汰兩種賽制下均低估班門弄斧所得評價：候選人低估選評價者擅長領域晉級的可能性, 高估選評價者擅長領域被淘汰的可能性。同時, 研究2控制評委對不同領域的熟悉度后, 預測偏差仍然穩定存在, 可見該預測偏差并非僅由評價者對班門弄斧者所選領域更熟悉而導致。

4 研究3：被迫班門弄斧

研究3采用招生面試情境進一步檢驗效應的穩定性, 候選人被指定展示某領域能力, 若評價者因班門弄斧者與自己興趣相似而對其產生好感、進而選擇班門弄斧者, 評價者對班門弄斧者的偏愛應該在候選人被要求班門弄斧時消失; 如果候選人被要求班門弄斧時, 評價者依舊青睞班門弄斧者、候選人依舊出現預測偏差, 則能排除關于主觀相似性的競爭假設。

4.1 被試與設計

通過見數問卷平臺招募260名成人被試, 其中男性83人、女性177人, 平均年齡為28.59歲(= 8.32歲)。采用2 (角色：候選人/評價者) × 2 (候選人被分配的領域：評價者擅長領域/評價者不擅長領域)被試間設計。

4.2 流程

候選人閱讀情境, 想象自己(即小趙)和小李是同一學校外語系本科生, 報名參加高校閃含語系研究生招生面試。面試要求候選人根據工作人員的抽簽結果, 對該語系下的兩種語言——阿拉伯語、希伯來語——之一作研究闡述。被試得知, 自己和小李對這兩種語言的掌握程度都一般, 課外知識積累不多。根據目標高校官網信息, 面試官是來自閃含語系研究學會的外單位特邀專家, 對阿拉伯語、希伯來語的熟悉度差不多, 均有十年的研究經驗。他很擅長研究阿拉伯語, 已發表十余篇關于阿拉伯語的論文; 雖然也很熟悉希伯來語的研究, 但并不擅長, 目前為止共發表四篇關于希伯來語的論文。在分配領域為評價者擅長領域的條件下, 自己(即小趙)被要求就評委擅長的阿拉伯語作研究闡述, 小李被要求就評委不太擅長的希伯來語作研究闡述; 在分配領域為評價者不擅長領域的條件下則相反。隨后候選人預測“你覺得面試官會錄取誰” (1 = 你(即小趙), 2 = 小李)。

評價者閱讀評委視角下的對應情境, 得知面試者小趙、小李來自同一學校同一專業, 水平差不多, 對兩種語言的掌握程度都一般, 課外知識積累不多。在分配領域為評價者擅長領域的條件下, 小趙被要求就評委擅長的阿拉伯語作研究闡述, 小李被要求就評委不太擅長的希伯來語作研究闡述; 在分配領域為評價者不擅長領域的條件下則相反。閱讀情境后, 評價者回答“你會錄取誰” (1 = 小趙, 2 = 小李)。

最后, 被試填寫性別和年齡。

4.3 結果與討論

如圖3所示, 二元邏輯回歸結果顯示, 角色(0 = 候選人, 1 = 評價者)能顯著預測錄取選擇(0 = 班門弄斧者, 1 = 不班門弄斧者) (= –1.50,= 0.30, Wald χ2= 25.43,< 0.001,() = 0.22, 95% CI = [0.13, 0.40]), 無論小趙被分配到評價者擅長還是不擅長領域, 候選人都低估談及評價者擅長領域后被錄取的可能性(小趙被分配到評價者擅長領域：χ2(1,= 130) = 9.52,= 0.002, φ = 0.27; 小趙被分配到評價者不擅長領域：χ2(1,= 130) = 18.38,< 0.001, φ = 0.38)。

圖3 不同角色及分配領域下選擇評價者擅長領域的人數比例

分配領域的主效應不顯著(= –0.20,= 0.28, Wald χ2= 0.50,= 0.479,() = 1.22)。角色和分配領域的交互效應不顯著(= –0.49,= 0.59, Wald χ2= 0.67,= 0.413,() = 0.62)。

研究3在新情境下檢驗了基本效應的穩定性, 表明當候選人被要求展示某領域能力時, 評價者仍偏向于錄取談及自己擅長領域的選手。為進一步考察候選人主動選擇和被要求展現某領域能力時, 關于班門弄斧的預測偏差是否穩定存在, 我們進行了一項補充研究(https://osf.io/xhmja/), 結果顯示主動選擇和被動分配條件下均出現預測偏差。該結果排除了評價者僅僅因班門弄斧者與自己相似而對其產生好感、進而導致預測偏差的競爭假設。

綜上, 研究1到研究3通過選擇論述學科、參賽畫技、語言闡述等多種情境, 揭示了關于班門弄斧的預測偏差, 發現預測偏差在晉級和淘汰兩種賽制、選擇與指定兩種分配方式中穩定存在, 且排除了熟悉性和相似性的競爭假設。同時, 通過對比候選人的預測和評價者的選擇, 揭示了該預測偏差可能給候選人造成的損失——錯失晉級或被錄取的機會。

5 研究4：操縱晉級動機

從研究4開始, 我們探究導致預測偏差的機制, 檢驗關于班門弄斧的預測偏差是否源自預測和評價雙方不同的決策依據。研究4采用與研究2相似的繪畫比賽情境, 通過操縱候選人的晉級動機進而改變其對能力被看清的關注程度, 檢驗導致預測偏差的候選人路徑, 即候選人考慮自身能力是否容易被看清并據此決策。根據我們的假設, 候選人晉級動機強時, 會更關注自己的能力是否容易被看清, 認為評價者在其擅長領域容易一眼看清自己的能力, 因此更傾向避開評價者擅長領域, 預測偏差較大。而候選人晉級動機弱時, 較少關注自己的能力是否容易被看清, 預測偏差應當減小。

5.1 被試與設計

通過問卷星平臺招募204名成人被試, 其中男性79人, 女性125人, 平均年齡為30.52歲(= 6.91歲)。采用單因素被試間設計, 自變量為角色, 分為候選人?動機強、候選人?動機弱、評價者三組。

