李惠娟 陳亞楠 邢小莉

（河南大學(xué)心理與行為研究所，開封 475004）

1 引言

第三方懲罰（third-party punishment，TPP）是指未受到不公正事件損害的第三方為了維護(hù)公正，通過付出一定的代價(jià)對(duì)違規(guī)者實(shí)施懲罰的現(xiàn)象（Fehr＆Fischbacher，2004；謝 東杰，蘇 彥 捷，2019）。第三方懲罰被認(rèn)為是群體合作的驅(qū)動(dòng)力（Fowler，2005），對(duì)維護(hù)社會(huì)規(guī)范、促進(jìn)群體合作、抑制自私行為、維持社會(huì)公平正義具有至關(guān)重要的作用（Chen et al.，2020；Ernst et al.，2002；Fehr＆Schurtenberger，2018；Fowler，2005；Nakashima et al.，2017；陳思靜 等，2021）。當(dāng)前關(guān)于第三方懲罰的研究許多都是利用經(jīng)濟(jì)游戲來創(chuàng)造公平規(guī)范違反的背景下進(jìn)行的，但是，除了經(jīng)濟(jì)上的不公平，在現(xiàn)實(shí)情景中還存在其他違反社會(huì)規(guī)范的情境，如欺壓弱小、家庭暴力、肇事逃逸、故意傷害等，這些事件給受害者帶來極大的痛苦，給社會(huì)造成不良的影響，但針對(duì)這些情境所引發(fā)的第三方懲罰的研究還不足。因此，本研究將進(jìn)一步考察在真實(shí)的違反社會(huì)規(guī)范情境中，不公正行為對(duì)第三方懲罰的影響。

第三方懲罰雖然被稱為利他主義懲罰（Raihani＆Bshary，2015），但是，其違反了經(jīng)濟(jì)學(xué)中“理性人”假說，被看作是“損人不利己”的行為 （Jordan et al.，2016；Raihani＆Bshary，2015；蘇 彥 捷等，2019），Darley和Pittman（2003）認(rèn)為第三方懲罰的發(fā)生需要情緒作為驅(qū)動(dòng)力。DeScioli和Kurzban（2009）認(rèn)為，對(duì)受害者的同情是引發(fā)第三方懲罰的一個(gè)重要的情緒因素。同情是一種獨(dú)特的情緒體驗(yàn)，這種情緒體驗(yàn)會(huì)促使觀察者對(duì)那些弱勢(shì)和承受苦難的人產(chǎn)生合作和保護(hù)行為。同情產(chǎn)生于減輕他人痛苦的動(dòng)機(jī)，被視為道德情緒，通常會(huì)導(dǎo)致親社會(huì)行為（Cameron＆Payne，2012）。例如，同情會(huì)幫助和支持需要幫助的兒童、遭受災(zāi)難或人身傷害的人，以及無家可歸的人（Crocker et al.，2017）。當(dāng)前，同情與第三方懲罰的關(guān)系結(jié)果存在不一致。一些研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)谌郊瓤梢浴皫椭芎φ摺币部梢浴皯土P違規(guī)者”時(shí)，高同情者更愿意選擇幫助受害者，而低同情者則更愿意選擇懲罰違規(guī)者（Leliveld et al.，2012；Yang et al.，2018）；有研究發(fā)現(xiàn)同情與幫助受害者和懲罰違規(guī)者之間不存在相關(guān)關(guān)系（Liu et al.，2017）；而另一些研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的同情的得分與第三方懲罰呈顯著正相關(guān)（Lu＆McKeown，2018）。Pfattheicher等人（2019）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)無法直接幫助受害者時(shí)，同情會(huì)擴(kuò)大對(duì)第三方的懲罰傾向。朱曉宇（2020）研究也發(fā)現(xiàn)，與低同情者相比，高同情者投入的第三方懲罰的代幣數(shù)和金額數(shù)顯著更高。這些不一致的結(jié)果，一方面可能是因?yàn)橥橹赶蚴芎φ撸―arley，2009），其核心主題是被他人痛苦所觸動(dòng)并回應(yīng)所引起關(guān)注的情緒（Goetz et al.，2010；Keller＆Pfattheicher，2013），所以與“懲罰規(guī)則者相比”，高同情者會(huì)更多選擇“幫助受害者”，而當(dāng)不能直接給予受害者幫助時(shí)，同情會(huì)擴(kuò)大第三方懲罰；另一方面可能與造成受害者痛苦的不公正程度有關(guān)，因?yàn)橥閷?duì)不公正行為所造成的痛苦具有特定的敏感性 （Goetz et al.，2010；Keller＆Pfattheicher，2013），當(dāng)高同情者觀察到不公正的痛苦時(shí)，他們會(huì)“道德化”該事件，然后加深對(duì)該事件的道德關(guān)注（Horberg et al.，2011），進(jìn)而采取行動(dòng)以重建正義和道德。Pfattheicher等人（2019）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)對(duì)受害者的傷害是由高不公正行為引起時(shí)，同情會(huì)強(qiáng)化第三方懲罰，但當(dāng)傷害由低不公正行為引起時(shí)，即使高同情狀態(tài)下，第三方懲罰傾向也很低；朱曉宇（2020）則發(fā)現(xiàn)，只有在中度不公平情境和中低度懲罰成本下，同情會(huì)增加第三方懲罰。因此，有必要進(jìn)一步考察在不能直接幫助受害者時(shí)，同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰的影響。

