*
唐卫海1 徐晓惠2,3 王 敏1 冯 虹1 刘希平**1
（1天津师范大学教育科学学院，天津，300387）
（2中国科学院心理研究所行为科学重点实验室，北京，100101）（3中国科学院大学，北京，100049）
摘 要 为了探讨锚定效应的产生前提及基础锚定效应的理论解释，实验一选取高、低、无三种锚值，设置了15ms、45ms、75ms、1000ms 四种呈现时间，结果发现只有15ms 条件下未出现锚定效应，呈现时间越长，锚定效应越大。实验二设置了语意相同但表述形式不同的两种锚值，结果发现，大数字锚值使估计值偏高，小数字锚值使估计值偏低。该发现说明锚定效应的产生前提是注意，数字启动假说可以更好地解释基础锚定效应。 关键词 锚定效应 基础锚定效应 选择通达假说 数字启动假说
*本研究得到教育部人文社科研究基金（14YJA190007）、天津市哲学社会科学规划重点课题（TJJX13-002）、天津市十二五教育科学规
划重点课题（CE2016）和天津市高等学校创新团队培养计划的资助。
**通讯作者：刘希平。E-mail：lxp3771@sina
1 问题提出
Tversky 和Kahneman (1974)发现了锚定效应(anchoring effect)，也被称为经典锚定效应，指的是在不确定的情境下，人们的决策结果受到先前呈现信息的影响，导致目标值向初始值即“锚”(anchor)的方向偏离，产生估计偏差的现象。其比较-判断的两步范式被称为标准锚定范式(standard anchoring paradigm)。针对经典锚定效应主要有三方面的研究：一是锚定效应的普遍性，如时距估计(张志杰, 彭春花, 黄希庭, 2008)、购买意愿(Oscar, Tore, Magnus, & Cicek, 2010)等；二是锚定效应的理论解释，包括锚定调整启发式(Janiszewski & Uy, 2008)、选择通达模型(Mussweiler & Strack, 1999)及双加工模型(曲琛, 周立明, 罗跃嘉, 2008)；三是锚定效应的影响因素，如人格特质(Eroglu & Croxton, 2010)、认知能力(Oscar et al., 2010)等。
对于锚定效应的产生前提有两种争论性观点：一种观点以Wilson, Houston 和Brekke (1996)进行的一
系列实验为基础。他们发现单纯的数字即可引发锚定效应，即基础锚定效应（basic anchoring effect ），其研究范式被称为数字启动范式。他们认为锚定效应是在“注意”的基础上产生，并用数字启动假说（Numeric Priming Account ）来解释：当人们对一个阈上的锚值进行数量或几率估计时，自动
激活的所有候选答案会进行加权组合，刚呈现过的锚值因权重更大而易成为候选答案。另一种观点认为“比较”是引发锚定效应的前提，人们在比较目标问题和锚值时，会建立锚是正确的假设并试图验证，这种策略使得记忆中与锚一致信息的可通达性增强(Mussweiler & Strack, 1999)，并用选择通达模型（Selective Accessibility Model ）来解释。
后续部分研究遵循“注意”路线，发现基础锚定效应很不稳定，例如Wong 和Kwong (2000)采用标准锚定范式给被试呈现语义相同但表述形式不同的锚值（7.3km/7300m ），发现锚值在短时记忆中是以数字形式进行表征，支持数字启动假说。Mussweiler 和Englich (2005)发现了阈下锚定效应，认为注意并非锚定效应产生的前提，支持选择通达假说。而Rooijen 和Daamen (2006)发现只有在有时间压力的情况下才会发生阈下锚定效应，支持数字启动假说。在无比较过程时也会发生锚定效应(Thorsteinson, Breier, Atwell, Hamilton, & Privette, 2008)。另一部分研究沿袭“比较”路线，例如，将某一产品与锚值价格进行比较后，会使人们的最高出价趋向锚值(Adaval & Wyer Jr, 2011)；将数学题的答案与锚值进行比较后，被试的估计值也会向锚值偏离(Smith & Windschitl, 2011)；选择通达和锚定调整是锚定效应中相互补充的两种机制(Chaxel,
1061唐卫海等: 锚定效应的产生前提及作用机制
2014)。
综上，锚定效应的产生前提尚无一致的结论；同时，基础锚定效应是否存在以及适合的理论解释也没有确定的答案。因此，本研究设计了两个实验，实验1采用数字启动范式，设置相对连续的锚值呈现时间来获得阈上和阈下水平，研究假设为：如果锚定效应只在阈上水平发生，那么注意是锚定效应的产生前提。实验2采用数字启动范式，设置了两种表述形式相同但语义不同的锚值，如5000克和5千克，研究假设是：如果两种锚值引发的锚定效应相同，支持选择通达假说；否则，支持数字启动假说。
2 实验1 锚定效应产生的前提
2. 1实验目的
确定锚定效应的产生前提。
2. 2方法
2. 2. 1被试
选取120名大学生（M=22.3岁），15ms条件下为10男20女，30ms条件下为11男19女，45ms 和1000ms条件下均为12男18女，视力或矫正视力正常。
2. 2. 2实验材料
对40名大学生进行前测，男生15人，女生25人，确定平均数和标准差都较为接近的6个问题，其真实答案的数值均控制在1700，但单位不同，高锚值在5000~5500之间，低锚值在300~350之间。例如，京杭大运河长多少公里？高锚值是5193公里，低锚值是312公里。
2. 2. 3实验设计
基督教圣歌实验为3（锚值：高锚值、低锚值、无锚值）×4（呈现时间：15ms、45ms、75ms、1000ms）的混合设计，前者为被试内变量，后者为被试间变量。对20名大学生进行前测，男生8人，女生12人，确定15ms、45ms、75ms、1000ms四种锚值呈现时间：15ms时被试注意不到任何锚值；45ms只能注意到低锚值；75ms不能清晰而长时间地注意所有锚值；1000ms能清晰而长时间地注意所有锚值。要求被试对目标问题进行估计。
2. 2. 4实验程序
本实验为单独施测，采用E-prime编程，计算机屏幕刷新率为100Hz。实验的第一个问题“美国帝国大