5.2 流程

研究4采用的情境與研究2晉級條件相似, 但操縱了候選人的晉級動機強度。在動機強條件下, 被試得知比賽結果對自己很重要, 事關未來工作機會, 自己非常想在比賽中脫穎而出; 在動機弱條件下, 被試則得知自己僅僅是陪朋友參賽, 比賽結果毫不重要, 自己只想見世面湊個熱鬧。

閱讀情境后, 被試回答操作檢查題目, 包括“根據情境, 比賽結果對你有多重要” (1 = 完全不重要, 7 = 非常重要); “你多渴望在比賽中脫穎而出” (1 = 完全不渴望, 7 = 非常渴望); “在決定選擇哪種畫技提交作品時, 你多大程度考慮哪種畫技作品更容易讓評委看清你的能力” (1 = 完全沒考慮, 7 = 考慮了很多)。隨后, 候選人回答“復賽中你會選擇哪種畫技提交作品” (1 = 寫意畫, 2 = 工筆畫)。

評價者條件的材料與研究2晉級條件完全一致, 評價者回答“你會選擇誰晉級” (1 = 小趙, 2 = 小李)。

最后, 被試填寫性別和年齡。

5.3 結果與討論

對比賽重要性的認知上, 候選人?動機強組的被試(= 6.17,= 1.05)比候選人?動機弱組的被試(= 3.19,= 2.10)認為比賽更重要,(97.25) = 10.53,< 0.001, Cohen’s= 1.80, 95% CI = [1.38, 2.21]。晉級動機上, 候選人?動機強組的被試(= 6.32,= 1.00)比候選人?動機弱組的被試(= 3.84,= 2.13)更渴望在比賽中脫穎而出,(94.25) = 8.74,< 0.001, Cohen’s= 1.49, 95% CI = [1.10, 1.88]。對能力是否容易被看清的關注程度上, 候選人?動機強組的被試(= 5.64,= 1.09)比候選人?動機弱組的被試(= 4.62,= 1.40)更關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]。這些操作檢查結果說明改變候選人的晉級動機, 的確可以改變其對自身能力是否容易被看清的關注程度。

接著, 分析動機如何影響候選人的領域選擇。如圖4所示, 晉級動機強的候選人(44.44%)比晉級動機弱的候選人(64.71%)更少選擇班門弄斧, χ2(1,= 140) = 5.79,= 0.016, φ = 0.20。此外, 晉級動機強的候選人(44.44%)顯著低估選擇評價者擅長領域后晉級的可能性(84.38%), χ2(1,= 136) = 23.24,< 0.001, φ = 0.41, 而晉級動機弱的候選人(64.71%)雖仍低估班門弄斧的晉級可能性(84.38%), χ2(1,= 132) = 6.67,= 0.010, φ = 0.23), 但預測偏差減小。

圖4 不同角色及動機下選擇評價者擅長領域的人數比例

研究4通過操縱候選人的晉級動機改變候選人對“能力是否容易被看清”的關注程度, 從而改變預測偏差的大小。具體而言, 強烈希望得到好評的候選人更關注能力是否容易被看清, 認為評價者在擅長領域容易一眼看穿自己的能力, 故表現出更大的預測偏差; 而不太渴望好評的候選人較少關注自己的能力是否容易被看清, 預測偏差減小。該結果支持了候選人“關注能力是否容易被看清”的機制。

6 研究5：操縱能力水平

研究5以另一種方式再次檢驗導致預測偏差的候選人路徑, 即候選人關注能力是否被看清。根據我們的理論, 絕大多數候選人并不出類拔萃, 且能力往往不如評委, 由于認為評價者在其擅長領域更容易看清自身能力, 因此不敢班門弄斧。但是, 能力突出的候選人更期望“揚長” (Patall et al., 2014), 由于認為評價者在其擅長領域更容易看清自身優點, 因此樂意班門弄斧, 更多選擇評價者擅長領域以獲得好評, 此時預測偏差將減小甚至消失。按照上述邏輯, 我們通過改變候選人的能力檢驗導致預測偏差的候選人路徑。

6.1 被試與設計

通過問卷星平臺招募420名成人被試, 其中男性152人, 女性268人, 平均年齡為29.94歲(= 7.44歲)。采用2 (角色：候選人/評價者) × 3 (能力：較差/一般/較強)被試間設計。

6.2 流程

研究5情境與研究2晉級條件類似, 但操縱了候選人的能力水平。能力較差條件下, 被試得知“自己對兩種畫技的掌握程度都較差, 在所有選手中處于下等水平, 經驗欠缺”; 能力一般條件下, 被試得知“自己對兩種畫技的掌握程度都一般, 在所有選手中處于中等水平, 經驗不足”; 能力較強條件下, 被試得知“自己對兩種畫技的掌握程度都較好, 在所有選手中處于上等水平, 經驗豐富”。評價者閱讀相對應的情境, 如能力較差條件下, 被試得知“選手小趙、小李水平相似, 均在所有選手中處于下等水平, 對這兩種畫技的掌握程度都較差, 經驗欠缺”。

閱讀情境后, 候選人預測選擇哪個領域有助于自己晉級, 評價者選擇讓誰晉級。最后被試填寫性別和年齡。

6.3 結果與討論

如圖5所示, 二元邏輯回歸結果顯示, 角色的主效應顯著(= –1.38,= 0.23, Wald χ2= 35.77,< 0.001,= 0.25, 95% CI = [0.16, 0.40]), 能力的主效應顯著(Wald χ2= 28.66,< 0.001), 角色和能力的交互效應顯著(Wald χ2= 8.21,= 0.016)。

圖5 不同角色及能力水平下選擇評價者擅長領域的人數比例

進一步簡單效應分析表明, 能力較強時, 候選人(77.14%)能準確預測評價者選擇班門弄斧者的比例(82.86%), χ2(1,= 140) = 0.71,= 0.398。能力一般(候選人：50.00%; 評價者：81.43%; χ2(1,= 140) = 15.34,< 0.001, φ = 0.33)或能力較差(候選人：27.14%; 評價者：72.86%; χ2(1,= 140) = 29.26,< 0.001, φ = 0.46)時, 候選人才會出現預測偏差, 且能力越差的候選人越低估選擇評價者擅長領域后晉級的可能性。