研究者發(fā)現(xiàn)，同情可能會(huì)增加憤怒情緒（Antonetti＆Maklan，2017；Condon＆DeSteno，2017）?？赡苡捎谕槭箓€(gè)體對(duì)受害者更加關(guān)注，進(jìn)而對(duì)受害者遭受的不公正傷害感受更深刻，會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)烈的道德憤怒（Rothschild＆Keefer，2018），而道德憤怒是一種“公正”的道德情感（Hechler＆Kessler，2018）。道德憤怒被定義為道德標(biāo)準(zhǔn)（通常是公正或正義的標(biāo)準(zhǔn)）被破壞時(shí)引起的憤怒情緒（Baston et al.，2007；Mikula et al.，2016），是人們?yōu)榛謴?fù)道德和正義的動(dòng)機(jī)而產(chǎn)生的（Haidt，2003）。根據(jù)公正懲罰理論，針對(duì)犯罪者的懲罰應(yīng)與其道德違法行為的強(qiáng)度成正比（Von Hirsch，1976），行為的道德錯(cuò)誤越多，引發(fā)的道德憤怒就越多，對(duì)犯錯(cuò)者 的 懲 罰 傾 向 就 越 強(qiáng) （Carlsmith et al.，2002；Fetchenhauer＆Huang，2004）。當(dāng)看到他人受到不必要的傷害時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)憤怒，又被稱為共情憤怒，這種憤怒會(huì)激發(fā)個(gè)體懲罰那些造成痛苦的人的動(dòng)機(jī)（Batson，2009；Batson et al.，2007；Hoffman，2000；Vitaglione＆Barnett，2003）。Pfattheicher等人（2019）研究證實(shí)，在高不公正條件下，同情擴(kuò)大了對(duì)違規(guī)者的第三方懲罰，且道德憤怒在其中起著中介作用，這是因?yàn)橥闀?huì)引起個(gè)體對(duì)不公正行為造成他人痛苦的敏感性（Bekkers＆Ottoni-Wilhelm，2016），同時(shí)會(huì)將關(guān)注對(duì)象的不公正傷害感受更深刻，會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)烈的道德憤怒 （Rothschild＆Keefer，2018），為了重建正義，道德憤怒又增加了對(duì)違規(guī)者的第三方懲罰。但是當(dāng)情境的不公正程度很低時(shí)，同情不會(huì)增強(qiáng)個(gè)體對(duì)不公正行為的感知（Batson et al.，2007；Pfattheicher et al.，2019），也不會(huì)導(dǎo)致道德上的憤怒，更不會(huì)助長(zhǎng)第三方懲罰。只有在中度不公平情境和低度懲罰成本下，同情會(huì)通過道德憤怒增加第三方懲罰（朱曉宇，2020）。因此，有必要設(shè)置不同的不公正行為和社會(huì)違反情景，進(jìn)一步考察在不能直接幫助受害者時(shí)，道德憤怒在同情和第三方懲罰之間是否存在中介作用。

人與動(dòng)物的關(guān)系是人與自然關(guān)系的重要方面，然而，近年來虐殺動(dòng)物事件呈激增趨勢(shì)，且手段極其惡劣，還形成了黑色產(chǎn)業(yè)鏈，嚴(yán)重影響了人與自然的和諧發(fā)展。徐賁（2012）指出，關(guān)系越遙遠(yuǎn)，同情心就越冷淡，許多人對(duì)動(dòng)物所遭受的“遙遠(yuǎn)”不幸的無視，往往是缺乏同情。相反，美國(guó)研究者請(qǐng)240位被試閱讀一起殘酷的斗毆事件，被毆打的對(duì)象分別是幼兒、成人、幼犬和老狗，研究發(fā)現(xiàn)，最能贏得同情心的角色依次是嬰兒、幼犬、老狗和成人（徐知乾，2014），這表明，受虐動(dòng)物可以引起人們的同情。因此，本研究將進(jìn)一步考察在動(dòng)物虐待情境中是否會(huì)誘發(fā)人們的同情心，是否也受不公正程度和道德憤怒的影響。

本研究擬以漢族大學(xué)生為被試，通過三個(gè)研究考察同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰的影響及道德憤怒的中介作用。其中研究1采用由于不公正行為造成傷害的真實(shí)的社會(huì)熱點(diǎn)事件，考察同情對(duì)第三方懲罰的影響；研究2操縱同情和不公正程度，考察同情對(duì)第三方懲罰的影響及道德憤怒的中介作用；研究3操縱同情和不公正程度，考察在動(dòng)物虐待情境中同情對(duì)第三方懲罰的影響及道德憤怒的中介作用。

