陳思靜 徐燁超

(浙江科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,杭州 310023)

1 前言

在社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)中,合作通常被定義為個(gè)體付出成本而使他人受益的行為(Rand,2016),合作是人類社會(huì)大量問題得以解決的關(guān)鍵所在(Bear &Rand,2016),為此我們發(fā)展出了合作的規(guī)范(de Kwaadsteniet et al.,2007; Fehr & Schurtenberger,2018)。然而對(duì)合作規(guī)范的遵守并非自然而然之事,因?yàn)閭€(gè)體傾向于追求私利,而這通常導(dǎo)致公共產(chǎn)品的供給不足和社會(huì)運(yùn)行效率的損失(de Kwaadsteniet et al.,2019)。那么,非親緣個(gè)體間的大規(guī)模合作是如何得以維系的？Fehr 和G?chter (2002)的第三方懲罰理論為此提供了部分解釋,該理論認(rèn)為某些個(gè)體具有懲罰規(guī)范破壞者的先天傾向,只要存在足夠數(shù)量的此類個(gè)體,那么群體成員間的合作關(guān)系就能得以維系(Carpenter et al.,2009)。但由于第三方懲罰的成本(花費(fèi)的金錢、時(shí)間、精力以及可能受到的潛在報(bào)復(fù))由懲罰者承擔(dān),而收益卻由群體成員共享,第三方懲罰引發(fā)了二階社會(huì)兩難問題(secondorder social dilemma) (Colman,2006; Hauert et al.,2007)：相對(duì)于懲罰性合作者(下簡(jiǎn)稱懲罰者),只合作但不懲罰的個(gè)體就是一個(gè)二階搭便車者(secondorder free rider)。由于懲罰成本由懲罰者承擔(dān),二階搭便車者的演化適應(yīng)度必然高于懲罰者(謝曉非等,2017; Hu et al.,2016),這又提出了一個(gè)新的問題：懲罰者是如何從演化中勝出的？

一種廣受關(guān)注的觀點(diǎn)是第三方懲罰能為懲罰者帶來(lái)積極的聲譽(yù)(Barclay,2006; Barclay & Kiyonari,2014),而積極的聲譽(yù)能帶來(lái)相應(yīng)的收益,比如懲罰者在未來(lái)人際互動(dòng)中得到他人幫助或獎(jiǎng)勵(lì)的概率得以提升(Santos et al.,2010),或向外界傳達(dá)了懲罰者擁有良好品質(zhì)的可靠信號(hào)(Jordan et al.,2016)。如果這種收益能超過(guò)懲罰成本,那么懲罰者就能在演化中得到選擇。上述觀點(diǎn)主要基于間接互惠理論(indirect reciprocity theory)或高成本信號(hào)理論(costly signaling theory),一方面為第三方懲罰的演化提供了理論解釋,并獲得了一定數(shù)量的研究支持(e.g.,Jordan & Rand,2019; Kurzban et al.,2007),另一方面,上述觀點(diǎn)的前提條件是懲罰者的聲譽(yù)必然是積極的。然而,有越來(lái)越多的證據(jù)顯示,懲罰者的聲譽(yù)未必是積極的(Bornstein & Weisel,2010),甚至很有可能是負(fù)面的(de Kwaadsteniet et al.,2019;Ozono & Watabe,2012),而且懲罰也未必能提高懲罰者得到他人幫助的概率(Kiyonari & Barclay,2008)。這就意味著第三方懲罰與懲罰者聲譽(yù)之間的關(guān)系可能比我們預(yù)想的要更為復(fù)雜,因此我們需要更深入地檢視懲罰者的聲譽(yù)機(jī)制,從而才能有效探討聲譽(yù)能否充分解釋第三方懲罰的演化優(yōu)勢(shì)。

Rand 和Nowak (2013)注意到,探討合作的主流演化理論往往將個(gè)體簡(jiǎn)化為不具備動(dòng)機(jī)的行動(dòng)者(agent),而完全忽視了心理動(dòng)機(jī)的重要性。這可能是因?yàn)槟壳坝嘘P(guān)合作與懲罰的文獻(xiàn)主要來(lái)自經(jīng)濟(jì)學(xué)、生物學(xué)和博弈論等領(lǐng)域(陳思靜,楊莎莎,2020),而心理學(xué)視角的缺席導(dǎo)致我們?cè)诤艽蟪潭壬虾雎粤藙?dòng)機(jī)在懲罰者聲譽(yù)機(jī)制中的作用。事實(shí)上,人們總是依據(jù)動(dòng)機(jī)來(lái)對(duì)他人行為做出道德判斷進(jìn)而影響后續(xù)的人際互動(dòng)(Bigman & Tamir,2016),這意味著同樣的行為在不同動(dòng)機(jī)歸因下會(huì)對(duì)人際關(guān)系產(chǎn)生截然不同的效果。就懲罰而言,Fehr 和Rockenbach (2003)以及劉國(guó)芳和辛自強(qiáng)(2014)的研究證實(shí)了動(dòng)機(jī)歸因顯著影響了懲罰對(duì)合作的效果：只有當(dāng)懲罰者的動(dòng)機(jī)被歸因?yàn)槔麜r(shí),第三方懲罰才能促進(jìn)受罰者的合作水平,反之,懲罰則抑制了受罰者的合作行為。一個(gè)合理的推測(cè)是懲罰動(dòng)機(jī)對(duì)懲罰者的聲譽(yù)也具有相似的作用機(jī)制,即只有動(dòng)機(jī)合理的第三方懲罰才能提升懲罰者的聲譽(yù)?；谏鲜鐾评?本文提出研究問題1：人們對(duì)第三方懲罰動(dòng)機(jī)的歸因是否會(huì)顯著影響懲罰者的聲譽(yù)？

其次,先前研究者傾向于將聲譽(yù)當(dāng)作一個(gè)單維度概念(uni-dimensional variable),而忽略了其不同維度,這導(dǎo)致先前研究中懲罰者聲譽(yù)要么是全然積極的,要么就是全然消極的(de Kwaadsteniet et al.,2019)。正如Beersma 和van Kleef (2011)指出,聲譽(yù)本質(zhì)上是個(gè)體對(duì)他人的感知或評(píng)價(jià),而在相應(yīng)文獻(xiàn)中,一個(gè)重要發(fā)現(xiàn)是人們通常運(yùn)用兩個(gè)基本維度來(lái)形成對(duì)他人的評(píng)價(jià)(Fiske et al.,2007)：溫暖(warmth)和能力(competence)。溫暖指的是個(gè)體在與他人互動(dòng)中表現(xiàn)出來(lái)的良善特質(zhì),如值得信賴; 而能力指的是一個(gè)人實(shí)現(xiàn)其預(yù)期目標(biāo)的本領(lǐng),如行動(dòng)效率。中國(guó)古典文獻(xiàn)中,孔子“智者若何,仁者若何”(《荀子·子道》)的發(fā)問也在一定程度上體現(xiàn)了二者的差別; 魏征在《諫太宗十思疏》中也論及了這一點(diǎn)：“智者盡其謀……仁者播其惠。”現(xiàn)實(shí)生活中,在溫暖維度得到較高評(píng)價(jià)的個(gè)體在能力維度未必有同樣結(jié)果,“老好人”就是一個(gè)典型例子,反之亦然。我們認(rèn)為Fiske 等(2007)的聲譽(yù)雙維度理論同樣適用于第三方懲罰,這引出了本文的研究問題2：第三方懲罰對(duì)懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度是否具有不同影響？換言之,第三方懲罰是否同時(shí)影響了懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度？影響的方向和程度是否一致？如能回答上述問題,我們就能更為細(xì)致地揭示懲罰影響聲譽(yù)的不同途徑。