研究5通過操縱候選人的能力, 發現隨著候選人能力提高, 預測偏差逐漸減小。候選人能力差時, 預測偏差最明顯; 候選人能力一般時, 仍然存在預測偏差; 候選人能力較強時, 預測偏差消失。這些結果為候選人“關注能力是否容易被看清”的機制提供了證據：能力不強時, 候選人擔心班門弄斧會暴露缺點, 因此不敢班門弄斧; 能力強時, 認為選擇評價者擅長領域展現能力有助于讓他看清自己的優點, 因此班門弄斧。當然, 能力強的個體也可能相對不在意能力被看清, 按照這種解釋, 能力強者應該認為班門弄斧與否均可, 不會對班門弄斧表現出明顯偏好。但當前結果表明能力較強的候選人偏好班門弄斧, 這更支持“能力強的候選人傾向揚長”解釋。另一方面, 評價者對候選人的能力不敏感(評價者錄取班門弄斧者的占比：能力較差時72.86%, 能力一般時81.43%, 能力較強時82.86%), 可見評價者的決策不如候選人那般關注能否一眼看清候選人的能力, 其決策很有可能受其他因素影響。研究6開始, 我們將探討影響評價者決策的因素。

7 研究6：提醒感受

研究4和5檢驗了導致預測偏差的候選人路徑, 即候選人關注能力是否會被看清; 研究6開始, 我們將檢驗導致預測偏差的評價者路徑, 即評價者因自豪感給班門弄斧者好評, 且預測者在自然狀態下無法預測這種影響。根據我們的假設, 候選人會因自我中心出現共情鴻溝, 考慮不到評價者談及擅長領域時的自豪感受。但是共情即讓人基于他人立場感受他人的情緒(Stephan & Finlay, 1999)能有效解決這一問題。研究6中, 我們提醒候選人考慮提及自己擅長領域時的感受, 以引發共情。若經提醒, 候選人想到評價者的自豪體驗, 預測偏差減小甚至消失, 則能說明評價者的自豪感確會影響其決策, 且候選人未得到提醒時難以考慮到評價者的自豪感, 因而出現預測偏差。

7.1 被試與設計

在某大學被試庫中招募210名學生, 其中男性104人, 女性106人, 平均年齡為21.63歲(= 2.63歲)。采用單因素被試間設計, 自變量為角色, 分為候選人?控制組、候選人?提醒組、評價者三組。

7.2 流程

候選人?控制組、評價者組的情境與流程均與研究2晉級條件類似。候選人?提醒組的被試閱讀情境后, 需要“想想平常當別人說到你擅長領域時, 你的感受是什么”, 并作答。

隨后, 候選人?控制組、候選人?提醒組的被試預測選擇哪個領域有助于自己晉級, 評價者選擇讓誰晉級。最后被試填寫性別和年齡。

7.3 結果與討論

如圖6所示, 卡方檢驗顯示, 候選人?控制組的被試顯著低估班門弄斧對錄取的好處, 僅40.00%的候選人預測選評委擅長領域更可能晉級, 而72.86%的評委讓選自己擅長領域的候選人晉級, χ2(1,= 140) = 15.37,< 0.001, φ = 0.33。更重要的是, 候選人?控制組、候選人?提醒組之間存在顯著差異, χ2(1,= 140) = 4.83,= 0.028, φ = 0.19, 候選人思考評價者的體驗后, 更多班門弄斧(58.57%)。并且, 候選人?提醒組和評價者組之間不存在顯著差異, χ2(1,= 140) = 3.17,= 0.075, 說明候選人關注評價者的體驗后, 預測偏差消失。

圖6 不同角色下選擇評價者擅長領域的人數比例

分析候選人?提醒組被試的填空作答內容, 發現自豪感受出現64次(占提醒組被試的91.43%), 例如“自豪” “驕傲” “有成就感”等。非自豪感受出現6次(占8.57%), 例如“反思自己”“想要指正對方錯誤”等。這說明候選人?提醒組的被試想到了評價者的自豪感, 且這種想法使候選人的預測偏差消失。

研究6發現提醒候選人思考評價者談及擅長領域的感受后, 候選人能想到自豪相關的積極感受, 此時預測偏差消失。這些結果說明, 評價者會根據提及自身擅長領域產生的自豪感進行選擇, 而在控制組中, 候選人未想到評價者的自豪感, 從而導致預測偏差、過度回避班門弄斧。不過, 本研究也存在局限：被試想象擅長領域時, 可能激發自信等普遍的積極情緒, 從而減少對能力被看清的顧慮, 傾向于不回避班門弄斧。為更直接檢驗評價者一側自豪感路徑, 我們進行了研究7, 通過直接操縱評價者的成就改變評價者的自豪感。

8 研究7：操縱評價者成就

研究7通過直接操縱評價者擅長領域的成就水平改變評價者自豪感, 更直接地檢驗導致預測偏差的評價者路徑, 即評價者因自豪感給班門弄斧者好評。由自豪感的定義可知, 自豪感源于個體精通某一領域、在該領域取得的高成就。據此, 操縱評價者在擅長領域取得的成就可改變評價者體驗到的自豪強度。根據我們的假設, 評價者在擅長領域成就越高, 越自豪, 因此越傾向給班門弄斧者好評, 由于預測者忽視評價者的感受, 將出現越大預測偏差。

8.1 被試與設計

通過見數問卷平臺招募264名成人被試, 其中男性83人、女性181人, 平均年齡為27.33歲(= 8.50歲)。采用2 (角色：候選人/評價者) × 2 (評價者成就：高/低)被試間設計。