2 研究1同情對(duì)第三方懲罰的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

使用GPower3.1（Faul et al.，2009）對(duì)雙尾測(cè)進(jìn)行相關(guān)的先驗(yàn)分析，在效應(yīng)量為0.25，α值為0.05，Power值為0.95時(shí)，至少所需總樣本量120。本研究選取176名被試（年齡18歲至24歲，平均年齡為20.32），61名男性，115名女性。所有被試均為自愿參與，身心健康，視力或矯正視力正常。本研究由河南省心理與行為重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

2.1.2 材料

材料是選自近幾年微博上的10個(gè)由于不公正的行為而造成傷害的熱點(diǎn)事件，分別為毆打醫(yī)護(hù)人員、演員錄節(jié)目猝死、學(xué)霸弒母、產(chǎn)婦被逼跳樓、演員家暴、駕車肇事逃逸、殺妻騙保、不合格船只沉船、繼母虐女和保姆虐嬰。

同情問卷：根據(jù)Davis（1 983）的共情關(guān)注量表和Pfattheicher等人（2019）的研究，問卷包括三個(gè)題目，以毆打醫(yī)護(hù)人員事件為例，“我對(duì)被打的醫(yī)務(wù)人員感到同情”“我對(duì)被打醫(yī)務(wù)人員的遭遇感到震驚”“我關(guān)心被打的醫(yī)務(wù)人員的感受”，其余事件的同情題目相似，只是同情對(duì)象做相應(yīng)調(diào)整。每個(gè)題目均采用7分制的李克特量表（從強(qiáng)烈反對(duì)到強(qiáng)烈同意）。研究中十個(gè)事件的同情問卷的Cronbach’s a系數(shù)在0.78～0.96之間。

第三方懲罰問卷：參照Pfattheicher等人（2019）的研究，問卷包括三個(gè)題目，以毆打醫(yī)護(hù)人員事件為例，“我認(rèn)為應(yīng)該對(duì)潘某進(jìn)行懲罰”“我支持對(duì)潘某的懲罰”“如果可以，我將會(huì)懲罰潘某”，其余事件的第三方懲罰題目相似，只是懲罰對(duì)象做相應(yīng)調(diào)整。每個(gè)題目均采用7分制的李克特量表（從強(qiáng)烈反對(duì)到強(qiáng)烈同意）。研究中10個(gè)事件的第三方懲罰問卷的Cronbach’s a系數(shù)在0.88～0.98之間。

2.1.3 程序

通過問卷星平臺(tái)發(fā)布問卷并收集數(shù)據(jù)。首先，要求被試閱讀了解指導(dǎo)語并填寫人口學(xué)資料問卷；然后閱讀第一個(gè)事件的介紹內(nèi)容并依次完成對(duì)苦難者的同情問卷和對(duì)造成傷害者的第三方懲罰問卷；接著依次閱讀其它事件并完成其對(duì)應(yīng)的問卷（1 0個(gè)事件在不同被試之間隨機(jī)呈現(xiàn)）；最后，給予被試少量報(bào)酬。

2.2 結(jié)果分析

2.2.1 同情與第三方懲罰在不同事件間的差異

運(yùn)用單因素重復(fù)測(cè)量方差分析比較10個(gè)事件中對(duì)受害者同情評(píng)分和第三方懲罰評(píng)分的差異（見表1）。

當(dāng)同情為因變量時(shí)，10個(gè)事件中同情的差異顯著，F(xiàn)（9，1750）＝12.94，p＜0.001，ηp2＝0.062。多重比較分析表明：對(duì)繼母虐女和保姆虐嬰中受害者的同情最高；對(duì)殺妻騙保、不合格船只沉船和產(chǎn)婦被逼跳樓中受害者的同情次高；對(duì)被毆打的醫(yī)護(hù)人員的同情最低。對(duì)所有事件中的受害者同情由低到高分別為：毆打醫(yī)護(hù)人員、汽車肇事逃逸、演員家暴、學(xué)霸弒母、演員錄節(jié)目猝死、產(chǎn)婦被逼跳樓、不合格船只沉船、殺妻騙保、繼母虐女致傷和保姆虐嬰。

當(dāng)?shù)谌綉土P評(píng)分為因變量時(shí)，10個(gè)事件中第三方懲罰差異顯著，F(xiàn)（9，1750）＝18.70，p＜0.001，ηp2＝0.088。多重比較分析表明：對(duì)保姆虐嬰中的保姆的懲罰、殺妻騙保中的丈夫懲罰、對(duì)繼母虐女中的繼母懲罰最高，三者之間差異不顯著；對(duì)演員錄節(jié)目猝死和不合格船只沉船中的傷害者的懲罰次之；對(duì)毆打醫(yī)護(hù)人員的潘某懲罰最低。對(duì)所有事件中造成傷害者的懲罰由低到高分別為：毆打醫(yī)護(hù)人員、產(chǎn)婦被逼跳樓、演員錄節(jié)目猝死、不合格船只沉船、演員家暴、汽車肇事逃逸、學(xué)霸弒母、繼母虐女致傷、殺妻騙保和保姆虐嬰。

2.2.2 同情與第三方懲罰在不同事件間的相關(guān)