最后,實(shí)驗(yàn)室環(huán)境下的第三方懲罰多采用經(jīng)濟(jì)懲罰(financial sanction)的形式(陳欣 等,2014),即懲罰者支付一定的金錢成本用以扣減違規(guī)者的報(bào)酬(Balliet et al.,2011),盡管在不同的研究中金錢成本的支付往往采取不同形式(陳思靜 等,2020),但Guala (2012)指出,這種形式的懲罰很可能只是實(shí)驗(yàn)室環(huán)境下的人為設(shè)定,現(xiàn)實(shí)生活中,人們更傾向于運(yùn)用社會(huì)懲罰(social sanction)來(lái)維系規(guī)范的運(yùn)作。社會(huì)懲罰亦被稱為道德懲罰(崔麗瑩 等,2017)、非金錢懲罰(Noussair & Tucker,2005)或流言(Wu et al.,2016),其基本形式為人們通過(guò)言語(yǔ)來(lái)表達(dá)對(duì)某種違規(guī)行為的道德譴責(zé),而不涉及金錢或物質(zhì)成本(Nelissen & Mulder,2013; Noussair & Tucker,2005)。盡管有學(xué)者開始考察經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰對(duì)合作或社會(huì)規(guī)范的影響,但目前尚無(wú)研究檢驗(yàn)懲罰形式對(duì)懲罰者聲譽(yù)的影響,而現(xiàn)有的關(guān)于懲罰者聲譽(yù)的文獻(xiàn)多基于經(jīng)濟(jì)懲罰,得出的結(jié)論可能在一定程度上存在片面性。由于經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰在表現(xiàn)形式(物質(zhì)扣減vs.言語(yǔ)譴責(zé))、成本(物質(zhì)成本vs.非物質(zhì)成本)、對(duì)個(gè)體結(jié)果(降低受罰者的物質(zhì)收益 vs.降低受罰者在群體中的名聲)和對(duì)群體結(jié)果(降低群體的凈收益vs.不影響群體凈收益)等方面均存在明顯差異(Guala,2012),我們推測(cè)這兩種懲罰同樣會(huì)在懲罰者的聲譽(yù)中產(chǎn)生不同影響。由此,本文的研究問題3 為：經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰是否對(duì)懲罰者聲譽(yù)具有不同影響？

2 實(shí)驗(yàn)1：懲罰動(dòng)機(jī)對(duì)聲譽(yù)不同維度的影響

2.1 被試

我們通過(guò)軟件G*Power 3.1 來(lái)確定所需樣本量：取中等效應(yīng)量f2=0.15,顯著性水平α=0.05,需要89 名被試才能達(dá)到95% (1-β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力,而實(shí)際參與實(shí)驗(yàn)1 的被試為90 名來(lái)自某高校非心理學(xué)專業(yè)的本科生。被試平均年齡為20.86 ± 1.27歲,女性占 61.11%,所有被試從未參加過(guò)類似實(shí)驗(yàn)。被試的專業(yè)分布如下：理工科占36.67%、社會(huì)科學(xué)占33.33%、人文學(xué)科占22.22%、藝術(shù)及其他占7.78%。實(shí)驗(yàn)開始前,我們通過(guò)指導(dǎo)語(yǔ)和練習(xí)題確保被試完全了解了實(shí)驗(yàn)規(guī)則和專業(yè)術(shù)語(yǔ)的準(zhǔn)確含義,并獲得了所有被試的知情同意書。

2.2 設(shè)計(jì)與變量

實(shí)驗(yàn)1 為被試內(nèi)設(shè)計(jì)。自變量是懲罰,操作定義是被試扮演第三方時(shí)做出的平均懲罰次數(shù)。因變量是懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度(溫暖與能力),通過(guò)6個(gè)題項(xiàng)的Likert 量表來(lái)測(cè)量。溫暖維度的題項(xiàng)包括我覺得某成員：1)值得信賴; 2)受人尊敬; 3)很友善;而能力維度的題項(xiàng)包括我覺得某成員：4)能為團(tuán)體帶來(lái)更多收益; 5)其舉動(dòng)對(duì)維護(hù)團(tuán)體利益很有幫助;6)可以起到統(tǒng)率團(tuán)體的作用。題項(xiàng) 1～3 改編自Barclay (2006),4～6 改編自Hardy 和van Vugt (2006),所有題項(xiàng)均為7 點(diǎn)計(jì)分,1 表示完全不同意,7 表示完全同意。調(diào)節(jié)變量是對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因,通過(guò)1個(gè)題項(xiàng)來(lái)測(cè)量：針對(duì)某成員的懲罰情況,我認(rèn)為他/她的這種表現(xiàn)是出于自我聚焦的——集體聚焦的動(dòng)機(jī)。該題項(xiàng)同樣為7 點(diǎn)計(jì)分,1 表示完全自我聚焦(self-focused,即關(guān)注個(gè)人利益),7 表示完全集體聚焦(group-focused,即關(guān)注集體利益)。

2.3 程序

實(shí)驗(yàn)1 由12 輪帶有第三方的獨(dú)裁者博弈組成,通過(guò)z-Tree 上機(jī)實(shí)驗(yàn)的方式完成(Fischbacher,2007)。被試被隨機(jī)分為30 組,每組3 人,被試的真實(shí)姓名均被A、B 和C 等編號(hào)所取代。實(shí)驗(yàn)期間,被試位于單獨(dú)隔間內(nèi)并且不允許相互交流。實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)語(yǔ)一律采用中性語(yǔ)言(如扣減)來(lái)代替帶有感情色彩的語(yǔ)言(如懲罰)。實(shí)驗(yàn)開始前,告知被試他/她將與其他2 名成員分別扮演分配者、接受者和第三方(為避免對(duì)被試產(chǎn)生潛在暗示,在實(shí)際指導(dǎo)語(yǔ)中,分配者、接受者和第三方分別用角色甲、角色乙和角色丙代替,實(shí)驗(yàn)2 亦如此,不再贅述)。在每一輪博弈中,被試隨機(jī)扮演分配者、接受者或第三方的角色,但在整個(gè)實(shí)驗(yàn)中,每個(gè)被試扮演每個(gè)角色的總次數(shù)相等,均為4 次。每一輪博弈開始時(shí),分配者都從實(shí)驗(yàn)者手里獲得10 代幣(相當(dāng)于30 人民幣)的初始金額,而第三方和接受者分別獲得5 和0 代幣。分配者根據(jù)自己意愿將隨意比例的金額分配給接受者,而接受者無(wú)法反對(duì),無(wú)論分配方案是否公平。如果第三方認(rèn)為分配方案不公平,可懲罰分配者,懲罰規(guī)則統(tǒng)一為第三方付出2 代幣扣減分配者6 代幣。

實(shí)驗(yàn)開始后,分配者對(duì)初始金額進(jìn)行分配,第三方看到分配方案后選擇是否進(jìn)行懲罰,然后,分配方案以及第三方的懲罰決定呈現(xiàn)在每個(gè)被試的屏幕上。最后一輪博弈結(jié)束后,實(shí)驗(yàn)者向每個(gè)被試反饋同組其他2 名成員在12 輪博弈中的表現(xiàn),包括：1)作為第三方時(shí)做出的平均懲罰次數(shù); 2)作為接受者時(shí)接受到的平均金額; 3)實(shí)驗(yàn)結(jié)束時(shí)手中的代幣總數(shù)。12 輪博弈結(jié)束后,被試使用前文提及量表逐一評(píng)價(jià)同組其他2 名成員,包括溫暖、能力和懲罰動(dòng)機(jī)。完成上述步驟后,實(shí)驗(yàn)者向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康牟⒅Ц秾?shí)驗(yàn)報(bào)酬,報(bào)酬由出場(chǎng)費(fèi)和12 輪實(shí)驗(yàn)中隨機(jī)抽取一輪后被試手中的代幣組成。

2.4 結(jié)果與討論

對(duì)這兩個(gè)維度的6 個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析,預(yù)期的二因子模型顯示出較高的擬合度(χ2/df=3.020,RMSEA=0.048,GFI=0.991,CFI=0.997,NFI=0.995,PNFI=0.531,PGFI=0.378),且二因子模型顯著優(yōu)于(Δχ2/df=366.461,p＜0.001)單因子模型(χ2/df=43.402,RMSEA=0.219,GFI=0.846,CFI=0.924,NFI=0.922,PNFI=0.553,PGFI=0.362)。表1 描述了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。不同性別(F=0.03～1.28,p=0.261～0.864)和專業(yè)(F=0.48～1.45,p=0.197～0.846)下懲罰、歸因、溫暖和能力四個(gè)主要變量的差異不顯著。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)

表2 層次回歸對(duì)主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)(能力維度)

以能力為因變量,采用層次回歸對(duì)懲罰和歸因的主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),為降低多重共線性,對(duì)自變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量均進(jìn)行了中心化處理?；貧w分析結(jié)果如表2 所示：在模型M1中懲罰(B=3.52,β=0.55,p＜0.001,95% CI=[2.59,4.46])和歸因(B=0.47,β=0.45,p＜0.001,95% CI=[0.32,0.62])對(duì)能力的主效應(yīng)都顯著：被試做出的懲罰次數(shù)越多或懲罰被歸因?yàn)榧w聚焦的程度越高,獲得的能力評(píng)價(jià)就越高。上述結(jié)果表明,懲罰與動(dòng)機(jī)歸因均會(huì)顯著影響他人對(duì)懲罰者能力的評(píng)價(jià)。