8.2 流程

研究7采用的情境與研究2晉級條件相似, 但操縱了評價者擅長領域的成就高低。候選人條件中, 評價者成就高條件下的被試得知評委擅長寫意畫, 已有百余幅作品獲獎; 不擅長工筆畫, 目前為止共十幅作品獲獎。評價者成就低條件下的被試得知評委擅長寫意畫, 已有百余幅作品獲獎, 但最近屢屢受挫, 近一個月的作品都沒有獲獎, 名落孫山; 不擅長工筆畫, 目前為止共十幅作品獲獎。被試隨后預測“復賽中你選擇哪種畫技提交作品, 更有可能晉級” (1 = 寫意畫, 2 = 工筆畫)。

評價者閱讀相對應的情境。之后, 被試回答操作檢查題目, 包括“你覺得你在寫意畫方面的成就如何” (1 = 成就很低, 7 = 成就很高); “你覺得你在工筆畫方面的成就如何” (1 = 成就很低, 7 = 成就很高); “提到寫意畫時, 你多大程度感到自豪？” (1 = 完全沒有, 7 = 非常自豪); “提到工筆畫時, 你多大程度感到自豪？” (1 = 完全沒有, 7 = 非常自豪)。隨后, 評價者回答“你會選擇誰晉級” (1 = 小趙, 2 = 小李)。

最后, 被試填寫性別和年齡。

8.3 結果與討論

成就感知上, 評價者?高成就組的被試(= 6.30,= 0.62)比評價者?低成就組的被試(= 5.70,= 1.14)在擅長領域(寫意畫)認為自己更有成就,(127) = 3.66,< 0.001, Cohen’s= 0.65, 95% CI = [0.28, 0.93]。而在不擅長領域(工筆畫), 評價者?高成就組的被試(= 3.67,= 1.16)與評價者?低成就組的被試(= 3.59,= 1.24)的成就感知無差異,(127) = 0.34,= 0.734。因此, 對評價者成就的操縱有效。

自豪感上, 評價者?高成就組的被試(= 6.40,= 0.72)比評價者?低成就組的被試(= 5.83,= 1.04)對擅長領域(寫意畫)感到更自豪,(127) = 3.59,< 0.001, Cohen’s= 0.63, 95% CI = [0.26, 0.89]。而對不擅長領域(工筆畫), 評價者?高成就組的被試(= 3.83,= 1.26)與評價者?低成就組的被試(= 4.03,= 1.24)的自豪感無差異,(127) = –0.89,= 0.377。該結果說明改變評價者的成就, 的確可以改變其自豪感。

接著, 分析擅長領域的成就如何影響評價者的選擇。如圖7所示, 二元邏輯回歸結果顯示, 角色的主效應顯著(= –1.75,= 0.27, Wald χ2= 41.60,< 0.001,() = 0.17, 95% CI = [0.10, 0.30]), 無論評價者成就高低, 候選人始終低估班門弄斧后晉級的可能性(評價者成就高：χ2(1,= 128) = 43.11,< 0.001, φ = 0.58; 評價者成就低：χ2(1,= 136) = 8.48,= 0.004, φ = 0.25)。評價者成就的主效應不顯著(= 0.04,= 0.27, Wald χ2= 0.03,= 0.874,() = 1.04)。

圖7 不同角色及成就下選擇評價者擅長領域的人數比例

重要的是, 角色和評價者成就的交互作用顯著(= 1.65,= 0.56, Wald χ2= 8.56,= 0.003,() = 5.52, 95% CI = [1.73, 15.77])。相較于低成就的評價者(63.77%), 高成就的評價者更青睞班門弄斧者(81.67%), χ2(1,= 129) = 5.11,= 0.024, φ = 0.20。而候選人則在得知評價者成就高(23.53%選擇班門弄斧)或低(38.81%選擇班門弄斧)的條件下的預測無差異, χ2(1,= 135) = 3.68,= 0.055。

研究7通過操縱評價者的成就進而改變評價者的自豪感, 結果顯示, 預測偏差的大小隨之改變。具體而言, 評價者成就越高, 自豪感越強, 越傾向于給班門弄斧者好評; 而候選人對評價者的自豪感不敏感, 因此評價者成就較高較自豪時, 預測者的預測偏差較大, 評價者成就較低較不自豪時, 預測者的預測偏差減小。該結果支持了評價者因自豪感給班門弄斧者好評的機制, 且候選人忽視了評價者的自豪感受。

9 研究8：選擇理由

我們已通過分別操縱候選人的晉級動機和能力、要求候選人思考評價者的感受、操縱評價者的成就改變自豪感探究了導致預測偏差的原因。研究8同時考慮候選人和評價者, 記錄并分析雙方決策時的真實想法, 檢驗候選人為何低估評價者對班門弄斧者的青睞。

9.1 被試與設計

通過見數平臺招募140名成人被試, 其中男性57人, 女性83人, 平均年齡為27.47歲(= 6.43歲)。采用單因素被試間設計, 自變量為角色, 分為候選人和評價者。

9.2 流程

流程與研究2晉級條件類似。被試閱讀繪畫比賽情境, 候選人預測選擇哪個領域有助于自己晉級, 評價者選擇讓誰晉級。隨后, 兩組被試填寫選擇理由, 回答“進行剛才的選擇時, 你的理由是什么”。最后被試填寫性別和年齡。

9.3 結果與討論

首先, 我們再次發現基本效應, 僅有17.65%的候選人選擇評價者擅長領域, 而76.39%的評價者讓選自己擅長領域的候選人晉級, χ2(1,= 140) = 48.36,< 0.001, φ = 0.59。

接著, 兩位不知實驗假設的編碼者對被試填寫的理由分入以下六類之一：(1)能力是否容易(被)看清; (2)有自豪感; (3)彼此相似; (4)能力是否容易評價; (5)未按要求解釋理由; (6)其他(即無法歸至上述理由的其他想法)。具體示例如表1所示。兩位編碼者對77.86%的理由分類一致, 兩人編碼的Cohen’s kappa系數為0.62(95% CI= [0.52, 0.73]),< 0.001, 具有較強一致性。編碼結果如表2所示。為了便于進一步量化分析, 我們在每一類別下都將被試的想法進行0或1編碼, 0代表未考慮, 1代表考慮。例如, 在“有自豪感”類別下, 將被編碼者歸類至“有自豪感”的想法編碼成1, 將被編碼者歸類至其余五類想法編碼成0。

