道德自我知覺對親社會行為的影響：情境公開性的調節作用

摘 要 為探討道德自我知覺對親社會行為的影響，以及情境公開性在其中的調節作用，設計了2（道德自我知覺：道德啟動組/不道德啟動組）×2（情境公開性：匿名/公開）的被試間實驗，通過回憶范式操縱被試的道德自我知覺，并使用獨裁者博弈測量其親社會行為。結果表明，相較于不道德啟動組，道德啟動組的親社會行為更多。同時，情境公開性在道德自我知覺對親社會行為的影響中起調節作用。此外，在匿名條件下，道德自我知覺顯著正向預測親社會行為。而在公開條件下，道德自我知覺對親社會行為的影響不顯著。

關鍵詞 道德自我知覺；親社會行為；情境公開性；道德許可效應；道德一致性效應

分類號 B842；C91

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.02.002

1 引言

道德自我知覺是指個體對當前自身道德形象的即時評估（馬燕， 王振宏， 2024）。親社會行為是指個體為做出有益于他人，而有意識地犧牲自身利益的行為。人們深知，做出親社會行為能收獲潛在的良好的道德評價和更多的社會資源（吳珺等， 2024）。道德自我調節也揭示，當個體的道德自我知覺高于或低于其理想的道德自我形象時，會傾向于改變其親社會行為（Sachdeva et al.， 2009）。然而研究者對于道德自我知覺具體如何影響親社會行為的過程存在分歧（Conway amp; Peetz， 2012; Rotella amp; Barclay， 2020）。

研究者認為，道德自我調節遵循負反饋機制（He et al.， 2023）。尤其當個體的道德自我知覺高于其理想道德自我形象時，他們傾向于減少道德行為或增加不道德行為，即道德許可效應（Monin amp; Miller， 2001）。道德許可效應有兩種普遍的解釋。一種是道德信用模型，即個體做出不道德行為時，自認為過去的道德行為是其道德信用的積累，足以抵消不道德行為帶來的道德債務。另一種是道德證書模型，即個體自認為既往的道德行為是自己的道德證書，傾向于美化自己的不道德行為并認為是被許可的（Monin amp; Miller， 2001）。而當道德自我知覺低于理想道德自我形象時，個體則可能增加道德行為或減少不道德行為。換言之，個體感知當前道德自我形象受到威脅，為恢復積極的自我形象，增加親社會行為以洗白自己（Wang et al.， 2022; Pan et al.， 2024），即道德凈化效應（Tetlock et al.， 2000）。也有研究者指出，道德自我調節遵循正反饋機制，即道德一致性效應，具體表現為道德自我知覺的提升會促使個體增加親社會行為，減少不道德行為（Rotella amp; Barclay， 2020）。這或許是因為個體會將激活的道德自我知覺內化為自我概念的一部分，并結合不同情境認知自己的社會角色和態度，從而做出相應的親社會行為，甚至指導他們在類似情境下做出更多的親社會行為（李谷等， 2013; Burger， 1999; Tasimi amp; Young， 2016）。為此，本研究提出假設1，即啟動個體的道德自我知覺時，道德許可效應會導致個體表現更少的親社會行為；啟動個體的不道德自我知覺時，道德凈化效應會促使個體展現更多的親社會行為。

研究已證實，公開情境下，個體深知親社會行為能為其帶來良好的聲譽，顯著提升其社會地位，從而贏得更多選擇與回報（Giardini et al.， 2021; Wang， 2021; Willer， 2009），因此更傾向于展現無私和道德的一面（Bereczkei et al.， 2010），做出慈善捐贈等親社會行為的可能性更高（Van Vugt amp; Iredale， 2013）。可見，在公開情境下，道德自我調節的作用相對較小，因為無論個體的道德自我知覺與理想道德自我形象是否存在差異，他們都傾向于做出親社會行為，以維護自己的聲譽（Lee et al.， 2018）。而在匿名條件下，由于個體的決策結果不會被他人獲知，他們無需為了印象管理而做出親社會行為（Van Vugt amp; Iredale， 2013），更可能為了維護自身利益而減少親社會行為，甚至做出不公平分配資源等不道德行為（Beersmaamp;Van Kleef， 2011）。這提示我們，道德自我知覺對個體親社會行為的影響，可能因情境的不同而有所差異。盡管已有研究聚焦于道德自我知覺對個體后續道德行為的影響，但尚且缺乏從情境公開性視角探討這些效應的具體產生機制，從而揭示個體道德行為的情境依賴性，深入理解并完善道德自我調節機制。基于此，本研究提出假設2，即情境公開性在道德自我知覺與親社會行為間起調節作用。具體而言，公開情境下，道德自我知覺不影響親社會行為；匿名情境下，道德自我知覺顯著負向影響親社會行為。