在模型M2中懲罰與歸因的交互項(xiàng)對(duì)能力有顯著的正向影響(B=1.19,β=0.36,p＜0.001,95% CI=[0.75,1.62]),可以解釋能力變異量的12%。這說(shuō)明懲罰對(duì)能力的影響受到歸因的正向調(diào)節(jié)作用。為了更清晰地顯示歸因的調(diào)節(jié)作用,用 Johnson-Neyman 法進(jìn)一步量化分析歸因?qū)土P與能力關(guān)系的影響,并檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著區(qū),結(jié)果如圖1 所示。

圖1 歸因?qū)土P和能力之間關(guān)系的影響

通過(guò)圖1 可以看出,當(dāng)歸因超過(guò)2 時(shí),懲罰影響能力的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點(diǎn)以上,說(shuō)明當(dāng)懲罰動(dòng)機(jī)歸因超過(guò)上述閾值時(shí),被歸因?yàn)榧w聚焦程度越高的懲罰對(duì)能力的提升作用也就越大; 而當(dāng)歸因低于2 時(shí),置信區(qū)間包含0 點(diǎn),此時(shí)懲罰對(duì)能力的影響不顯著。上述結(jié)果表明懲罰對(duì)能力的影響是有條件的,歸因?yàn)樽晕揖劢沟膽土P易被感知為一種自利手段,而非維護(hù)社會(huì)規(guī)范的行為,因而不大可能對(duì)集體利益產(chǎn)生積極的影響,從而失去了提升能力評(píng)價(jià)的作用。因此有理由認(rèn)為,被看作聚焦于集體利益的懲罰才可能提升懲罰者的能力評(píng)價(jià)。

以聲譽(yù)的另一個(gè)維度——溫暖為因變量,采用相同方法對(duì)懲罰和歸因的主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表3 所示：在模型M1中懲罰(B=-1.24,β=-0.27,p=0.003,95% CI=[-2.05,-0.44])和歸因(B=0.42,β=0.55,p＜0.001,95% CI=[0.29,0.55])對(duì)溫暖的主效應(yīng)都顯著：被試做出的懲罰次數(shù)越多,獲得的溫暖評(píng)價(jià)就越低; 懲罰被歸因?yàn)榧w聚焦的程度越高,獲得的溫暖評(píng)價(jià)就越高。上述結(jié)果表明,懲罰會(huì)顯著降低對(duì)溫暖的評(píng)價(jià),而偏于集體聚焦的歸因有助于減緩這種負(fù)面影響。

在模型M2中懲罰與歸因的交互項(xiàng)對(duì)溫暖有顯著的正向影響(B=0.52,β=0.22,p=0.015,95%CI=[0.10,0.94]),可以解釋溫暖變異量的4%。這說(shuō)明懲罰對(duì)溫暖的影響受到歸因的調(diào)節(jié)作用。用Johnson-Neyman 法進(jìn)一步量化分析歸因?qū)土P與溫暖關(guān)系的影響,并檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著區(qū),結(jié)果如圖2 所示。

通過(guò)圖2 可以看出,當(dāng)歸因低于4.39 時(shí),懲罰影響溫暖的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點(diǎn)以下,這說(shuō)明當(dāng)歸因低于上述閾值時(shí),懲罰被歸因?yàn)閭€(gè)體聚焦的程度越高,懲罰降低溫暖評(píng)價(jià)的作用也就越大;而當(dāng)歸因高于4.39 時(shí),置信區(qū)間包含0 點(diǎn),此時(shí)懲罰對(duì)溫暖的影響不顯著,這說(shuō)明當(dāng)動(dòng)機(jī)歸因偏向集體聚焦時(shí),懲罰降低溫暖的負(fù)面作用就消失了。上述結(jié)果表明,懲罰大體上會(huì)降低我們對(duì)懲罰者在溫暖維度上的評(píng)價(jià),但歸因?yàn)榧w聚焦的懲罰會(huì)被感知為一種維護(hù)群體規(guī)范、提升群體利益的行為,從而消除了對(duì)溫暖的負(fù)面作用。因此有理由認(rèn)為,只要懲罰在足夠高的程度上被認(rèn)為是出于維護(hù)集體利益,懲罰就不會(huì)降低懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)。

圖2 歸因?qū)土P和溫暖之間關(guān)系的影響

實(shí)驗(yàn)1 的結(jié)果為研究問題1 和2 提供了初步回答。從實(shí)驗(yàn)1 的結(jié)果中我們可以得出兩個(gè)重要結(jié)論：1)懲罰行為對(duì)懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度具有顯著不同的作用,簡(jiǎn)言之,懲罰在總體上提高懲罰者的能力評(píng)價(jià)而降低其溫暖評(píng)價(jià)。這意味著懲罰對(duì)聲譽(yù)兩個(gè)維度的影響方向是相反的,這在一定程度上解釋了先前研究中看似矛盾的發(fā)現(xiàn),如de Kwaadsteniet等(2019)注意到,比起從不懲罰失職員工的領(lǐng)導(dǎo)來(lái),人們對(duì)采取懲罰措施的領(lǐng)導(dǎo)的評(píng)價(jià)更高,但矛盾的是,人們卻更喜歡前者; Barclay (2006)也有類似的發(fā)現(xiàn)?；趯?shí)驗(yàn)1 的結(jié)果,我們認(rèn)為這是因?yàn)閼土P提高懲罰者能力評(píng)價(jià)的同時(shí)也降低了其溫暖評(píng)價(jià)。2)對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因顯著影響了他人對(duì)懲罰者聲譽(yù)的評(píng)價(jià),具體而言,懲罰動(dòng)機(jī)越表現(xiàn)為關(guān)注集體利益,就越能提升懲罰對(duì)能力的正面影響,同時(shí)也越能降低對(duì)溫暖的負(fù)面影響。這也意味著懲罰與社會(huì)規(guī)范之間可能存在雙向的作用機(jī)制,盡管目前相關(guān)研究多關(guān)注第三方懲罰對(duì)社會(huì)規(guī)范的維系作用(Fehr & Fischbacher,2004; Fehr & G?chter,2002),但也有學(xué)者指出,當(dāng)缺乏社會(huì)規(guī)范的合理指引時(shí),懲罰會(huì)對(duì)合作產(chǎn)生負(fù)面作用(Bicchieri et al.,2018;Fehr & Rockenbach,2003),實(shí)驗(yàn)1 表明上述效應(yīng)同樣存在于懲罰者的聲譽(yù)里,即只有被認(rèn)為是符合規(guī)范的懲罰(關(guān)注集體利益)才有可能在總體上提升懲罰者的聲譽(yù)。

3 實(shí)驗(yàn)2：信息線索與懲罰形式的影響

實(shí)驗(yàn)1 表明第三方懲罰對(duì)懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度具有不同影響,同時(shí)人們對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因會(huì)影響對(duì)懲罰者聲譽(yù)的評(píng)價(jià)。尚需進(jìn)一步回答的問題是人們依據(jù)什么對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)進(jìn)行歸因。正如Kiyonari和Barclay (2008)指出,現(xiàn)實(shí)生活中旁觀者不大可能完全了解懲罰的前因后果,旁觀者需要通過(guò)可用線索來(lái)判斷懲罰動(dòng)機(jī)。在實(shí)驗(yàn)2 中,我們引入了被試可據(jù)以判斷懲罰動(dòng)機(jī)的信息線索。我們推測(cè),懲罰者本人合作水平的高低在一定程度上暗示了其懲罰動(dòng)機(jī)是否合理,例如,對(duì)公共物品從無(wú)貢獻(xiàn)或者在分配資源時(shí)表現(xiàn)吝嗇的個(gè)體似乎很難認(rèn)為其懲罰動(dòng)機(jī)是為了維護(hù)某種規(guī)范。此外,盡管經(jīng)濟(jì)懲罰是目前第三方懲罰實(shí)驗(yàn)室研究的主流,但正如Guala (2012)注意到,和實(shí)驗(yàn)室環(huán)境相反,現(xiàn)實(shí)生活中人們更愿意采用社會(huì)懲罰而不是經(jīng)濟(jì)懲罰去懲戒違規(guī)者。因此,實(shí)驗(yàn)2 的另一個(gè)目的是引入經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰兩種懲罰形式并考察它們對(duì)懲罰者聲譽(yù)的影響。