表1 被試想法的編碼示例

1 該分類指被試沒有按照要求解釋選擇某領域或某候選人的原因。例如, 類似“擅長領域更加分”的作答僅反映因變量本身, 即“我偏好擅長領域”, 而未解釋“我為什么偏好擅長領域”。

表2 不同角色考慮的選擇理由

對比不同角色的選擇理由, 發現相較于評價者(30.56%), 候選人更多關注“能力是否容易(被)看清” (69.12%), χ2(1,= 140) = 20.81,< 0.001, φ = 0.39。同時, 相較于評價者(23.61%), 候選人更少考慮“評價者有自豪感” (0.00%), χ2(1,= 140) = 18.28,< 0.001, φ = 0.36。此外, 不同角色對“彼此相似” (χ2(1,= 140) = 0.42,= 0.519)、“能力是否容易評價” (χ2(1,= 140) = 2.90,= 0.089)、“未按要求解釋理由” (χ2(1,= 140) = 0.15,= 0.696)、“其他” (χ2(1,= 140) = 1.89,= 0.170)等內容的考慮均不存在顯著差異。

隨后分析被試所想如何影響其選擇。第一, 與未考慮能力被看清的候選人相比(21人中14人回避班門弄斧, 占66.67%), 考慮能力被看清的候選人更回避班門弄斧(47人中42人回避班門弄斧, 占89.36%), χ2(1,= 68) = 5.14,= 0.023, φ = 0.28。與未考慮看清能力的評價者相比(50人中46人錄取班門弄斧者, 占92.00%), 考慮看清能力的評價者(22人中9人錄取班門弄斧者, 占40.91%)更不可能錄取班門弄斧者, χ2(1,= 72) = 22.11,< 0.001, φ = 0.55。該結果說明無論候選人還是評價者, 越考慮能力是否容易(被)看清越不青睞班門弄斧。第二, 相較于未考慮自豪感的評價者(55人中38人錄取班門弄斧者, 占比69.09%), 考慮自豪感的評價者更可能錄取班門弄斧者(17人全部錄取班門弄斧者, 占比100%), χ2(1,= 72) = 6.88,= 0.009, φ = 0.31。該結果說明評價者越考慮自身自豪感越青睞班門弄斧者。而候選人中無人想到評委對自豪感的關注, 因此無法對比候選人關注自豪感能如何影響其班門弄斧選擇。

我們還分析了考慮能力是否容易(被)看清的中介作用。角色(0 = 候選人, 1 = 評價者)負向預測對能力是否容易(被)看清的考慮(0 = 未考慮能力, 1 = 考慮能力),= –1.63,= 0.37, Wald χ2= 19.69,< 0.001,() = 0.20, 95% CI = [0.10, 0.40]。考慮能力是否容易(被)看清(0 = 未考慮, 1 = 考慮)正向預測晉級領域的選擇(0 = 評價者擅長領域, 1 = 評價者不擅長領域),= 2.16,= 0.47, Wald χ2= 21.30,< 0.001,() = 8.68, 95% CI = [3.47, 21.74]。Sobel檢驗顯示, 對能力是否容易(被)看清的考慮起中介作用,= –3.20,= 0.001。該結果說明候選人比評價者更多考慮能力是否容易(被)看清, 因此錯誤回避班門弄斧。由于候選人中無人想到考官依據自豪感作決策, 不滿足中介分析條件, 我們沒有以考慮自豪感為中介進行分析。

研究8檢驗了候選人和評價者想法的差異, 發現評價者除了基于能力信息, 還基于提及自己擅長領域帶來的自豪感作決策, 故傾向錄取班門弄斧的選手; 而候選人比評價者更關注能力是否容易被看清, 想不到評價者的自豪感受, 這使其傾向選擇評價者不擅長的領域, 即回避班門弄斧。需要注意的是, 被試報告選擇理由具有一定模糊性, 評價者聲稱的“擅長引發的好感”也可能源于其對擅長領域的喜愛。盡管如此, 鑒于兩名不知實驗目的的編碼者表現出較高一致性, 均認為評價者的想法反映其自豪感, 編碼結果仍然具有一定可信度。另外, 綜合研究7和8的結果來看, 評價者的選擇的確受自豪感影響。

10 總討論

本研究發現在面試、比賽等個體需要選擇能力領域以展現自我的情境中, 能力不強的候選人會低估評委對班門弄斧者的青睞, 因而錯誤回避班門弄斧, 無論賽制是晉級還是淘汰, 班門弄斧基于被動分配還是主動選擇, 預測偏差均穩定存在。此外, 導致該預測偏差的原因是候選人關注能力是否容易被看清, 且忽略了評價者提及自身擅長領域時的自豪感。因此, 當候選人晉級動機越強、能力越差越擔心班門弄斧時被看穿缺點時, 其預測偏差越大, 而提醒候選人思考評價者的感受可消除該預測偏差。同時, 本研究通過確保評價者對擅長和不擅長領域接觸時長相同, 排除了熟悉帶來好感的競爭假設, 并通過改變領域的分配方式、晉級動機、能力強弱, 排除了相似性等競爭假設。需要說明的是, 除了熟悉性和相似性, 可能還存在其他競爭假設, 例如候選人未能料到評價者欣賞敢于班門弄斧者的勇氣等, 但是, 改變晉級動機和能力強弱以及提醒候選人體會評價者感受等研究的結果有助于排除這些競爭假設。