厦共有多少级台阶”是练习，正式问题中锚值随机呈现。实验流程如下：第一步，呈现问题1000ms；第二步，呈现掩蔽刺激(如MBUYGEPL)3000ms；第三步，呈现锚值，其呈现时间依实验条件分别为15ms、45ms、75ms、1000ms；第四步，重复上两步，依次循环10次，掩蔽刺激共呈现60s，锚值呈现10次，要求被试注视字母串并思考答案；第五步，回答问题，被试输入绝对数量估计值，按Enter键继续。
2. 3结果与分析
对呈偏态分布的原始数据进行对数转换，具体结果见表1。
对被试的数量估计进行3×4的重复测量方差分
表
1 不同实验条件下被试数量估计的平均数与标准差
析，结果表明，锚值主效应显著，F(2, 236)=73.75，p<.01，η
p
2=.24。高低锚值条件下均出现锚定效应。呈现时间主效应显著，F(3, 236)=2.95，p<.05，ηp2=.04。15ms和其余条件下被试的估计值差异显著，其他条件两两之间均无显著差异。锚值与呈现时间交互作用显著，F(6, 236)=3.80，p<.01，ηp2=.05。简单效应分析发现，15ms条件下不同锚值间无显著差异，45ms条件下只有低锚值发生了锚定效应，说明注意在锚定效应的产生中非常关键；75ms和1000ms条件下高低锚值都发生了锚定效应，说明比较不是锚定效应产生的必要条件。该结果与以往对阈下锚定效应得出的结论不符(Mussweiler & Englich, 2005; Rooijen & Daamen, 2006)，但却证实了阈上基础锚定效应的存在。
引入锚定效应指数（Anchoring Index，AI）(Jacowitz & Kahneman, 1995)探讨不同条件下锚定效应的大小，见表2。AI描述的是锚定组被试估计值的中位数向锚值趋近的程度，其取值范围从0到1
。
1062心 理 科 学
对锚定效应指数进行2×4的方差分析，结果发现，呈现时间主效应显著，F(3, 20)=78.19，p<.01，ηp2=.92。锚定效应大小随呈现时间增加而增大，与Wilson等人 (1996)的实验2和3结论一致，支持
表
2 高低锚值在不同呈现时间条件下的锚定效应指数（AI）
数字启动假说。锚值主效应显著，F(1, 20)=14.55，p<.01，η
p
2=.42，低锚值下锚定效应指数显著高于高锚值下锚定效应指数。锚值与呈现时间之间的交互作用不显著。
Wilson等人(1996) 的实验1 及Englich (2008) 的研究均发现，对目标问题知识储备低的被试更易发生基础锚定效应。因此，进一步分析真实答案对被试估计值的影响。结果发现，只有在15ms高锚值条件以及45ms无锚值条件下被试的估计值与真实答案无差异，其余各种条件下均差异显著，说明被试对于目标问题的知识储备很少。应该很容易观察到基础锚定效应，但这一效应只在阈上锚值中发现，说明知识储备对基础锚定效应的影响有限，同时也从一个侧面说明注意是锚定效应发生的前提。
3 实验2 选择通达模型vs.数字启动假说3. 1实验目的
提供更加直接的证据支持，验证数字启动假说。
3. 2方法
3. 2. 1被试
选取20名大学生(M=22.5)，男生6名，女生14名，视力或矫正视力正常。
3. 2. 2实验材料与程序
所用问题及任务要求与实验1相同，每个问题都包含两种数字的锚值，大数字锚值是5500，小数字锚值是5.5，各个问题单位不同。锚值的呈现时间为1000ms。
3. 3结果与分析
对原始数据进行对数转换，结果发现，大数字锚值引起的估计值偏高(M=3.36，SD=.46)，小数字锚值引起的估计值偏低(M=2.63，SD=.6)，配对样本t检验发现两者差异显著，t(59)=7.74，p<.01，两种条件下均产生锚定效应，但引发的方向不同。说明数字启动假说比选择通达模型更具说服力，而且支持Wong和Kwong (2000)的研究结论，即锚值在短时记忆中的表征是绝对值形式。虽然两种条件下被试对目标问题的知识储备较低，但结果未体现出知识储备对阈上基础锚定效应大小的调节作用。
4 总讨论
针对前人锚定效应研究中存在的问题，设计了两个实验，探讨锚定效应的产生前提及基础锚定效应的理论解释。
早期对锚定效应的研究认为，比较是锚定效应产生的关键因素。Wilson 等人(1996) 提出，没有比较也能产生锚定效应，只需对锚值进行最小量的注意。关于锚定效应的产生前提是注意还是比较始终存在争论，实验1中去掉比较判断环节，通过控制锚的呈现时间来控制注意程度。结果发现，被试的估计值没有受到阈下锚值的影响，与Mussweiler和Englich (2005)研究结论不符，说明锚定效应的产生前提是对锚值的注意。
从两个实验的结果可以看出，当呈现阈上水平的锚值时，高锚引起的估计值偏高，低锚引起的估计值偏低，发生了基础锚定效应，支持Wilson等人 (1996)的研究结论，说明基础锚定效应比人们预想的更为普遍(Brewer & Chapman, 2002)。
基础锚定效应的理论解释有选择通达模型(Mussweiler & Englich, 2005)和数字启动假说(Wilson et al., 1996)。前者认为锚在短时记忆中的表征是语意形式，后者认为锚的表征是数字本身。实验1发现随着呈现时间增加，锚定效应逐渐增大。对此，数字启动假说可以做出恰当的解释，锚的表征痕迹随呈现时间增加而增强。实验2中呈现语意相同但形式不同的两种锚值，产生了方向不同的锚定效应，说明锚在短时记忆中并非以语意而是以单纯的数字形式进行表征，也支持数字启动假说。
5 结论饶文蔚
考古墓地1063唐卫海等: 锚定效应的产生前提及作用机制
锚定效应产生的前提是对锚值的注意，只有超过阈限值的锚，才可能引发锚定效应；对锚值的注意程度越高，其锚定效应越明显；基础锚定效应是数字启动的结果。
参考文献
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The Precondition and Mechanism of Anchoring Effect
Tang Weihai1, Xu Xiaohui2,3,, Wang Min1, Feng Hong1, Liu Xiping1