3.1 被試

實(shí)驗(yàn)2 使用二元三因素方差分析檢驗(yàn)自變量的主效應(yīng)和交互作用。我們通過(guò)軟件G*Power 3.1 確定樣本量：取中等效應(yīng)量f2=0.0625,顯著性水平α=0.05,需要171 名被試才能達(dá)到95% (1-β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力,而實(shí)際共有176 名社會(huì)被試參與了實(shí)驗(yàn)2。被試平均年齡為 35.07±17.49 歲,女性占59.66%; 職業(yè)分布為：學(xué)生占25.57%,機(jī)關(guān)及事業(yè)單位占18.75%,各類企業(yè)占24.43%,個(gè)體經(jīng)營(yíng)占19.32%,其它占11.93%; 受教育程度分布為：中專及以下占27.27%,大專占21.59%,本科占45.45%,碩士和博士占5.68%; 月收入分布為：2000 元以下占10.80%,2000～5000 元占28.41%,5000～1 萬(wàn)元占44.89%,1 萬(wàn)元以上占15.91%。所有被試之前均未參加過(guò)類似實(shí)驗(yàn)并在實(shí)驗(yàn)開始前均已簽署知情同意書。

3.2 設(shè)計(jì)與變量

實(shí)驗(yàn)2 是2(合作：低/高)×2(經(jīng)濟(jì)懲罰：無(wú)/有)× 2(社會(huì)懲罰：無(wú)/有)的被試內(nèi)設(shè)計(jì)。合作的操作定義是被試作為分配者時(shí)分配給接受者的金額; 經(jīng)濟(jì)懲罰的操作定義是被試付出2 代幣扣減分配者6代幣; 社會(huì)懲罰的操作定義是被試向分配者發(fā)送信息,信息為“我認(rèn)為你的分配方案不公平” (Nelissen& Mulder,2013)。和實(shí)驗(yàn)1 一樣,因變量是懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度,通過(guò)6 個(gè)題項(xiàng)的Likert 量表來(lái)測(cè)量(見實(shí)驗(yàn)1)。

3.3 程序

實(shí)驗(yàn)2 仍然是12 輪帶有第三方的獨(dú)裁者博弈,程序和實(shí)驗(yàn)1 大致相似,除了：1)告知被試他/她將與其他8 名成員分別扮演分配者、接受者和第三方,但事實(shí)上,其他8 名成員并非真實(shí)被試,而是實(shí)驗(yàn)者事先設(shè)定的程序; 2)告知被試,每一輪博弈中每個(gè)小組9 名成員將隨機(jī)分成3 個(gè)分組,每個(gè)分組中都有1 名分配者、1 名接受者和1 名第三方,并且,當(dāng)被試扮演第三方時(shí),實(shí)驗(yàn)者向其反饋所在分組的分配方案; 而當(dāng)被試扮演其他角色時(shí),本輪無(wú)信息反饋,這樣安排的目的是盡管每一輪博弈都是以3名成員為單位展開,但由于每一輪博弈中3 個(gè)分組都是隨機(jī)組成的,因此被試有同等幾率與同組其他8 名虛擬成員進(jìn)行直接互動(dòng); 3)面對(duì)第三方認(rèn)為不公平的分配方案,第三方可選擇不懲罰、經(jīng)濟(jì)懲罰、社會(huì)懲罰或同時(shí)實(shí)施兩種懲罰; 4)在每一輪博弈中,被試隨機(jī)扮演分配者、接受者或第三方的角色,但在整個(gè)實(shí)驗(yàn)中,每個(gè)被試扮演每個(gè)角色的總次數(shù)相等,均為4 次; 5)最后一輪博弈結(jié)束后,實(shí)驗(yàn)者向每個(gè)被試反饋同組其他8 名成員在12 輪博弈中的表現(xiàn),包括：①作為分配者分配給接受者的金額水平(低/高); ②作為第三方是否做出過(guò)經(jīng)濟(jì)懲罰(無(wú)/有);③作為第三方是否做出過(guò)社會(huì)懲罰(無(wú)/有)。事實(shí)上,反饋由實(shí)驗(yàn)者事先設(shè)定,包含2(合作：低/高)×2(經(jīng)濟(jì)懲罰：無(wú)/有)×2(社會(huì)懲罰：無(wú)/有)這8 種情況,每種情況對(duì)應(yīng)1 名成員。所有被試看到的反饋都是相同的,但按隨機(jī)順序呈現(xiàn)。接著,被試評(píng)價(jià)同組其他8 名成員,并對(duì)這些成員的懲罰情況進(jìn)行歸因。評(píng)價(jià)和歸因所使用量表與實(shí)驗(yàn)1 相同。完成上述步驟后,實(shí)驗(yàn)者宣布實(shí)驗(yàn)結(jié)束,并向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮椭Ц秾?shí)驗(yàn)報(bào)酬。

3.4 結(jié)果與討論

首先檢驗(yàn)合作高低是否顯著影響了被試對(duì)懲罰的歸因：被試對(duì)高合作者懲罰的歸因(M=3.01,SD=1.45)顯著高于低合作者(M=2.45,SD=1.81)(t=6.46,p＜0.001,d=0.34,95% CI=[0.24,0.45]),這表明高合作者的懲罰更可能被歸因?yàn)榧w聚焦,因此和我們預(yù)測(cè)的一樣,懲罰者的合作行為確實(shí)是一種重要的歸因線索。不同性別、職業(yè)、受教育程度和收入水平下溫暖(F=0.23～1.01,p=0.463～0.921)和能力(F=0.60～1.64,p=0.07～0.62)兩個(gè)主要變量的差異不顯著,年齡與溫暖(r=-0.04,p=0.635)和能力(r=0.09,p=0.247)的相關(guān)系數(shù)都不顯著。表4 展示了描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

以溫暖和能力為因變量,合作、社會(huì)懲罰和經(jīng)濟(jì)懲罰為自變量進(jìn)行二元三因素方差分析。多變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示,合作(Wilks’ Lambda=0.82,F=157.17,p＜0.001,偏η2=0.18)、社會(huì)懲罰(Wilks’Lambda=0.97,F=22.77,p＜0.001,偏η2=0.03)和經(jīng)濟(jì)懲罰(Wilks’ Lambda=0.96,F=29.04,p＜0.001,偏η2=0.04)對(duì)兩個(gè)因變量的主效應(yīng)顯著;合作與社會(huì)懲罰(Wilks’ Lambda=0.99,F=5.15,p=0.006,偏η2=0.01)以及經(jīng)濟(jì)懲罰與社會(huì)懲罰(Wilks’ Lambda=0.99,F=10.99,p＜0.001,偏η2=0.02)的交互作用也顯著; 而合作與經(jīng)濟(jì)懲罰(Wilks’Lambda=0.99,F=0.88,p=0.415)及三者(Wilks’Lambda=1,F=0.08,p=0.929)的交互作用不顯著。這說(shuō)明總體上社會(huì)懲罰和經(jīng)濟(jì)懲罰都會(huì)直接影響聲譽(yù),同時(shí),在不同合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)聲譽(yù)的影響有所不同,而在不同社會(huì)懲罰水平下經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)聲譽(yù)的影響也不同。

表4 溫暖與能力的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步對(duì)主體間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表5 所示。分析結(jié)果顯示,合作對(duì)溫暖和能力的主效應(yīng)都顯著; 經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)能力的主效應(yīng)不顯著,對(duì)溫暖的主效應(yīng)顯著; 社會(huì)懲罰對(duì)能力的主效應(yīng)顯著,對(duì)溫暖的主效應(yīng)不顯著; 此外,合作與社會(huì)懲罰的交互作用在能力和溫暖兩個(gè)維度上都顯著,經(jīng)濟(jì)懲罰與社會(huì)懲罰的交互作用在能力維度上顯著。

合作與社會(huì)懲罰的交互作用在能力和溫暖兩個(gè)維度上顯著,因此進(jìn)一步分析在不同合作水平下社會(huì)懲罰的簡(jiǎn)單效應(yīng)。多變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示,低合作水平(Wilks’ Lambda=0.99,F=7.27,p=0.001,偏η2=0.01)和高合作水平(Wilks’ Lambda=0.97,F=20.65,p＜0.001,偏η2=0.03)下,社會(huì)懲罰對(duì)兩個(gè)因變量的簡(jiǎn)單效應(yīng)都顯著,從效應(yīng)量上來(lái)看,在高合作水平下,社會(huì)懲罰對(duì)聲譽(yù)的影響更大。對(duì)溫暖和能力兩個(gè)維度做單變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示：低合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)溫暖的簡(jiǎn)單效應(yīng)顯著(F=6.22,p=0.013,偏η2=0.004),高合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)溫暖的簡(jiǎn)單效應(yīng)不顯著(F=0.13,p=0.721),說(shuō)明低合作成員做出的社會(huì)懲罰會(huì)顯著降低溫暖評(píng)價(jià),而高合作成員做出的社會(huì)懲罰不會(huì)對(duì)溫暖有負(fù)面影響; 低合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)能力的簡(jiǎn)單效應(yīng)不顯著(F=0.002,p=0.961),高合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)能力的簡(jiǎn)單效應(yīng)顯著(F=20.50,p＜0.001,偏η2=0.01),說(shuō)明只有高合作成員做出的社會(huì)懲罰才能顯著提升能力評(píng)價(jià)。成對(duì)比較(Bonferroni 法校正)的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了上述判斷(見圖3 和圖4)：在低合作水平下,相比于不做社會(huì)懲罰(M=3.48,SE=0.08)的成員,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰(M=3.22,SE=0.08)的成員的溫暖評(píng)價(jià)顯著偏低(p=0.013,95% CI=[0.06,0.47]); 在高合作水平下,與不做出社會(huì)懲罰(M=4.66,SE=0.075)的成員相比,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰(M=4.70,SE=0.08)的成員溫暖評(píng)價(jià)并未顯著降低(p=0.721,95% CI=[-0.25,0.17])。在高合作水平下,相比于不做社會(huì)懲罰(M=4.18,SE=0.08)的成員,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰(M=4.70,SE=0.08)的成員能力評(píng)價(jià)顯著提高(p＜0.001,95% CI=[-0.75,-0.30]); 在低合作水平下,與不做出社會(huì)懲罰(M=3.33,SE=0.08)的成員相比,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰(M=3.34,SE=0.08)的成員能力評(píng)價(jià)并未顯著提高(p=0.961,95% CI=[-0.23,0.22])。