相關(guān)分析結(jié)果表明（見表1）：10個(gè)事件中對(duì)受害者的同情與對(duì)造成傷害者的第三方懲罰之間相關(guān)都極顯著。進(jìn)一步比較相關(guān)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)來說毆打醫(yī)護(hù)人員事件中兩個(gè)變量之間的相關(guān)最低，其次是沉船事件與產(chǎn)婦被逼跳樓事件，再其次是演員錄節(jié)目猝死事件和演員家暴事件，而殺妻騙保事件、繼母虐女事件和保姆虐嬰事件中二者的相關(guān)最高。

表1 同情和第三方懲罰在不同事件中的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和二者之間的相關(guān)系數(shù)

2.3 小結(jié)

研究1發(fā)現(xiàn)，受害者遭受的傷害程度越高，第三者的同情程度和第三方懲罰傾向越高，同情和懲罰的相關(guān)度也越高。即不公正程度越高，同情和第三方懲罰以及二者之間的相關(guān)程度越高。這一結(jié)果說明，不公正程度影響同情和第三方懲罰以及二者之間的相關(guān)性。

研究1證明同情和第三方懲罰具有相關(guān)性，且受不公平程度的影響，但不能確定同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰影響的因果關(guān)系。Pfattheicher等人（2019）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)傷害是由高不公正行為造成時(shí)，同情會(huì)加劇第三方懲罰傾向，且道德憤怒在其中起著中介作用；但是當(dāng)傷害是由低不公正行為造成時(shí)，即使高度同情狀態(tài)也不能擴(kuò)大第三方懲罰傾向；朱曉宇（2019）發(fā)現(xiàn)，只有在中度不公正情境和低度懲罰成本下，同情會(huì)擴(kuò)大第三方懲罰，且道德憤怒起著中介作用。因此，研究2將采用與Pfattheicher等人（2019）研究5相似的操縱，進(jìn)一步驗(yàn)證在不同的文化中是否存在一樣的效應(yīng)。此外，研究2采用辣醬任務(wù)范式（McDermott，2009）進(jìn)一步考察同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰行為的影響。

3 研究2同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰的影響：道德憤怒的中介作用

3.1 方法

3.1.1 被試

使用G Power（Faul et al.，2009）對(duì)兩因素完全隨機(jī)方差分析的先驗(yàn)分析，在效應(yīng)量為0.20，α值為0.05，Power值為0.95時(shí)，至少所需總樣本量390。本研究的有效被試411名（1 8～24歲，年齡均值為20.75，其中98名男性）。被試其他要求與研究1相似。將被試隨機(jī)分配到4種處理中，其中低同情低不公正組112人，低同情高不公正組85人，高同情低不公正組115人，高同情高不公正組99人。

3.1.2 研究設(shè)計(jì)

采用2（同情程度：高vs.低）×2（公正程度：高不公正vs.低不公正）兩因素被試間設(shè)計(jì)。其中，同情程度和公正程度都是被試間變量，因變量為第三方懲罰的傾向評(píng)分和第三方懲罰行為（分配辣醬數(shù)量）。

3.1.3 材料

材料中的情景故事和操縱方法參照Pfattheicher等人（2019）的研究5改編而成，情景故事是老年人因?yàn)榧绨蛩す钦鄱弁措y受的自述故事。

同情操縱：首先采用同情操縱的標(biāo)準(zhǔn)程序（Batson et al.，1997；Batson et al.，2002；Pfattheicher et al.，2019）。被試被隨機(jī)分配到高低同情組。高同情組的被試閱讀促進(jìn)同情的說明；而低同情組的被試則閱讀不關(guān)注感受，保持客觀的說明。

不公正操縱：低不公正組閱讀傷害是無意行為造成的材料，高不公正組閱讀傷害是故意行為造成的材料。

同情問卷：類似研究1，本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.834。

道德憤怒問卷：三個(gè)項(xiàng)目分別為，“我對(duì)年輕人的行為感到生氣”“我對(duì)年輕人的行為感到憤怒”“我對(duì)年輕人的行為感到憤慨”。每個(gè)題目均采用7分制的李克特量表（從強(qiáng)烈反對(duì)到強(qiáng)烈同意），本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.954。

第三方懲罰傾向問卷：類似研究1，本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.957。

第三方懲罰行為：告知被試，上述事件中這個(gè)年輕人在生活習(xí)慣方面不愛吃辣椒。如果用辣椒醬（0～49克）作為懲罰，被試愿意為年輕人分____辣椒醬。

3.1.4 程序

通過問卷星平臺(tái)發(fā)布問卷并收集數(shù)據(jù)。首先要求被試閱讀指導(dǎo)語并填寫人口學(xué)資料，接著操縱被試的同情狀態(tài)，然后被試閱讀受害者痛苦的自述并完成同情狀態(tài)的操作性檢驗(yàn)，再操縱不公正程度，被試了解到受害者的痛苦是由于他人的不公正行為造成的，最后要求被試完成道德憤怒問卷和第三方懲罰問卷。所有問卷評(píng)估均采用李克特1～7分量表（從強(qiáng)烈反對(duì)到強(qiáng)烈同意）。被試完成所有的問卷后，在線獲得紅包報(bào)酬。

3.2 結(jié)果分析

3.2.1 同情操縱檢驗(yàn)