10.1 共情鴻溝與預測偏差

人的決策往往基于預測, 但是人們很難準確預測他人的想法與反應, 因此作出不恰當決策, 蒙受損失(陸靜怡等, 2022; 尚雪松等, 2021; Hsee et al., 2021; Li et al., 2022; Lu et al., 2022)。本研究揭示了展現能力情境中共情鴻溝如何導致預測偏差、帶來惡果。首先, 本研究發現共情鴻溝會影響社會評價。除Garcia等(2019)發現人難以想到展示奢侈品不利于交友外, 以往關于共情鴻溝的研究多聚焦于共情鴻溝如何使個體作出對他人不利的行為, 例如醫生忽視患者患病的痛苦感受而給患者安排不夠充分的治療方案(Loewenstein, 2005), 個體忽視感激(Kumar & Epley, 2018)、贊揚(Zhao & Epley, 2021)帶給他人的良好感受, 所以未能充分表達感激和贊揚。僅有關于幫助等少數領域的研究發現, 共情鴻溝可能對個體自身造成不利影響, 表現為個體不敢以求助形式向他人示弱(Bohns, 2016; Bohns & Flynn, 2021; Flynn & Lake, 2008)。例如, 求助者難以想到潛在施助者會因拒絕幫助他人而感到內疚, 這使得求助者低估他人幫助自己的可能性, 進而不敢求助(Flynn & Lake, 2008)。而本研究則著眼于自我展現領域, 進一步豐富了關于共情鴻溝對個體自身不利后果的研究, 揭示共情鴻溝如何讓人作出另一類對自己不利的行為——不敢向他人示強。具體而言, 候選人忽視評價者的自豪感對其決策的影響, 因此回避班門弄斧這一示強手段, 這讓候選人得不到評價者青睞, 錯失晉級或被錄用的機會。而類似的選拔關乎升學、就業、晉升等, 此時人一旦預測錯誤就會錯失成功良機, 遭受重大后果, 因此研究者有必要更多考察共情鴻溝對個體自身的影響。

本研究發現的預測偏差能夠在多大程度上外推？本研究中評價者均被描述為專家, 其能力遠強于評價對象。而當評價者的能力與評價對象之間差距不明顯時, 是否仍然存在對班門弄斧所得評價的預測偏差？根據我們的理論, 預測偏差源自自我中心, 不論評價者和評價對象之間能力差距大小, 雙方都存在自我中心的認知局限, 預測偏差應當不受影響。未來研究可以考察評價者從專家推廣到其他角色時, 本研究的結果是否仍適用。

另外, 本研究的情境中多名候選人能力水平相當, 而現實生活中并非總是如此。競爭對手的能力可能會調節預測偏差的強度。若競爭對手的能力強于自己, 候選人可能更加擔憂暴露自身能力缺陷, 因此可能會更大程度低估班門弄斧所得評價、更加傾向回避班門弄斧。未來研究可以探究人在與不同水平對手比拼時, 對班門弄斧所得評價的預測偏差大小是否會發生變化。

本研究通過讓候選人被動班門弄斧來消除評價者與候選人在興趣上的主觀相似性, 排除了因主觀相似而導致預測偏差的解釋, 但本研究未對感知相似性進行測量, 且候選人被要求陳述的領域與評價者擅長領域相同, 使得雙方存在一定客觀相似性, 這是本研究的局限之一。不過, 鑒于研究8中評價者自陳的選擇理由很少提及相似性, 主觀和客觀相似性至少并非導致評價者青睞班門弄斧者的主要原因。

當然, 候選人偏好班門弄斧者的原因可能不止一種。例如, 候選人可能由于喜愛其擅長領域而“愛屋及烏”, 喜愛在其擅長領域班門弄斧者。然而, 我們在研究7中通過操縱評價者的成就進而操縱自豪感, 改變了預測偏差大小, 這有助于一定程度區分自豪感和單純喜愛。根據自豪感源自成就和價值的定義, 評價者近期成就較低時自豪感也降低。同時, 近期成就應當較少影響評價者對其擅長領域的喜愛。若評價者僅因為喜愛其擅長領域而偏愛班門弄斧者, 則對評價者近期成就的操縱不應當影響評價者的選擇。鑒于評價者近期成就較低時, 其對班門弄斧候選人的偏好減弱, 我們提出的自豪感機制比“愛屋及烏”更合理。

10.2 去偏差手段

社會生活中, 人們頻頻與他人互動, 這要求人盡可能準確預測他人所思所想, 以了解和控制他人行為、投入恰當資源實現目標。而研究預測偏差有助于促使決策者意識到并校正偏差, 從而提高決策質量(陸靜怡等, 2022; Hsee et al., 2021)。為此, 研究者需要開發各類去偏差手段。例如, 以往研究發現人們低估和他人社交寒暄的好處而錯失與他人寒暄促進關系的機會, 故研究者建議告知人們和他人進行社交寒暄的好處以減弱預測偏差(Liu et al., 2022); 人們低估他人對深入聊天的興趣而不愿進行有利關系的深入聊天, 所以研究者提醒人們他人其實重視深入聊天, 以此減弱預測偏差(Kardas et al., 2021)。

本研究亦提供了一種簡潔有效的去偏差手段以助人克服共情鴻溝、作出準確預測。本研究中, 不論在面試還是比賽中、賽制是晉級還是淘汰、候選人主動選擇還是被分配到特定領域, 共情鴻溝均穩定存在, 看似難以消除。然而人們不必因此悲觀, 只要提醒人們決策時充分考慮他人感受, 就能夠使候選人更多想到班門弄斧帶給評價者的良好感受, 從而減小預測偏差, 促使其選擇班門弄斧, 獲得評價者青睞。這種“對他人感受作共情”的去偏差手段應當可運用于多種存在共情鴻溝的情境, 因為其切中人忽視他人感受的根本原因, 即自我中心。未來研究可以進一步探究其他幫助候選人校正偏差的措施, 如訓練候選人的共情能力。

10.3 對自我展現的樸素認識

本研究探究了個體如何理解班門弄斧這種自我展現方式。以往研究發現人對如何選擇外在環境以展現自己具有樸素認識(Garcia et al., 2019; Hart et al., 2020; Johnsen et al., 2014; Sela et al., 2019), 例如認為女性加入全由男性組成的團隊能脫穎而出(Kirgios et al., 2020)、乘坐豪車而非普通汽車出行有助于交友(Garcia et al., 2019)。然而, 以往研究較少探究在人們看來, 有選擇地呈現能力等個體內在特點會怎樣幫助自我展現。本研究則彌補了這方面的不足, 發現站在候選人立場時, 人樸素地認為以班門弄斧的方式展現能力會導致差評。未來研究可以繼續考察人預期向他人有選擇地呈現能力以外的內在特點會得到怎樣的評價。