綜上，本研究聚焦道德的親社會范疇，旨在探討不同情境公開性條件下，道德自我知覺對親社會行為的具體影響。

2 研究方法

2.1 被試

采用 G*Power 3.1軟件，設置中等效應量f=0.25，顯著性水平α=0.05，統計檢驗力1-β=0.80時，計算最小樣本量為128人。正式實驗通過腦島科研平臺（www.naodao.com）收集數據，160名被試參與了實驗，但有4人未通過注意力測試題，最終156名被試的數據納入分析，其中女性105人，平均年齡為22.89±3.40歲。道德啟動組79人，不道德啟動組77人；匿名組77人，公開組79人。

2.2 實驗設計

采用2（道德自我知覺：道德啟動組/不道德啟動組）×2（情境公開性：匿名/公開）的被試間實驗設計，因變量為親社會行為。

2.3 實驗材料

2.3.1 道德自我知覺啟動材料

參考Conway和Peetz（2012）的研究，采用回憶范式啟動道德自我知覺。

道德啟動組的指導語為：“回憶并描述一件你最近做過的符合道德要求的事情。完成這項任務的其他人經常寫的事情是關心別人、幫助別人或友好的、正直的事。你可以寫這些，也可以寫其他道德的事。請盡量仔細回憶并詳細地寫下來，不少于150字”。

不道德啟動組的指導語為：“回憶并描述一件你最近做過的不符合道德要求的事情。完成這項任務的其他人經常寫的事情是損人利己的、不誠實的、不忠誠的事。你可以寫這些，也可以寫其他不道德的事。請盡量仔細回憶并詳細地寫下來，不少于150字”。

2.3.2 道德自我知覺操縱有效性檢驗材料

采用Conway和Peetz（2012）研究中的項目對道德自我知覺開展檢驗，采用7點計分，評定回憶事件的積極性。例如，“我以上回憶的事情讓我對自身感覺良好”。

2.3.3 情境公開性啟動材料

根據前人的研究方法（占友龍等， 2022），本研究采用不同情境下，被試所有的決策結果被對手玩家看到的情況與否來啟動情境公開性。被試被告知將與對手玩家共同進行一場關于額外被試費的決策游戲。公開情境下，被試被告知他們的所有決策都是在公開狀態下進行的，每輪博弈結束后，他們的分配方案將被對手玩家看到，同時他們也能看到對手玩家的分配方案（對手玩家的分配方案在實際操作中為固定值）；匿名情境下，被試則被告知，他們的所有決策都是在匿名狀態下進行的，對手玩家無法看到他們的分配方案，同時他們也無法看到對手玩家的分配方案。

2.3.4 情境公開性操縱有效性檢驗材料

采用聲譽關注量表，對情境公開性的操縱效果開展檢驗（Wu et al.， 2015），采用7點計分，評定各個條目表述符合自己的程度，包括6個條目。例如，“在剛才的決策游戲中，我考慮了對手玩家是怎么想我的”。該問卷在本研究中的Cronbach’s α系數為0.93。

2.3.5 親社會行為測量材料

采用獨裁者博弈測量親社會行為（Andr-eoni amp; Miller， 2002）。首先向被試介紹游戲規則：在本游戲中，你將與另一名被試共同進行若干輪次的互動。游戲設有分配者和接受者兩種角色，每輪游戲開始時，你會被隨機分配到其中一種角色。若被分配到分配者角色，你將有權對本次實驗的10元額外被試費進行分配，而接受者無權拒絕你的分配方案；若被分配到接受者角色，則由另一名被試（即此時的分配者）對10元額外被試費進行分配，而你同樣無權拒絕對方的分配方案。最終，我們將從所有輪次的分配方案中隨機抽取一輪，根據該輪的分配結果來發放額外被試費。實際上，實驗共設置了八輪游戲，具體安排如下：在第一、二、三、六輪中，被試將扮演分配者的角色；而在第四、五、七、八輪中，被試則轉換為接受者的角色。在公開情境下，鑒于被試的第六輪決策可能受到對手玩家分配結果的潛在影響，本研究采用前三輪被試分配給對手玩家金額的平均值，作為衡量其親社會行為的指標。