表5 二元三因素方差分析結(jié)果

圖3 不同合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)溫暖的影響

圖4 不同合作水平下社會(huì)懲罰對(duì)能力的影響

另一方面,社會(huì)懲罰與經(jīng)濟(jì)懲罰的交互作用在能力維度上顯著,因此需進(jìn)一步分析在不同社會(huì)懲罰水平下經(jīng)濟(jì)懲罰的簡(jiǎn)單效應(yīng)。多變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示,無(wú)社會(huì)懲罰(Wilks’ Lambda=0.96,F=33.06,p＜0.001,偏 η2=0.05)和有社會(huì)懲罰時(shí)(Wilks’Lambda=0.99,F=6.97,p=0.001,偏η2=0.01),經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)兩個(gè)因變量的簡(jiǎn)單效應(yīng)都顯著,從效應(yīng)量上來(lái)看,在無(wú)社會(huì)懲罰時(shí),經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)聲譽(yù)的影響更大。對(duì)溫暖和能力兩個(gè)維度做單變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示：無(wú)社會(huì)懲罰(F=11.00,p=0.001,偏η2=0.01)和有社會(huì)懲罰時(shí)(F=13.30,p＜0.001,偏η2=0.01)經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)溫暖的簡(jiǎn)單效應(yīng)均顯著,說(shuō)明不管有沒有做出社會(huì)懲罰,經(jīng)濟(jì)懲罰均會(huì)顯著降低對(duì)溫暖的評(píng)價(jià); 無(wú)社會(huì)懲罰(F=6.00,p=0.014,偏η2=0.004)和有社會(huì)懲罰時(shí)(F=4.81,p=0.028,偏η2=0.003)經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)能力的簡(jiǎn)單效應(yīng)均顯著,說(shuō)明不管有沒有做出社會(huì)懲罰,經(jīng)濟(jì)懲罰均會(huì)影響能力評(píng)價(jià),但影響的方向不同。成對(duì)比較(Bonferroni 法校正)的結(jié)果進(jìn)一步表明(見圖5 和圖6)：在無(wú)社會(huì)懲罰時(shí),相比于不做經(jīng)濟(jì)懲罰(M=4.25,SE=0.08)的成員,被試對(duì)做出經(jīng)濟(jì)懲罰(M=3.89,SE=0.08)的成員溫暖評(píng)價(jià)顯著降低(p=0.001,95% CI=[0.14,0.56]); 在有社會(huì)懲罰時(shí),與不做經(jīng)濟(jì)懲罰(M=4.15,SE=0.08)的成員相比,被試對(duì)做出經(jīng)濟(jì)懲罰(M=3.76,SE=0.08)的成員溫暖評(píng)價(jià)也顯著降低(p＜0.001,95% CI=[0.18,0.59])。在無(wú)社會(huì)懲罰時(shí),相比于不做經(jīng)濟(jì)懲罰(M=3.62,SE=0.08)的成員,被試對(duì)做出經(jīng)濟(jì)懲罰(M=3.90,SE=0.08)的成員能力評(píng)價(jià)顯著提高(p=0.014,95% CI=[-0.51,-0.06]); 在有社會(huì)懲罰時(shí),與不做經(jīng)濟(jì)懲罰(M=4.15,SE=0.08)的成員相比,被試對(duì)做出經(jīng)濟(jì)懲罰(M=3.89,SE=0.08)的成員能力評(píng)價(jià)顯著降低(p=0.028,95% CI=[0.03,0.48])。也就是說(shuō),在無(wú)/有社會(huì)懲罰時(shí),經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)能力維度的作用方向是相反的。

圖5 無(wú)/有社會(huì)懲罰時(shí)經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)溫暖的影響

圖6 無(wú)/有社會(huì)懲罰時(shí)經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)能力的影響

實(shí)驗(yàn)1 初步回答了本文的研究問題1,即旁觀者對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因是否對(duì)聲譽(yù)的兩個(gè)維度具有不同影響,實(shí)驗(yàn)2 一方面進(jìn)一步拓展了研究問題1,即旁觀者依據(jù)什么線索來(lái)對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)進(jìn)行歸因。結(jié)果發(fā)現(xiàn),懲罰者本人的合作水平是他人進(jìn)行動(dòng)機(jī)歸因的一種重要線索：懲罰者的高合作水平使得旁觀者傾向于將其懲罰動(dòng)機(jī)歸因?yàn)殛P(guān)注集體利益,而低合作水平則是懲罰者關(guān)注私利的一個(gè)信號(hào)。實(shí)驗(yàn)1表明,懲罰總體上降低懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)而提高其能力評(píng)價(jià),被歸因?yàn)榧w聚焦的懲罰能顯著降低對(duì)溫暖的負(fù)面作用并進(jìn)一步提高對(duì)能力的正面作用。在實(shí)驗(yàn)2 中,我們也觀察到了類似的結(jié)果：高合作懲罰者做出的社會(huì)懲罰并不影響其溫暖評(píng)價(jià),但提升了其能力評(píng)價(jià)。

另一方面,實(shí)驗(yàn)2 的結(jié)果也部分地回答了研究問題 3：不同形式的懲罰對(duì)聲譽(yù)是否具有不同影響？實(shí)驗(yàn)2 的結(jié)果表明回答是肯定的：經(jīng)濟(jì)懲罰不顯著影響能力評(píng)價(jià),但降低溫暖評(píng)價(jià); 而社會(huì)懲罰不顯著影響溫暖評(píng)價(jià),但提升能力評(píng)價(jià)。此外,對(duì)社會(huì)懲罰和經(jīng)濟(jì)懲罰的交互分析支持了現(xiàn)有文獻(xiàn)的一個(gè)結(jié)論,即經(jīng)濟(jì)懲罰經(jīng)常產(chǎn)生副作用(陳思靜,朱玥,2020; Houser et al.,2008),尤其在個(gè)體具備其他選項(xiàng)時(shí)(謝東杰,蘇彥捷,2019)。在實(shí)驗(yàn)2 中,經(jīng)濟(jì)懲罰的副作用主要表現(xiàn)為無(wú)論個(gè)體是否做出社會(huì)懲罰,經(jīng)濟(jì)懲罰都降低了溫暖評(píng)價(jià),這可能是因?yàn)樯鐣?huì)懲罰被認(rèn)為是維護(hù)社會(huì)規(guī)范的更好選項(xiàng)(崔麗瑩 等,2017)。在存在社會(huì)懲罰這個(gè)選項(xiàng)的情況下,被試仍然采用經(jīng)濟(jì)懲罰可能會(huì)被認(rèn)為是出于負(fù)面動(dòng)機(jī),如自利與惡意(Fehr & Rockenbach,2003),從而降低了懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)。能力維度上的情況有所不同,在社會(huì)懲罰缺席的情況下,經(jīng)濟(jì)懲罰提高了能力評(píng)價(jià),反之,則降低了能力評(píng)價(jià)。我們推測(cè)這和懲罰的效果與效率有關(guān)(Balliet et al.,2011)：懲罰效果指懲罰是否能提高合作水平,而懲罰效率是指扣除懲罰成本后懲罰是否能提高集體的凈收益。在缺乏社會(huì)懲罰的情況下,經(jīng)濟(jì)懲罰客觀上起到了向違規(guī)者提示社會(huì)規(guī)范的作用(無(wú)論其懲罰動(dòng)機(jī)如何),在一定程度上促進(jìn)了違規(guī)者(未來(lái)的)合作行為(Bicchieri et al.,2018; Chen et al.,2020),即從效果的角度來(lái)講,經(jīng)濟(jì)懲罰客觀上具有正面作用,因此提高了懲罰者的能力評(píng)價(jià); 相反,在社會(huì)懲罰已經(jīng)起到了提示社會(huì)規(guī)范的情況下,經(jīng)濟(jì)懲罰這方面的額外作用可能未必顯著,同時(shí),由于經(jīng)濟(jì)懲罰的成本較高,最終反而降低了集體的凈收益(Dreber et al.,2008),即從效率的角度來(lái)說(shuō),經(jīng)濟(jì)懲罰此時(shí)具有潛在的負(fù)面作用,從而降低了懲罰者的能力評(píng)價(jià)。