然而, 人們對自我展現方式的樸素認知正確嗎？本研究發現, 人并不總能準確理解展現自己策略的效果, 可能選擇不恰當的方式展示自己。這啟示我們審視以往研究揭示的人們對自我展現方式的樸素認知是否也會出現錯誤。例如, 女性加入絕大多數成員為男性的團隊是否如她們預測那般顯得自己更優秀？乘坐豪車而非普通汽車出行是否真能幫助交友？由于自我中心偏差普遍存在, 我們預期, 人在選擇外部環境展現自己時也很可能錯誤預測其選擇的效果。

當然, 本研究存在一些局限。在研究1中, 我們招募了真實擅長某領域的被試作為評價者, 且讓其考察候選人的作品后再作判斷, 這一定程度提升了研究的生態效度。盡管如此, 我們沒有要求候選人自行創作作品, 而是為其提供可選的現成作品, 這與現實生活仍然存在一定差異, 有可能候選人提交自創作品時更熟知其中缺陷, 故認為容易被評價者看穿缺陷。另外, 在除研究1的其余研究中, 我們均要求被試想象自己選擇或評價班門弄斧, 并未讓被試在選擇班門弄斧策略后真實執行, 且通過文字操縱評價者對不同領域的擅長程度, 而沒有招募真正擅長某一領域、不擅長另一領域的評價者來評價班門弄斧者, 該做法可以控制評價者對不同領域的熟悉程度, 但不能完全反映現實中的專家評審過程。真正的專家面對實際的班門弄斧過程, 是否仍然會對班門弄斧者給出高評價？我們推測, 與假想情境相比, 在真實情境中評價者會更多考察候選人的真實作品以判斷其水平。這一方面可能使評價者切實接觸到其擅長的領域, 喚起更強的自豪感, 進而更加青睞班門弄斧者, 放大預測偏差; 另一方面也可能使評價者更容易通過仔細審查作品看出班門弄斧者的不足, 進而降低對班門弄斧者的評價, 減小預測偏差。而候選人若需要自行創作作品、真實展現自身能力以供評審, 可能會更真切擔憂班門弄斧暴露缺陷, 進而更傾向回避班門弄斧, 放大預測偏差。因此, 未來研究可以在更真實的情境下要求候選人實際展示能力(例如自行創作供評價的作品)、評價者實際考察候選人的展示內容, 進一步提升研究的生態效度。

10.4 結論

選擇能力領域以展現自己時, 能力一般或較差的候選人會低估在評價者擅長領域展現能力所得評價。出現此預測偏差的原因在于, 決定評價者評價的重要因素之一是提及自身擅長領域引發的自豪感, 這使評價者給予班門弄斧者好評; 然而候選人由于自我中心忽視評價者的感受, 僅關注自身能力是否容易被看清, 認為在評價者擅長領域更容易暴露缺點, 因此不敢班門弄斧。上述預測偏差導致候選人得不到評價者青睞, 錯失獲得成功的機會。

Ashton-James, C. E., & Tracy, J. L. (2012). Pride and prejudice: How feelings about the self influence judgments of others.(4)466–476. https://doi.org/10.1177/0146167211429449

Bohns, V. K. (2016). (Mis) Understanding our influence over others: A review of the underestimation-of-compliance effect.(2)119–123. https://doi.org/10.1177/0963721415628011

Bohns, V. K., & Flynn, F. J. (2021). Empathy and expectations of others’ willingness to help.110368. https://doi.org/10.1016/j.paid.2020. 110368

Biddle, B. J. (1986). Recent development in role theory.67–92. https://doi.org/ 10.1146/annurev.so.12.080186.000435

Biddle, B. J. (2013).Academic press.

Buckert, U., Meyer, W. U., & Schmalt, H. D. (1979). Effects of difficulty and diagnosticity on choice among tasks in relation to achievement motivation and perceived ability.(7)1172–1178. https://doi.org/10.1037/0022-3514.37.7.1172

Byrne, D. S. (1997). An overview (and underview) of research and theory within the attraction paradigm.(3)417–431. https:// doi.org/10.1177/0265407597143008

Cooney, G., Gilbert, D. T., & Wilson, T. D. (2017). The novelty penalty: Why do people like talking about new experiences but hearing about old ones?(3)380–394. https://doi.org/10.1177/0956797616685870

Epley, N. (2008). Solving the (real) other minds problem.(3)1455–1474. https://doi.org/10.1111/j.1751-9004.2008.00115.x

Epley, N., Keysar, B., van Boven, L., & Gilovich, T. (2004). Perspective taking as egocentric anchoring and adjustment.(3)327–339. https://doi.org/10.1037/0022-3514.87.3.327

Eyal, T., & Epley, N. (2010). How to seem telepathic: Enabling mind reading by matching construal.(5)700–705. https://doi.org/10.1177/0956797610367754

Ferris, G. R., Judge, T. A., Rowland, K. M., & Fitzgibbons, D. E. (1994). Subordinate influence and the performance evaluation process: Test of a model.(1)101–135. https://doi.org/10.1006/obhd.1994.1030

Flynn, F. J., & Lake, V. K. B. (2008). If you need help, just ask: Underestimating compliance with direct requests for help.(1)128–143. https://doi.org/10.1037/0022-3514.95.1.128

Forgas, J. P. (1995). Mood and judgment: The affect infusion model (AIM).(1), 39–66. https://doi.org/10.1037/0033-2909.117.1.39

Garcia, S. M., Weaver, K., & Chen, P. (2019). The status signals paradox.(5)690–696. https://doi.org/10.1177/1948550618783712

Hart, W., Richardson, K., Tortoriello, G. K., & Earl, A. (2020). “You are what you read”: Is selective exposure a way people tell us who they are?(3)417–442. https://doi.org/10.1111/bjop.12414