(1Education and Scientifi c School, Tianjin Normal University, Tianjin, 300387)
杨虎城的最后岁月(2Key Laboratory of Behavior Science, Institute of Psychology, Chinese Academy of Sciences, Beijing, 100101)
(3 University of the Chinese Academy of Sciences, Beijing, 100049)
Abstract Anchoring effect–the disproportionate infl uence on decision makers to make judgments that are biased toward an initially presented value –is typically described as robust and prevalence, which affects human’s decisions under uncertainty. Basic anchoring effect is caused by a single number. The researches of anchoring effect will help us understand the impact of this judgmental he
uristic in decision making and explore effective ways to reduce the bias. There have been numerous researches on anchoring effect, however, the precondition of anchoring effect, whether basic anchoring effect exist and the mechanism of it are not clear to this day and there has been considerable controversy. In order to investigate these problems, we conducted two experiments.
In the fi rst experiment, we exploited a mixed design to explore whether attention to the anchor was the precondition of anchoring effect, with anchor levels (high, low, non) as within-subject variable and presentation time (15ms, 45ms, 75ms, 1000ms) as between-subject variable. We recruited 120 college students to participate in our experiment. The results showed that in 15ms condition, there was no anchoring effect, whereas in 75ms and 1000ms conditions, both observed anchoring effect, suggesting that attention to the anchor not comparison was very important to anchoring effect. In addition, in 45ms condition, participants were aware of low anchors but not high anchors, and we observed anchoring effect only in the low anchor condition. In sum, whether the anchor was high or low, anchoring effect emerged only when participants were aware of the anchor. Therefore, attention to the anchor is the precondition of anchoring effect. With increased time to pay attention to anchors, the anchoring effect grew larger, which provided initial evidence supported Numeric Priming Account.
The second study started from the confl ict of the Selective Accessibility Account and the Numeric Priming Account, we set pairs of anchors which had identical semantic meaning but different presentations, such as 5 kilograms and 5000 grams. Results of 20 students showed that the two type of anchors lead to different anchoring effect, which supported the Numeric Priming Account.
Key words anchoring effect, basic anchoring effect, Selective Accessibility Account, Numeric Priming Account
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