4 實(shí)驗(yàn)3：懲罰動(dòng)機(jī)與懲罰形式的交互作用

實(shí)驗(yàn)1 和2 基本回答了本文提出的三個(gè)研究問題,然而,為了進(jìn)一步考察本文主要變量之間的關(guān)系,我們尚需檢驗(yàn)對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因與懲罰形式間的交互機(jī)制,實(shí)驗(yàn)3 旨在解決這一問題。此外,前兩個(gè)實(shí)驗(yàn)已經(jīng)檢驗(yàn)了懲罰者在扮演其他角色時(shí)的表現(xiàn)對(duì)其聲譽(yù)的影響(實(shí)驗(yàn)1 顯示被試扮演接受者時(shí)的表現(xiàn)并不影響其作為懲罰者的聲譽(yù),而實(shí)驗(yàn)2表明被試扮演分配者時(shí)的表現(xiàn)顯著影響了其作為懲罰者的聲譽(yù)),在實(shí)驗(yàn)3 中,我們對(duì)經(jīng)典的獨(dú)裁者博弈范式進(jìn)行了適當(dāng)修改,我們不再檢驗(yàn)懲罰者的角色效應(yīng),而是集中探討懲罰形式與歸因之間的交互作用。最后,由于前兩個(gè)實(shí)驗(yàn)已經(jīng)考察了是否采取懲罰對(duì)聲譽(yù)的影響,實(shí)驗(yàn)3 不再設(shè)置“不懲罰”這一選項(xiàng)。

4.1 被試

我們通過(guò)軟件G*Power 3.1 來(lái)確定樣本量：取中等效應(yīng)量f2=0.15,顯著性水平α=0.05,需要119 名被試才能達(dá)到95% (1-β)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力,而實(shí)際共有120 名來(lái)自某高校非心理學(xué)專業(yè)本科生參加了實(shí)驗(yàn)3。被試平均年齡為21.20 ± 1.72 歲,女性占53.33%; 專業(yè)分布為：理工科 32.50%,社科類29.17%,人文學(xué)科20.83%,藝術(shù)類及其它17.50%。

4.2 設(shè)計(jì)與變量

實(shí)驗(yàn)3 為被試內(nèi)設(shè)計(jì)。自變量是懲罰形式(經(jīng)濟(jì)懲罰 vs.社會(huì)懲罰,操作定義同實(shí)驗(yàn)2)。因變量是懲罰者聲譽(yù)的兩個(gè)維度,調(diào)節(jié)變量是對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)的歸因。測(cè)量聲譽(yù)的量表同實(shí)驗(yàn)1; 測(cè)量歸因所使用的問題為：針對(duì)某成員的懲罰情況,我認(rèn)為他/她的這種表現(xiàn)是出于關(guān)心自我利益(自我聚焦)——關(guān)心集體利益(集體聚焦)。該問題為7 點(diǎn)計(jì)分,1 表示完全自我聚焦,7 表示完全集體聚焦。

4.3 程序

實(shí)驗(yàn)3 采用了帶有多名第三方的獨(dú)裁者博弈(Ouss & Peysakhovich,2015),即在每個(gè)小組除了1名分配者(角色A)和1 名接受者(角色B)外,有2 名第三方(角色C 和D)。博弈開始前,分配者、接受者和2 名第三方分別擁有10、0 和5 代幣的初始金額,分配者在自己與接受者之間自由分配這筆初始金額,接受者無(wú)權(quán)干預(yù),但2 名第三方均可對(duì)其認(rèn)為的不公平分配進(jìn)行懲罰,懲罰分經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰兩個(gè)水平。實(shí)驗(yàn)3 中所有被試均為旁觀者,不直接參與博弈,而是旁觀1 輪上述由4 名個(gè)體參與的獨(dú)裁者博弈,他們的任務(wù)是在上述博弈完成后,盡快計(jì)算出每個(gè)個(gè)體的最終收益。直接參與博弈的4 名個(gè)體實(shí)際上是實(shí)驗(yàn)者事前設(shè)定的程序。博弈開始后,所有被試看到的分配方案均為分配者將2 代幣(即初始金額的20%)分配給了接受者,并且第三方C 和第三方D 分別對(duì)分配者進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)懲罰和社會(huì)懲罰。接著,被試計(jì)算每個(gè)個(gè)體的收益,對(duì)分配者和2 名第三方1實(shí)驗(yàn)3 的主要目的在于考察旁觀者對(duì)懲罰者聲譽(yù)的評(píng)價(jià),但為了避免問題顯得過(guò)于具有誘導(dǎo)性,我們也要求被試評(píng)價(jià)分配者,但在后續(xù)統(tǒng)計(jì)分析中,我們主要關(guān)注被試對(duì)懲罰者的評(píng)價(jià)。進(jìn)行評(píng)價(jià),并對(duì)2 名第三方的懲罰動(dòng)機(jī)進(jìn)行歸因。

4.4 結(jié)果與討論

在實(shí)驗(yàn) 3 中,不同性別(F=1.09～1.47,p=0.23～0.30)和專業(yè)(F=1.38～1.42,p=0.238～0.740)下歸因、溫暖和能力三個(gè)主要變量的差異并不顯著。3 個(gè)變量的描述統(tǒng)計(jì)如表6 所示。

表6 變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)

以懲罰形式(經(jīng)濟(jì)懲罰=1,社會(huì)懲罰=0)為自變量、歸因?yàn)檎{(diào)節(jié)變量、溫暖為因變量做分層回歸檢驗(yàn)歸因的調(diào)節(jié)作用,結(jié)果如表7 所示。模型M1中懲罰形式(B=0.80,β=0.28,p＜0.001,95%CI=[0.45,1.14])和歸因(B=0.12,β=0.14,p=0.027,95% CI=[0.01,0.23])的主效應(yīng)都顯著,這說(shuō)明懲罰形式和歸因都能顯著影響被試對(duì)懲罰者溫暖的評(píng)價(jià)。模型M2懲罰形式與歸因的交互作用也顯著(B=-0.30,β=-0.47,p=0.005,95% CI=[-0.52,-0.09]),加入交互項(xiàng)后R2變化量顯著增加,可以解釋溫暖變異量的3%。交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù),這說(shuō)明隨著被試將懲罰歸因?yàn)榧w聚焦的傾向越來(lái)越強(qiáng),懲罰形式對(duì)溫暖的影響逐漸變小。為了更清晰地顯示歸因的調(diào)節(jié)作用,用Johnson-Neyman 法進(jìn)一步量化分析歸因?qū)土P形式與溫暖關(guān)系的影響,并檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著區(qū),結(jié)果如圖7 所示。

通過(guò)圖7 可以看出,當(dāng)歸因低于4.89 時(shí),懲罰形式影響溫暖的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點(diǎn)以上,這說(shuō)明懲罰形式對(duì)溫暖有顯著影響,相對(duì)于經(jīng)濟(jì)懲罰,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰個(gè)體的溫暖評(píng)價(jià)更高; 而當(dāng)歸因大于4.89 時(shí),置信區(qū)間包含0 點(diǎn),此時(shí)懲罰形式對(duì)溫暖的影響不顯著,被試對(duì)做出兩種懲罰個(gè)體的溫暖評(píng)價(jià)無(wú)顯著差別。上述結(jié)果表明懲罰形式對(duì)溫暖的影響是有條件的：當(dāng)被試將懲罰歸因?yàn)樽晕揖劢箷r(shí),會(huì)對(duì)做出經(jīng)濟(jì)懲罰的個(gè)體更低的溫暖評(píng)價(jià); 當(dāng)被試將懲罰歸因?yàn)榧w聚焦時(shí),對(duì)兩種懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)無(wú)顯著差異。