Hsee, C. K., Zeng, Y., Li, X., & Imas, A. (2021). Bounded rationality in strategic decisions: Undershooting in a resource pool-choice dilemma.(10)6553– 6567. https://doi.org/10.1287/mnsc.2020.3814

Johnsen, J. A. K., Kummervold, P. E., & Wynn, R. (2014). Media preferences in scenarios involving relationship closeness and information valence: Evidence of strategic self-presentation and sex differences.(1)217–230. https://doi.org/10.2466/21.07.PR0.114k14w9

Kardas, M., Kumar, A., & Epley, N. (2021). Overly shallow?: Miscalibrated expectations create a barrier to deeper conversation.(3)367–398. https://doi.org/10.1037/pspa0000281

Kirgios, E. L., Chang, E. H., & Milkman, K. L. (2020). Going it alone: Competition increases the attractiveness of minority status.20–33. https://doi.org/10.1016/ j.obhdp.2020.03.009

Kumar, A., & Epley, N. (2018). Undervaluing gratitude: Expressers misunderstand the consequences of showing appreciation.(9)1423–1435. https://doi.org/10.1177/0956797618772506

Levin, I. P., Prosansky, C. M., Heller, D., & Brunick, B. M. (2001). Prescreening of choice options in ‘positive’ and ‘negative’ decision-making tasks.(4)279–293. https://doi.org/10.1002/ bdm.377

Li, X., Hsee, C. K., & O’Brien, E. (2022). “It could be better” can make it worse: When and why people mistakenly communicate upward counterfactual information.. Advance online publication. https://doi.org/10.1177/00222437221112312

Liu, P. J., Rim, S., Min, L., & Min, K. E. (2022). The surprise of reaching out: Appreciated more than we think.. Advance online publication. https://doi.org/10.1037/pspi0000402

Loewenstein, G. (2005). Hot-cold empathy gaps and medical decision making.(4S)S49–S56. https://doi.org/10.1037/0278-6133.24.4.S49

Lu, J., Fang, Q., & Qiu, T. (2022). Rejecters overestimate the negative consequences they will face from refusal.. Advance online publication. https://doi.org/10.1037/xap0000457

Lu, J., Qiu, T., Chen, Y., Fang, Q., & Shang, X. (2022). Inaccurate mind reading: The misprediction in conflicts and its mechanisms.(7)1439–1447. https://doi.org/10.3724/SP.J.1042.2022.01439

[陸靜怡, 邱天, 陳宇琦, 方晴雯, 尚雪松. (2022). 人心難讀：沖突中的預測偏差及其心理機制.(7)1439–1447. https://doi.org/10.3724/SP.J.1042.2022.01439]

McFarland, C., White, K., & Newth, S. (2003). Mood acknowledgment and correction for the mood-congruency bias in social judgment.(5)483–491. https://doi.org/10.1016/S0022- 1031(03)00025-8

Mercadante, E., Witkower, Z., & Tracy, J. L. (2021). The psychological structure, social consequences, function, and expression of pride experiences.130–135. https://doi.org/10.1016/ j.cobeha.2021.03.010

Patall, E. A., Sylvester, B. J., & Han, C. W. (2014). The role of competence in the effects of choice on motivation.27–44. https://doi.org/ 10.1016/j.jesp.2013.09.002

Pettigrew, T. F. (2017). The emergence of contextual social psychology.(7)963–971. https://doi.org/10.1177/0146167218756033

Schwarz, N. (2012). Feelings-as-information theory. In P. A. M. Van Lange, A. W. Kruglanski, & E. T. Higgins (Eds.),(Vol. 1, pp. 289–308). Thousand Oaks, CA: Sage Ltd.

Schwarz, N., & Clore, G. L. (1983). Mood, misattribution, and judgments of well-being: Informative and directive functions of affective states.(3)513–523. https://doi.org/10.1037/0022- 3514.45.3.513

Sela, A., Hadar, L., Morgan, S., & Maimaran, M. (2019). Variety-seeking and perceived expertise.(4)671–679. https://doi.org/10.1002/jcpy.1110

Shang, X., Chen Z., & Lu, J. (2021). “Will I be judged harshly after trying to help but causing more troubles?” A misprediction about help recipients.(3)291–305. https://dx.doi.org/10.3724/SP.J.1041. 2021.00291

[尚雪松, 陳卓, 陸靜怡. (2021). 幫忙失敗后我會被差評嗎？好心幫倒忙中的預測偏差.(3)291–305.] https://dx.doi.org/10.3724/SP.J.1041.2021.00291

Smith, E. R., & Semin, G. R. (2007). Situated social cognition.(3)132–135. https://doi.org/10.1111/j.1467-8721.2007.00490.x

Stephan, W. G., & Finlay, K. (1999). The role of empathy in improving intergroup relations.(4)729–743. https://doi.org/10.1111/0022-4537.00144

van Boven, L., Loewenstein, G., & Dunning, D. (2005). The illusion of courage in social predictions: Underestimating the impact of fear of embarrassment on other people.(2)130–141. https://doi.org/10.1016/j.obhdp.2004.12.001

van Boven, L., Loewenstein, G., Dunning, D., & Nordgren, L. F. (2013). Changing places: A dual judgment model of empathy gaps in emotional perspective taking.117–171. https:// doi.org/10.1016/B978-0-12-407188-9.00003-X

Williams, L. A., & Desteno, D. (2008). Pride and perseverance: The motivational role of pride.(6)1007–1017. https://doi.org/10.1037/ 0022-3514.94.6.1007

Zhao, X., & Epley, N. (2021). Insufficiently complimentary?: Underestimating the positive impact of compliments creates a barrier to expressing them.(2)239–256. https://doi.org/10.1037/ pspa0000277

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

*國家自然科學基金(72171087)、上海市教育發展基金會和上海市教育委員會“曙光計劃”、中央高?；究蒲袠I務費項目(2022QKT007、2022ECNU-XWK-XK003)資助。

陸靜怡, E-mail: jylu@psy.ecnu.edu.cn