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析高低同情組對(duì)事件中受害者的同情差異，發(fā)現(xiàn)高同情組的同情（M＝5.21，SD＝1.10）顯著高于低同情組的同情（M＝4.64，SD＝1.23），t（409）＝-4.95，p＜0.001，Cohen’s d＝0.49，95%CI＝［-0.80，-0.34］，說明同情操縱有效。

3.2.2 主要結(jié)果的方差分析

采用2（同情程度：高vs.低）×2（公正程度：高不公正vs.低不公正）兩因素完全隨機(jī)方差分析，分別比較不同條件下被試的道德憤怒、第三方懲罰的差異（見表2）。

表2 不同條件下第三方懲罰的描述性統(tǒng)計(jì)

當(dāng)因變量為道德憤怒時(shí)，同情的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝16.73，p＜0.001，ηp2＝0.04，95%CI＝［0.29，0.83］，高同情組的道德憤怒顯著高于低同情組；公正程度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝257.18，p＜0.001，ηp2＝0.40，95%CI＝［2.01，2.55］，高不公正條件下的道德憤怒顯著高于低不公正條件；同情和公正的交互作用不顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝0.53，p＝0.466。

當(dāng)因變量為第三方懲罰傾向時(shí)，同情的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝14.05，p＜0.001，ηp2＝0.03，95%CI＝［0.24，0.76］，高同情組的第三方懲罰評(píng)分顯著高于低同情組；公正程度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝387.46，p＜0.001，ηp2＝0.49，95%CI＝［1.68，2.12］，高度不公正條件下的第三方懲罰評(píng)分顯著高于低不公正條件；同情和公正的交互作用不顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝0.73，p＝0.393。

當(dāng)因變量為第三方懲罰行為時(shí)，同情的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝10.52，p＝0.001，ηp2＝0.03，95%CI＝［2.15，8.75］，高同情組的第三方懲罰行為顯著高于低同情組；公正程度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝100.71，p＜0.001，ηp2＝0.20，95%CI＝［13.55，20.15］，高不公正條件下的第三方懲罰行為顯著高于低不公正條件；同情和公正的交互作用不顯著，F(xiàn)（1 ，407）＝0.07，p＝0.786。

3.2.3 道德憤怒在同情影響第三方懲罰的中介作用

對(duì)同情、道德憤怒、第三方懲罰意愿和第三方懲罰行為進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)兩兩之間相關(guān)顯著，結(jié)果見表3。

表3 不同條件下第三方懲罰的描述性統(tǒng)計(jì)

參照Hayes（2013）提出的Bootstrap方法進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（由于同情和不公正程度的交互作用不顯著，因此僅做中介效應(yīng)檢驗(yàn)），選擇模型4，樣本量5000，在95%置信區(qū)間下，以同情為自變量X，分別以第三方懲罰傾向和第三方懲罰行為為因變量Y，道德憤怒為中介變量M。偏差校正后的Bootstrap分析結(jié)果表明，中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒有包 含0。傾 向：Effect＝0.34，SE＝0.05，95%CI＝［0.25，0.43］；行為：Effect＝0.13，SE＝0.03，95%CI＝［0.09，0.19］。此外，控制了中介變量道德憤怒之后，自變量同情對(duì)因變量懲罰的直接效應(yīng)不顯著，區(qū)間包含0。傾向：Coeffect＝-0.04，SE＝0.02，95%CI＝［-0.08，0.01］；行為：Effect＝0.03，SE＝0.05，95%CI＝［-0.07，0.13］。結(jié)果說明，對(duì)事件中受害者的同情越高，激起的道德憤怒越強(qiáng)，對(duì)造成傷害者的第三方懲罰意愿和第三方懲罰行為也越強(qiáng)，見表4和圖1。

圖1 道德憤怒在同情和第三方懲罰中的中介效應(yīng)模型

表4 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析

此外，運(yùn)行Hayes（2013）提供的宏P(guān)ROCES-SEV3.5插件的模型8進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，增加不公正程度作為調(diào)節(jié)變量，只發(fā)現(xiàn)了不公正程度對(duì)道德憤怒和第三方懲罰調(diào)節(jié)的主效應(yīng)，但不存在調(diào)節(jié)的交互作用，這與方差分析結(jié)果一致，因此不再做詳細(xì)報(bào)告。

3.3 小結(jié)

研究2中方差分析結(jié)果表明，同情和不公正程度都顯著影響道德憤怒和第三方懲罰，同情和不公正程度的交互作用不顯著，但是不公正程度對(duì)道德憤怒和第三方懲罰的影響比同情程度更大。相關(guān)分析、中介分析和有調(diào)節(jié)的中介分析發(fā)現(xiàn)，同情、道德憤怒和第三方懲罰之間顯著相關(guān)，且在兩種不公正條件下都發(fā)現(xiàn)同情通過道德憤怒的完全中介作用影響第三方懲罰，且不公正程度強(qiáng)化了這一中介作用。

研究1和研究2中遭受痛苦的對(duì)象是人類，在動(dòng)物虐待情境中，是否也會(huì)引發(fā)個(gè)體的第三方懲罰，其作用機(jī)制如何，研究3將對(duì)這一問題進(jìn)行考察。