進(jìn)一步以懲罰形式(經(jīng)濟(jì)懲罰=1,社會(huì)懲罰=0)為自變量、歸因?yàn)檎{(diào)節(jié)變量、能力為因變量做分層回歸檢驗(yàn)歸因的調(diào)節(jié)作用,結(jié)果如表8 所示。模型M1中懲罰形式(B=0.70,β=0.22,p＜0.001,95%CI=[0.31,1.10])和歸因(B=0.26,β=0.25,p＜0.001,95% CI=[0.13,0.38])的主效應(yīng)都顯著,這說(shuō)明懲罰形式和歸因都能顯著影響被試對(duì)懲罰者能力的評(píng)價(jià)。模型M2懲罰形式與歸因的交互作用也顯著(B=0.51,β=0.69,p＜0.001,95% CI=[0.28,0.75]),加入交互項(xiàng)后R2變化量顯著增加,可以解釋能力變異量的6%。交互項(xiàng)的系數(shù)為正,這表明隨著被試將懲罰歸因?yàn)榧w聚焦的傾向越來(lái)越強(qiáng),懲罰形式對(duì)能力的影響逐漸變大。為了更清晰地顯示歸因的調(diào)節(jié)作用,用Johnson-Neyman 法進(jìn)一步量化分析歸因?qū)土P形式與能力關(guān)系的影響,并檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著區(qū),結(jié)果如圖8 所示。

通過(guò)圖8 可以看出,當(dāng)歸因大于3.29 時(shí),懲罰形式影響能力的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點(diǎn)以上,這說(shuō)明懲罰形式對(duì)能力有顯著影響,也就是說(shuō),在這種情況下相對(duì)于經(jīng)濟(jì)懲罰,被試對(duì)做出社會(huì)懲罰的個(gè)體的能力評(píng)價(jià)更高; 而當(dāng)歸因小于3.29 時(shí),置信區(qū)間包含0 點(diǎn),此時(shí)懲罰形式對(duì)能力的影響不顯著,被試對(duì)做出兩種懲罰的個(gè)體的能力評(píng)價(jià)無(wú)顯著差別。上述結(jié)果表明懲罰形式對(duì)能力的影響是有條件的：當(dāng)被試將懲罰歸因?yàn)榧w聚焦時(shí),會(huì)對(duì)做出社會(huì)懲罰的個(gè)體更高的能力評(píng)價(jià); 當(dāng)被試將懲罰歸因?yàn)樽晕揖劢箷r(shí),對(duì)兩種懲罰者的能力評(píng)價(jià)無(wú)顯著差異。

表7 層次回歸對(duì)主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)(溫暖維度)

圖7 歸因?qū)土P形式和溫暖關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

盡管經(jīng)濟(jì)懲罰目前仍然是有關(guān)第三方懲罰實(shí)驗(yàn)室研究的主流范式,但近年來(lái)也有學(xué)者開始探討社會(huì)懲罰在合作中的作用機(jī)制(Noussair & Tucker,2005)。Nelissen 和Mulder (2013)比較了社會(huì)懲罰和經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)合作的促進(jìn)作用,并發(fā)現(xiàn)前者的效果更為顯著,而Wu 等(2016)也注意到,相較于經(jīng)濟(jì)懲罰,社會(huì)懲罰不僅更有效地促進(jìn)了個(gè)體間的合作,還提升了集體的最終凈收益。實(shí)驗(yàn)3 比較了兩種懲罰形式對(duì)聲譽(yù)的影響,并發(fā)現(xiàn)社會(huì)懲罰在一定程度上優(yōu)于經(jīng)濟(jì)懲罰的效應(yīng)同樣體現(xiàn)在了懲罰者的聲譽(yù)上：當(dāng)懲罰動(dòng)機(jī)被歸因?yàn)閭€(gè)體聚焦時(shí),經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)溫暖的負(fù)面作用顯著高于社會(huì)懲罰,而當(dāng)懲罰動(dòng)機(jī)被歸因?yàn)榧w聚焦時(shí),社會(huì)懲罰對(duì)能力的正面作用顯著高于經(jīng)濟(jì)懲罰。先前有關(guān)懲罰者聲譽(yù)的研究多基于經(jīng)濟(jì)懲罰(e.g.,Barclay,2006; Hardy & van Vugt,2006; Kiyonari & Barclay,2008),本研究的結(jié)果意味著引入不同的懲罰形式會(huì)為懲罰者的聲譽(yù)研究提供新的思路。此外,和前兩個(gè)實(shí)驗(yàn)相比,實(shí)驗(yàn)3 的被試并不直接參與博弈,因此不存在角色效應(yīng)(被試在扮演分配者或接受者時(shí)的表現(xiàn)對(duì)其作為懲罰者的聲譽(yù)的影響),但總體上我們?nèi)匀坏玫搅讼嗨频膶?shí)驗(yàn)結(jié)果,這在一定程度上說(shuō)明本文的結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

表8 層次回歸對(duì)主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)(能力維度)

圖8 歸因?qū)土P形式和能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

5 總討論

在二階社會(huì)兩難問題中,第三方懲罰本身亦是一種公共物品(Colman,2006; Hauert et al.,2007),而這種公共物品的提供者——懲罰者——是如何產(chǎn)生并在演化中得到選擇是研究者所面對(duì)的難題之一。一種較為直觀的回答是第三方懲罰能為懲罰者帶來(lái)積極的聲譽(yù)以及由此產(chǎn)生的額外收益,從長(zhǎng)期來(lái)看這部分收益能抵消懲罰成本(Barclay,2006;Barclay & Kiyonari,2014),從而為懲罰者帶來(lái)演化優(yōu)勢(shì)。上述理論的前提條件是第三方懲罰所帶來(lái)的聲譽(yù)是積極的,但現(xiàn)有文獻(xiàn)表明這一預(yù)設(shè)未必成立(de Kwaadsteniet et al.,2019; Ozono & Watabe,2012),本文從聲譽(yù)的雙維度、懲罰動(dòng)機(jī)和懲罰形式入手進(jìn)一步探討了上述現(xiàn)象的心理機(jī)制,從以下方面推進(jìn)了我們對(duì)懲罰者聲譽(yù)機(jī)制的理解。

第一,以往研究?jī)A向于將聲譽(yù)看作是單維度變量(de Kwaadsteniet et al.,2019),懲罰行為對(duì)聲譽(yù)的影響往往是單向的,要么是正面的(Barclay,2006;Barclay & Kiyonari,2014),要么是負(fù)面的(Ozono &Watabe,2012)。本研究基于Fiske 等(2007)的理論將聲譽(yù)劃分成溫暖和能力兩個(gè)維度,結(jié)果表明,懲罰行為對(duì)這兩個(gè)維度的影響方向是相反的,具體而言,懲罰降低懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)而提升其能力評(píng)價(jià),用中國(guó)古典文獻(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)區(qū)分,懲罰者似乎更接近智者而非仁者。這意味著,如果未來(lái)研究者試圖用聲譽(yù)來(lái)解釋第三方懲罰的演化機(jī)制時(shí),就必須將這兩者區(qū)分開,換言之,在不同情境下,第三方懲罰會(huì)為懲罰者帶來(lái)截然不同的后果。假設(shè)某個(gè)群體因遭遇危機(jī)而偏好能力突出的成員,那么在這種情況下懲罰者有機(jī)會(huì)獲得更高的權(quán)力或社會(huì)地位(Gross et al.,2016),因?yàn)樵?jīng)的懲罰行為導(dǎo)致其具有較高的能力評(píng)價(jià); 而如果種種原因?qū)е氯后w更偏好友善溫和的成員,那么在這種情況下懲罰者可能將因?yàn)閼土P行為而面對(duì)不利后果,如遭到排斥或降低得到他人幫助的概率,因?yàn)槠漭^低的溫暖評(píng)價(jià)意味著懲罰者不受人喜歡(Geiger & Swim,2016)。簡(jiǎn)言之,聲譽(yù)機(jī)制只能部分地解釋懲罰者在特定情形下的選擇優(yōu)勢(shì),因此必定存在其他有助于懲罰者在演化中得到選擇的機(jī)制(Dreber et al.,2008)。探討這些潛在機(jī)制是未來(lái)研究的重要方向之一。