2.4 實驗程序

隨機將被試分為兩組，分別讓其寫下最近做過的道德或不道德的事情。之后，他們完成了道德自我知覺的操縱檢驗。然后向被試呈現獨裁者博弈的規則，并將兩組被試各自隨機分為公開組和匿名組完成獨裁者博弈。最后，被試完成了情境公開性的操縱檢驗和人口統計學變量測量。

3 研究結果

3.1 操縱檢驗

通過獨立樣本t檢驗發現，道德啟動組被試對回憶內容的積極性評分（M=6.28，SD=0.82）與不道德啟動組被試對回憶內容的積極性評分（M=2.30，SD=1.20）存在顯著差異（t=24.23，plt;0.001，Cohen’s d=3.87），表明道德自我知覺操縱有效。

通過獨立樣本t檢驗發現，公開情境組被試對聲譽的關注（M=5.15，SD=1.21）與匿名情境組被試對聲譽的關注（M=3.16，SD=1.47）存在顯著差異（t=9.24，plt;0.001，Cohen’s d=1.48），表明情境公開性操縱有效。

3.2 道德自我知覺、情境公開性對親社會行為的影響

人口統計學變量對親社會行為無顯著影響（性別F（1， 152）=0.30， p=0.585；年齡β=0.00，t=0.01， p=0.995），故不將其納入后續分析。以親社會行為為因變量，道德自我知覺、情境公開性為自變量進行被試間方差分析。結果表明，道德自我知覺主效應邊緣顯著，F（1， 152）=3.76， p=0.054， η2p=0.02，即回憶道德事件后，個體的親社會行為增多（M道德啟動組=4.42， SD=1.13; M不道德啟動組=4.04， SD=1.52）。道德自我調節的負反饋機制未被驗證。情境公開性主效應顯著，F（1， 152）=18.53， p＜0.001， η2p=0.11，即公開情境下，個體的親社會行為較多（M公開=4.65， SD=0.99; M匿名=3.81， SD=1.52）。道德自我知覺與情境公開性的交互作用顯著，F（1， 152）=7.54， p=0.007， η2p=0.05。進一步簡單效應分析發現，在匿名情境下，道德啟動組和不道德啟動組的親社會行為差異顯著，F（1， 152）=10.84， p=0.001， η2p=0.07，出現道德一致性行為。在公開情境下，道德啟動組和不道德啟動組的親社會行為差異不顯著，F（1， 152）=0.33， p=0.568， η2p=0.00，具體結果見圖1。

4 討論

本研究采用回憶范式操縱個體的道德自我知覺，并通過獨裁者博弈在公開和匿名兩種情境下測量親社會行為。研究結果顯示，相較于回憶不道德行為的個體，那些回憶先前道德行為的個體在獨裁者博弈中更愿意為對手玩家分配更多的額外被試費，表現出更多的親社會行為。此外，情境的公開性在這一過程中起到了調節作用。

在公開情境下，道德自我知覺對親社會行為的影響不顯著。這是因為在公開情境下，個體更傾向于開展印象管理，塑造親社會的友好的社會形象（Lee et al.， 2018），獲取良好的社會聲譽，從而在人際互動中贏得更多潛在收益和合作共贏的機會（Wang， 2021）。因此，不論啟動道德還是不道德自我知覺，個體在后續行為中都會展現出更多的親社會傾向。這一發現與前人研究結果相吻合。譬如，與匿名情境相比，在公眾場合，人們表現出更多的利他行為（Bereczkei et al.， 2010），更傾向于在慈善活動中捐贈更多金錢（Van Vugt amp; Iredale， 2013），做出親社會的消費決策（Jung et al.， 2018），更傾向于選擇購買綠色產品等（Wang et al.， 2019）。

研究表明，在匿名情境下，道德自我知覺對個體的親社會行為具有顯著影響。這或許是因為個體匿名行事，無需采取特定策略維護自身形象，消除了人們對自身聲譽的擔憂，因此更傾向于按照自己的真實意愿做出決策（Lee et al.， 2018），個體的后續親社會行為更多地受到道德自我知覺的驅動。本研究發現，道德自我知覺高的個體表現出更多的親社會行為。這一發現雖未驗證道德自我調節的負反饋機制，但與道德一致性效應的相關文獻相吻合。例如，Rotella和Barclay（2020）發現，相較于回憶過去中性行為或不道德行為的被試，回憶過去道德行為的被試會向慈善機構捐贈更多的金錢。Juhl等人（2017）追蹤丹麥零售消費者20個月內的購買行為發現，那些在某個時間點購買過有機產品的人更有可能在未來購買更多的有機產品。近期的一項重復性驗證研究也發現，無論是回憶近期的還是過去的道德行為，相較于中性行為和不道德行為，都增強了個體的親社會意圖（Martuza amp; Kim， 2024）。