4 研究3對(duì)動(dòng)物同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰的影響：道德憤怒的中介作用

4.1 方法

4.1.1 被試

采用與研究2相同的GPower功效指標(biāo)。本研究的有效被試為428名（1 8～24歲，平均年齡為21.11歲，男性104名）。其他與研究1要求一致。將被試隨機(jī)分配到4種處理中，其中低同情低不公正組112人，低同情高不公正組93人，高同情低不公正組99人，高同情高不公正組124人。

4.1.2 研究設(shè)計(jì)

采用2（同情程度：高vs.低）×2（公正程度：高不公正vs.低不公正）兩因素被試間設(shè)計(jì)。其中，同情程度和公正程度都是被試間變量，因變量為第三方懲罰的傾向評(píng)分。

4.1.3 材料與程序

材料中的情景故事改編自微博上的澳洲鴕鳥遭受游客惡意虐待的故事。同情的操縱方法與研究2相似。

同情問卷：類似研究2，本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.775。

不公正操縱：類似研究2，只不過低不公正條件下游客對(duì)鴕鳥的傷害屬于過度防御行為，而高不公正條件下游客對(duì)鴕鳥的傷害則屬于惡意傷害行為。

道德憤怒問卷：類似研究2，本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.960。

第三方懲罰問卷：類似研究1，本研究中問卷的Cronbach’s a系數(shù)為0.858。

通過問卷星平臺(tái)發(fā)布問卷并收集數(shù)據(jù)，程序與研究2相似。

4.2 結(jié)果分析

4.2.1 同情操縱檢驗(yàn)

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析高低同情組對(duì)受害者的同情差異，發(fā)現(xiàn)高同情組的同情（M＝6.33，SD＝0.72）顯著高于低同情組的同情（M＝5.02，SD＝0.92），t（426）＝-16.31，p＜0.001，Cohen’s d＝1.59，95%CI＝［-1.47，-1.16］，說明同情操縱有效。

4.2.2 主要結(jié)果分析

采用2（同情程度：高vs.低）×2（公正性：高不公正vs.低不公正）兩因素完全隨機(jī)方差分析，分別比較不同條件下被試的道德憤怒和第三方懲罰的差異（見表5）。

表5 研究3中不同條件下第三方懲罰的描述性統(tǒng)計(jì)

當(dāng)因變量為道德憤怒時(shí)，同情的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝56.99，p＜0.001， ηp2＝0.12，95% CI＝［0.48，0.93］，高同情組的道德憤怒評(píng)分顯著高于低同情組；公正性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝224.91，p＜0.001，ηp2＝0.35，95%CI＝［1.68，2.12］，高不公正條件下的道德憤怒評(píng)分顯著高于低不公正條件。同情和公正的交互作用顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝6.39，p＝0.012，ηp2＝0.02。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明：在低不公正條件下，高同情組的道德憤怒顯著高于低同情組的道德憤怒，F(xiàn)（1 ，424）＝50.49，p＜0.001；在高不公正條件下，高同情組的道德憤怒顯著高于低同情組的道德憤怒，F(xiàn)（1 ，424）＝12.68，p＜0.001。

當(dāng)因變量為第三方懲罰時(shí)，同情的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝39.04，p＜0.001，ηp2＝0.084，95%CI＝［0.48，0.93］，高同情組的第三方懲罰評(píng)分顯著高于低同情組；公正性的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝283.92，p＜0.001，ηp2＝0.401，95%CI＝［1.68，2.12］，高不公正條件下的第三方懲罰評(píng)分顯著高于低不公正條件。同情和公正的交互作用顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝12.91，p＜0.001，ηp2＝0.030。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明：在低不公正條件下，高同情組的懲罰顯著高于低同情組的懲罰，F(xiàn)（1 ，424）＝48.16，p＜0.001；在高不公正條件下，不同同情條件下的第三方懲罰差異不顯著，F(xiàn)（1 ，424）＝3.58，p＝0.060。

4.2.3 道德憤怒在同情影響第三方懲罰的中介作用

誘發(fā)的同情、道德憤怒和第三方懲罰的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，兩兩之間相關(guān)極顯著，其中同情與道德憤怒之間相關(guān)系數(shù)為0.522；同情與第三方懲罰之間的相關(guān)系數(shù)為0.519；道德憤怒與第三方懲罰之間的相關(guān)系數(shù)為0.736。

然后，參照Hayes（2013）提出的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（由于同情和不公正程度的交互作用不顯著，因此，僅做中介效應(yīng)檢驗(yàn)），選擇模型4，樣本量5000，在95%置信區(qū)間下，以誘發(fā)的同情為自變量X，懲罰為因變量Y，道德憤怒為中介變量M。偏差校正后的Bootstrap分析結(jié)果表明，中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)不包含0，Effect＝0.33，SE＝0.04，95%CI＝［0.27，0.41］?？刂屏酥薪樽兞康赖聭嵟螅宰兞客閷?duì)因變量懲罰的直接效應(yīng)也不包含0，Effect＝-0.18，SE＝0.04，95%CI＝［0.11，0.26］。結(jié)果說明，對(duì)事件中受害者的同情越高，激起的道德憤怒越強(qiáng)，對(duì)受害者的第三方懲罰意愿也越強(qiáng)，見表6和圖2。