第二,受經(jīng)濟(jì)學(xué)和生物學(xué)等學(xué)科的影響,在有關(guān)第三方懲罰的文獻(xiàn)中動(dòng)機(jī)在很大程度上被忽視了,而第三方懲罰對(duì)懲罰者聲譽(yù)的影響被簡(jiǎn)單理解為類似于“刺激-反應(yīng)”的行為主義模式：懲罰直接引發(fā)了他人或正面或負(fù)面的評(píng)價(jià),而無(wú)需考慮驅(qū)動(dòng)懲罰的主觀動(dòng)機(jī)。然而,生活經(jīng)驗(yàn)和心理學(xué)文獻(xiàn)指出,人際互動(dòng)在很大程度上依賴于人們對(duì)參與者行為動(dòng)機(jī)的推斷(Bigman & Tamir,2016)。通過(guò)引入動(dòng)機(jī)視角,本文證實(shí)了動(dòng)機(jī)歸因?qū)土P者聲譽(yù)的影響。具體而言,動(dòng)機(jī)被歸因?yàn)榧w聚焦的懲罰能減緩其對(duì)溫暖的負(fù)面作用而進(jìn)一步提升其對(duì)能力的正面影響,相反,動(dòng)機(jī)被歸因?yàn)樽晕揖劢沟膽土P進(jìn)一步降低了溫暖評(píng)價(jià)并失去了提升能力評(píng)價(jià)的積極功能。這一發(fā)現(xiàn)意味著在不同的動(dòng)機(jī)歸因下,同一懲罰行為對(duì)懲罰者的聲譽(yù)具有截然不同的影響,因此將懲罰動(dòng)機(jī)歸因納入相應(yīng)的研究中對(duì)于理解懲罰者的聲譽(yù)機(jī)制具有重要意義。同時(shí),這一結(jié)果也部分地說(shuō)明了為何聲譽(yù)機(jī)制無(wú)法充分解釋懲罰者的選擇優(yōu)勢(shì),陳思靜和楊莎莎(2020)對(duì)第三方懲罰動(dòng)機(jī)的分析顯示,懲罰者的行為在很大程度上是由自利的動(dòng)機(jī)所驅(qū)動(dòng),而這種自我聚焦的動(dòng)機(jī)反而會(huì)阻礙了懲罰者獲得良好的聲譽(yù)。

第三,Guala (2012)指出,真實(shí)生活中的第三方懲罰更多地表現(xiàn)為社會(huì)懲罰而非實(shí)驗(yàn)室環(huán)境中的經(jīng)濟(jì)懲罰,本研究通過(guò)引入懲罰的不同形式并檢驗(yàn)其與懲罰動(dòng)機(jī)間的交互作用進(jìn)一步提高了社會(huì)懲罰這一概念的應(yīng)用范圍。先前有研究指出,在促進(jìn)合作與提高集體收益方面,社會(huì)懲罰比經(jīng)濟(jì)懲罰更有效(Nelissen & Mulder,2013; Wu et al,2016)。本研究的結(jié)果顯示,這種效應(yīng)同樣存在于懲罰者的聲譽(yù)中：經(jīng)濟(jì)懲罰總體上降低了懲罰者的聲譽(yù)而社會(huì)懲罰總體上提升了懲罰者的聲譽(yù),而懲罰動(dòng)機(jī)歸因往往擴(kuò)大了兩種懲罰形式對(duì)聲譽(yù)的影響：自我聚焦的歸因進(jìn)一步放大了經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)溫暖的負(fù)面作用,而集體聚焦的歸因則進(jìn)一步提高了社會(huì)懲罰對(duì)能力的正面作用。此外,就兩種懲罰形式的交互作用而言,我們發(fā)現(xiàn),當(dāng)存在社會(huì)懲罰這個(gè)選項(xiàng)時(shí),經(jīng)濟(jì)懲罰總是降低懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)而無(wú)論個(gè)體是否做出社會(huì)懲罰,而在能力維度上,單獨(dú)的經(jīng)濟(jì)懲罰可提高懲罰者的聲譽(yù),但雙管齊下反而對(duì)聲譽(yù)造成了負(fù)面影響。這意味著,懲罰作為維護(hù)社會(huì)規(guī)范的一種手段并非多多益善,這一方面呼應(yīng)了眾多學(xué)者所提及的懲罰的潛在負(fù)面作用(陳思靜 等,2020;Fehr & Williams,2018),另一方面對(duì)政策制定者也具有一定的實(shí)際參考意義,過(guò)量實(shí)施懲罰反而可能降低了懲罰者的聲譽(yù)并損失了社會(huì)的運(yùn)行效率。

第四,本研究的另一理論意義在于初步探索了個(gè)體對(duì)懲罰動(dòng)機(jī)進(jìn)行歸因的線索。正如Kiyonari 和Barclay (2008)指出,現(xiàn)實(shí)生活中人們很難完整地追蹤懲罰行為的前因后果,因此,有理由認(rèn)為人們總是依據(jù)有限的線索來(lái)推測(cè)懲罰者的動(dòng)機(jī)。本研究的結(jié)果初步表明,懲罰者的合作水平在一定程度上起到了線索的作用,即高合作水平意味著該個(gè)體的懲罰動(dòng)機(jī)是出于維護(hù)集體利益。此外,先前有文獻(xiàn)認(rèn)為社會(huì)懲罰通常對(duì)合作總是具有積極的促進(jìn)作用(崔麗瑩 等,2017; Nelissen & Mulder,2013),本研究的結(jié)果表明,這可能是因?yàn)樵谙惹把芯恐?不存在其他的信號(hào)機(jī)制,因此社會(huì)懲罰總是被認(rèn)為出于良善的動(dòng)機(jī),但當(dāng)社會(huì)懲罰與其他的信號(hào)之間存在明顯矛盾時(shí)(如懲罰者較低的合作水平),社會(huì)懲罰同樣會(huì)對(duì)聲譽(yù)會(huì)造成負(fù)面影響,如降低了懲罰者的溫暖評(píng)價(jià)。這使得我們有理由懷疑,在這種情況下,社會(huì)懲罰是否對(duì)合作依然有積極的促進(jìn)作用。該發(fā)現(xiàn)的意義在于,懲罰行為對(duì)聲譽(yù)或合作的影響并不是存在真空之中,恰恰相反,它根植于懲罰者的種種行為,包括懲罰行為和非懲罰行為,而在后一類型中,某些行為(如合作)會(huì)被其他個(gè)體當(dāng)作推斷懲罰動(dòng)機(jī)的信號(hào),而某些行為(如作為接受者的表現(xiàn))卻缺乏這種功能。在以往文獻(xiàn)中,我們注意到大部分實(shí)驗(yàn)室研究為了得出更為明確的因果關(guān)系往往人為消除了這些線索,本研究的結(jié)果表明通過(guò)類似方式得到的結(jié)論可能存在一定的片面性。未來(lái)研究可從兩個(gè)方面來(lái)改進(jìn)研究設(shè)計(jì)：1)將相應(yīng)的信號(hào)線索納入到研究中,并考察這些線索對(duì)懲罰的影響; 2)檢驗(yàn)其他更多的信號(hào)線索以及不同線索間的交互作用。

最后,盡管本文得到了若干有意義的結(jié)果,但作為一個(gè)探討懲罰動(dòng)機(jī)、懲罰形式與懲罰者聲譽(yù)不同維度間關(guān)系的探索性研究,本文尚有種種不足之處。首先,就懲罰形式而言,一個(gè)值得進(jìn)一步討論的問題是經(jīng)濟(jì)懲罰與社會(huì)懲罰之間的換算關(guān)系,換言之,多少單位經(jīng)濟(jì)懲罰的強(qiáng)度可被認(rèn)為等同于相應(yīng)單位的社會(huì)懲罰。如能解決上述問題,那么我們可在控制懲罰強(qiáng)度的基礎(chǔ)上進(jìn)一步比較兩種懲罰形式的影響,這樣做無(wú)疑會(huì)極大提高研究結(jié)論的說(shuō)服力。其次,本文雖然初步探討了合作作為歸因線索的作用,但顯而易見的是,現(xiàn)實(shí)生活中暗示懲罰動(dòng)機(jī)的線索肯定要豐富得多,因此,除了懲罰者的合作水平外,我們尚需進(jìn)一步探索其他線索以及不同線索間的交互作用,但限于研究技術(shù)與文章篇幅,我們未能對(duì)此做出進(jìn)一步的分析。最后,在實(shí)驗(yàn)1和2 中,評(píng)價(jià)者直接參與了與懲罰者的互動(dòng),而在實(shí)驗(yàn)3 中評(píng)價(jià)者并未與懲罰者有直接互動(dòng),只是作為旁觀者參與了博弈,這分別對(duì)應(yīng)了現(xiàn)實(shí)生活中的兩種典型情境(即評(píng)價(jià)者是否直接參與了他/她所評(píng)價(jià)的事件),但我們未能直接比較兩種條件對(duì)懲罰者聲譽(yù)的影響,未來(lái)研究可進(jìn)一步探討評(píng)價(jià)者是否參與博弈的影響,這一點(diǎn)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義,因?yàn)楫?dāng)我們?cè)谡鎸?shí)生活中扮演評(píng)價(jià)者時(shí),我們有可能直接參與了該事件,更有可能只是一個(gè)旁觀者。