對于本研究的結果，可能存在以下解釋。首先，道德自我調節在不同文化中存在差異。研究者表示北美和歐洲的被試存在道德許可效應，而亞洲被試表現道德一致性效應（Simbrunner amp; Schlegelmilch， 2017）。或許是因為集體主義文化下的被試更重視個體履行自己社會角色的責任和義務，以維護群體的和諧（Oyserman et al.， 2009）。為此，本研究的被試對道德規范更為敏感，會更加謹慎考慮自己的行為是否符合社會規范，所以在回憶先前道德行為后不太可能減少其道德行為。

其次，先前行為的公開性可能產生了影響。社會道德許可模型認為，道德許可受行為是否被觀察到和被誰觀察到這兩個條件影響。個體自認為其后續行為的觀察者也見證了他們先前的道德行為，那么自己的行為會得到道德許可。但如果他們先前的道德行為無人知曉，那么道德許可就不太可能發生（Lasarov amp; Hoffmann， 2020）。我們通過回憶范式操縱被試的道德自我知覺，但后續游戲中的對手對此并不知情。因此，被試可能覺得他們先前的道德行為不被他人知曉，就沒有動機去尋求道德許可，從而沒有觸發道德自我調節的負反饋機制。

此外，本研究的結果變量為親社會行為，這可能是未觀察到道德自我調節的負反饋機制的一個重要原因。研究者表示，那些想象、回憶或實施了好事的人，更有可能展現不道德行為（如作弊等），但不一定減少其原有的道德行為（Ferguson et al.， 2024），這意味著人們的后續行為是不道德的情況下，道德許可效應更易發生。雖然在我們的研究中，不表現親社會行為的被試也能獲得獎勵，但由于最終額外獎勵取決于雙方多輪決策中的某一輪結果，具有較大的不確定性，降低了吸引力，可能抑制了被試的道德許可。

最后，雖然我們采用被認為是有效激發個體道德自我認知手段的回憶范式（Conway amp; Peetz， 2012），以操縱個體的道德自我知覺。但回憶過程往往伴隨著個體的反思。被試可能從他們回憶的行為中推斷出自己的社會態度、特征和身份，并作為一種啟發式信息指導他們后續的行為。特別是，當他們認為以往的行為付出了自身較大努力，更可能將其視為對自我品格的肯定，從而在后續行為保持一致性（Burger， 1999; DeJong， 1979）。

本研究在以下方面作出了貢獻：首先，本研究觀察到不同情境下，個體的道德自我知覺對親社會行為的影響存在差異，揭示了影響道德自我調節機制的情境因素，有助于從外部情境和個體內部因素兩方面共同理解個體的道德行為。其次，本研究發現了與道德自我調節的負反饋機制相反的結果，即驗證了道德一致性效應，有助于完善對道德自我調節機制的認識。最后，本研究還發現，相較于匿名情境，公開情境下個體會表現更多的親社會行為，為聲譽關注的相關研究提供了新的證據支持。

盡管本研究得到了一系列有意義的結果，但仍存在一定的局限性。首先，有待完善道德自我知覺的啟動和檢驗方法。后續研究可進一步探討通過讓被試回憶過去的道德或不道德行為，啟動的是到底其具體的道德自我知覺，還是抽象的道德認同。其次，本研究只關注了道德自我知覺對親社會行為的影響，但結果變量是道德行為或不道德行為時，道德自我調節的反饋機制可能會表現出不同的特點（Ferguson et al.， 2024），未來研究可以擴展到不道德行為領域，以全面考察在不同結果變量下道德自我知覺的反饋機制。最后，未來可展開探討先后道德行為領域的一致性對道德自我調節反饋機制的影響。

5 結論

在公開情境下，無論啟動個體的道德還是不道德自我知覺，其親社會行為無顯著差異。

在匿名情境下，相比于啟動個體的不道德自我知覺，啟動其道德自我知覺引發更多的親社會行為。

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