圖2 道德憤怒在同情動(dòng)物和第三方懲罰中的中介效應(yīng)模型

表6 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析

此外，運(yùn)行Hayes（2013）提供的宏P(guān)ROCESSEV3.5插件的模型8進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，增加不公正程度作為調(diào)節(jié)變量，只發(fā)現(xiàn)了不公正程度對(duì)道德憤怒和第三方懲罰調(diào)節(jié)的主效應(yīng)，但不存在調(diào)節(jié)的交互作用，因此也不再做詳細(xì)報(bào)告。

4.3 小結(jié)

研究3發(fā)現(xiàn)，對(duì)受虐動(dòng)物的同情也會(huì)增加道德憤怒和第三方懲罰，高不公正條件下道德憤怒和第三方懲罰顯著高于低不公正條件。同情和不公正程度的交互作用顯著：低不公正條件下，高同情組的道德憤怒和第三方懲罰顯著更高；而高不公正下，高同情組的道德憤怒顯著更高，但是第三方懲罰則與低同情組之間差異不顯著。研究3還發(fā)現(xiàn)，對(duì)動(dòng)物的同情與道德憤怒和第三方懲罰之間相關(guān)顯著，且在兩種不公正條件下都發(fā)現(xiàn)對(duì)動(dòng)物的同情通過道德憤怒的完全中介作用影響第三方懲罰，且不公正程度強(qiáng)化了這一中介作用。研究3進(jìn)一步證實(shí)，同情會(huì)放大道德憤怒，而道德憤怒反過來又會(huì)助長(zhǎng)第三方懲罰。

5 總討論

5.1 不公正程度影響第三方懲罰

研究1結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受害者遭受的傷害程度越高，即傷害行為的不公正程度越高，第三方懲罰的程度越高。研究2操縱了傷害者的行為意圖，以往研究表明，故意造成傷害的行為比無意造成傷害的行為的不 公 正 程 度 更 高 （Cushman，2008；Hechler＆Kessler，2018），結(jié)果依然發(fā)現(xiàn)，社會(huì)規(guī)范違反會(huì)激發(fā)第三方懲罰，且不公正程度越高，第三方懲罰越高。研究3以動(dòng)物遭受虐待為例，操縱傷害行為的意圖，結(jié)果發(fā)現(xiàn)惡意傷害比過度防衛(wèi)引發(fā)更大的第三方懲罰。結(jié)果說明，不公正行為會(huì)激發(fā)第三方懲罰，而與遭受不公正傷害的對(duì)象關(guān)系不大。三個(gè)研究的結(jié)果與以往關(guān)于不公平程度對(duì)第三方懲罰的影響一致。以往研究發(fā)現(xiàn)，在獨(dú)裁者博弈和囚徒困境博弈范式中，當(dāng)?shù)谌矫鎸?duì)不公平分配方案時(shí)，大多數(shù)第三方愿意付出代價(jià)懲罰違規(guī)者，并且相比于未做出公平分配的第三方，做出公平分配的第三方對(duì)違規(guī)者的懲罰力度更大（Fehr＆Fischbacher，2004；Fehr＆G?chter，2002）。這些結(jié)果說明，人們都有一種正義感，這種正義感會(huì)促使人們自愿付出代價(jià)以達(dá)到公平的分配結(jié)果（Nikiforakis＆Mitchell，2013）。研究1，2和3的結(jié)果進(jìn)一步證明了公正懲罰理論，該理論認(rèn)為個(gè)人應(yīng)該為他們的行為考慮后果，如果他們的行為違反了公正，他們應(yīng)該受到懲罰（Barton，2004），且針對(duì)罪犯的傷害應(yīng)該與道德侵犯的強(qiáng)度成正比（Von Hirsch，1976）。Carlsmith等（2002）指出，當(dāng)個(gè)體觀察到違反道德行為時(shí)，他們會(huì)遵循公正懲罰理論。

5.2 同情擴(kuò)大了由不公正行為激發(fā)的第三方懲罰

三個(gè)研究結(jié)果表明，在中國(guó)文化背景下，同情會(huì)擴(kuò)大第三方懲罰，這不僅是一種相關(guān)關(guān)系，更是一種因果關(guān)系，且不公正程度越高，同情對(duì)第三方懲罰的影響越大，這與Pfattheicher等人（2019）的研究結(jié)果一致。這些結(jié)果說明，不公正行為喚起了第三方對(duì)受害者的同情，進(jìn)而激活了個(gè)體的利他動(dòng)機(jī)和行為正義動(dòng)機(jī)（Batson et al.，1995），第三方在實(shí)施懲罰的過程中，同情在維護(hù)社會(huì)規(guī)范發(fā)揮的重要角色（Pfattheicher et al.，2019）。研究證明，同情是一種道德情感（Cameron＆Payne，2012；Haidt，2003；Zaki，2018），同情對(duì)負(fù)面的社會(huì)信息具有特定的敏感性，例如，那些對(duì)他人造成痛苦的不公正行為（Goetz et al.，2010）。當(dāng)富有同情心的個(gè)體觀察到不公正情形時(shí)，他們會(huì)將事件“道德化”，然后產(chǎn)生更強(qiáng)烈的道德關(guān)注（Horberg et al.，2011）。正是出于道德上的關(guān)注，富有同情心的個(gè)體會(huì)主動(dòng)采取行動(dòng)旨在重建正義。例如，幫助遭受痛苦的受害者（Goetz et al.，2010）， 懲 罰 社 會(huì) 規(guī) 范 違 反 者（Pfattheicher et al.，2019）。

5.3 道德憤怒可能在同情和第三方懲罰間發(fā)揮中介作用

研究2和3發(fā)現(xiàn)，同情和不公正程度都顯著影響道德憤怒和第三方懲罰，且在高不公正條件下，道德憤怒在同情和第三方懲罰之間起著完全或者不完全中介作用，結(jié)果可以用公正懲罰理論來解釋。根據(jù)公正懲罰理論，同情使個(gè)體對(duì)受害者遭受的不公正傷害感受更深刻，進(jìn)而產(chǎn)生了更多的道德憤怒（Rothschild＆Keefer，2018），道德憤怒激發(fā)了個(gè)體對(duì)傷害者的懲罰傾向（Batson et al.，2007；Batson，2009；Gummerum et al.，2016；Hoffman，2000；Pfattheicher et al.，2019），并做出更多的第三方懲罰行為（分配更多的辣醬）。

但是，研究2和3的結(jié)果表明，即使在低不公正的條件下，道德憤怒在同情和第三方懲罰之間也起著完全或者不完全中介作用。此外，同情和不公正程度的交互作用以及不公正程度的有調(diào)節(jié)的中介作用不顯著。結(jié)果與Pfattheicher等人（2019）的研究5中的結(jié)論不一致，他們只發(fā)現(xiàn)在高不公正條件下，同情擴(kuò)大了第三方懲罰，且道德憤怒在同情和第三方懲罰之間起著中介作用。其中與研究2不一致的原因可能是文化的差異造成的，古人云：“百善孝為先?！笨鬃诱f：“夫孝，德之本也?！泵献诱f：“老吾老，以及人之老?！敝袊?guó)文化強(qiáng)調(diào)尊老、敬老、愛老、助老。研究2中，在低不公正條件下，雖然因?yàn)槟贻p人的無意行為撞傷了老人，人們也會(huì)覺得年輕人的行為違背了中國(guó)傳統(tǒng)道德。與研究3不一致的原因可能是低不公正條件下對(duì)動(dòng)物的傷害雖然不是主動(dòng)造成的，但是防衛(wèi)過度也給動(dòng)物造成了傷害，不公正程度比正當(dāng)防衛(wèi)或無意傷害高，相當(dāng)于中度不公正情境。朱曉宇（2020）也發(fā)現(xiàn)在中度不公正情境下，同情會(huì)通過道德憤怒增加第三方懲罰一致。

5.4 研究的不足與展望

首先，本研究考察了同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰以及道德憤怒的中介作用，但是僅操縱了不公正程度、同情程度等變量，而對(duì)被試自身的同情、社會(huì)地位、認(rèn)知能力、自尊心、自我效能感等可能的影響因素操縱不足，也對(duì)受害者或傷害者自身的受害程度、社會(huì)地位、社會(huì)距離、人格類型等可能的影響因素操作不足。之后的研究可以針對(duì)進(jìn)行更深度的研究，充分考察各影響因素之間的關(guān)系。

其次，研究中情境事件主要是通過文字?jǐn)⑹鰜磉M(jìn)行的，且有的事件發(fā)生的時(shí)間比較早，被試得到的信息可能有限，情緒可能并未完全被觸發(fā)。之后的研究可以在事件發(fā)生的不同階段，考察人們的情緒是否會(huì)存在差異，以及第三方懲罰可能存在的差異。

再次，本研究主要考察的是不能直接幫助受害者時(shí)，同情對(duì)第三方懲罰的影響，以后的研究可以進(jìn)一步考察如果可以直接幫助受害者時(shí)，同情和不公正程度對(duì)第三方懲罰的影響。

本研究被試群體主要為大學(xué)生，被試選取比較單一，今后可以通過增加不同社會(huì)背景、社會(huì)地位、國(guó)家、民族等人群，使結(jié)果更具有可推廣性。

本研究主要采用問卷法和情境實(shí)驗(yàn)法進(jìn)行研究，收集的數(shù)據(jù)主要是情緒傾向、第三方懲罰傾向和第三方懲罰行為，但是尚不清楚人們的情緒激活和行為反應(yīng)的心理過程和神經(jīng)機(jī)制，以后可以結(jié)合生物電、腦電、近紅外成像和功能性核磁共振等技術(shù)手段進(jìn)行研究。

6 結(jié)論

（1 ）不公正程度影響第三方懲罰。

（2）在無法幫助受害者時(shí)，同情擴(kuò)大了由不公正行為激發(fā)的第三方懲罰。

（3）道德憤怒在同情和第三方懲罰間起部分或完全中介作用。