關(guān)鍵詞 公開情境 道德兩難 CNI模型

1 引言

在有他人在場的公共場合，人們會表現(xiàn)得更“道德”嗎？研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體處于有陌生第三方在場的公開情境時，會在經(jīng)濟(jì)游戲和慈善捐贈中表現(xiàn)得更為慷慨，并且更加遵守利他規(guī)范（Sj?stad，2019）。Zhang 等人（2021）利用囚徒困境范式，發(fā)現(xiàn)被試在共同決策階段比單獨(dú)決策時表現(xiàn)出更高的合作傾向。社會生活中，人們會多方面接收并主動加工具有社會意義的情境信息，以形成對待事物的態(tài)度和行為決策（Brandts et al.， 2015）?？梢?，在公開或多人決策情境下，個體會調(diào)整自身的態(tài)度、行為使其符合道德要求和社會規(guī)范（Anderssonet al.， 2020）。但也有研究表明，個體的助人傾向會隨著在場人數(shù)的增多而下降，當(dāng)有陌生他人在場時，個體面對緊急或非緊急事件的幫助意愿會降低（Hortensius amp; de Gelder， 2014）。因此，在公開情境下，個體社會決策傾向的改變方向并不明確。

以往關(guān)于道德判斷的研究大多是單人的實(shí)驗(yàn)室研究，但決策行為不僅會受到情緒、人格特質(zhì)等個體因素的影響（范寧等， 2022; Luke amp; Gawronski，2022），也會隨決策時所處的社會情境而變化，如單獨(dú)或多人情境、私人或公開情境、合作或競爭情境等（Andersson et al.， 2020; Sj?stad， 2019）。道德包含著源于群體共識的行為和態(tài)度，對于道德兩難困境的判斷本質(zhì)上是社會性的，它能夠傳達(dá)關(guān)于決策者的重要信息（Rom amp; Conway， 2018）。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)被試在社會背景之外獨(dú)自做道德判斷時，不會擔(dān)憂他人如何評判自己，并且會做出不那么極端的反應(yīng)（Rom amp; Conway， 2018）?，F(xiàn)實(shí)生活中，大部分道德場景都涉及陌生他人的存在或公開交流，所以基于個人視角的研究并不能準(zhǔn)確地反映道德判斷的全部過程。

根據(jù)道德判斷的雙加工理論，情緒和認(rèn)知加工共同影響道德決策，情緒驅(qū)動個體做出避免任何傷害的道義主義決策，認(rèn)知加工則使個體產(chǎn)生無視傷害追求利益最大化的功利主義決策（Greene，2007）。已有研究基于該理論采用經(jīng)典道德困境對公開情境下的道德判斷進(jìn)行了探究。Lee 等人（2018）采用社會觀察范式考察了公開情境下道德決策的變化，當(dāng)任務(wù)表現(xiàn)由兩個獨(dú)立的觀察者直接監(jiān)控時（Izuma et al.， 2010），被試面對兩難困境會做出更多的道義決策。Chen 等人（2020）在實(shí)驗(yàn)中讓假被試與真被試同時對道德困境進(jìn)行判斷，發(fā)現(xiàn)被試展現(xiàn)出更高的內(nèi)隱道德態(tài)度。然而，以往研究中情境的公開性較為有限，只是單純暴露個體的決策內(nèi)容，缺少決策者之間信息的反饋交流。實(shí)際生活中人們經(jīng)常會參考他人的行為表現(xiàn)來調(diào)整自己的決策和行為。因此，單純的公開和暴露情境下所得的結(jié)論難以推廣到現(xiàn)實(shí)的社會決策場景中。

此外，上述基于經(jīng)典道德困境開展的研究在結(jié)果解釋上存在不足。第一，其將道義主義和功利主義視為兩種完全對立的原則，認(rèn)為道義傾向越強(qiáng)，功利傾向就越弱。事實(shí)上，Greene（2007）的雙加工理論認(rèn)為這兩種傾向并非相互對立，而是兩個獨(dú)立的加工過程（Conway amp; Gawronski， 2013;Gawronski et al.， 2017），神經(jīng)研究證據(jù)也表明個體對功利和情感的評估是先獨(dú)立進(jìn)行再整合判斷的（Hutcherson et al.， 2015）。第二，個體如果同時考慮道德規(guī)范和結(jié)果收益進(jìn)行判斷，那么經(jīng)典道德困境中二元選擇的限制以及在道德規(guī)范和結(jié)果設(shè)計中的不足（只包含道德規(guī)范禁止，但行動結(jié)果更優(yōu)的故事），將無法量化區(qū)分道義主義和功利主義傾向的強(qiáng)弱程度（Conway amp; Gawronski， 2013）。第三，解釋存在模糊性，忽略了個體一般的行動/ 不行動傾向。經(jīng)典研究中的解釋將道義主義與不行動傾向混淆，功利主義與行動傾向混淆（Gawronski，2022），無法確定在公開情境下個體的道義決策究竟是因?yàn)楣髁x傾向的減弱，還是道義主義傾向的增強(qiáng)，抑或一般的不行動偏好的作用。

基于多項式加工樹模型（multinomial processingtree， MPT）建構(gòu)的道德判斷的CNI（consequence，norm， inaction）模型可以彌補(bǔ)上述局限（Gawronskiet al.， 2017）（見圖1）。該模型設(shè)計了12 個故事情境，利用行動后果的功利化收益程度操縱結(jié)果（利大或弊大），利用行為的直接后果操縱規(guī)范（不傷害生命或幫助弱者的規(guī)范），每個情境生成四種版本：道德規(guī)范禁止，行動利大于弊（簡稱“禁止利大”）、道德規(guī)范禁止，行動弊大于利（簡稱“禁止弊大”）、道德規(guī)范提倡，行動利大于弊（簡稱“提倡利大”）、道德規(guī)范提倡，行動弊大于利（簡稱“提倡弊大”）。此時無論結(jié)果利弊如何，在規(guī)范禁止時不行動，在規(guī)范允許時行動才能反映個體對道德規(guī)范的高關(guān)注。

利用四種困境類型下的反應(yīng)概率，模型可以推導(dǎo)出個體在判斷過程中對結(jié)果敏感的決策模式（圖1 第一行），對規(guī)范敏感的決策模式（圖1 第二行）以及不考慮結(jié)果和規(guī)范的一般的不行動/ 行動的決策模式（圖1 第三、四行）。從而分離決策傾向，實(shí)現(xiàn)對決策者結(jié)果敏感性（C 參數(shù)）、道德規(guī)范敏感性（N 參數(shù)）和一般的不行動/ 行動傾向（I 參數(shù)）的量化。由于社會化過程中道德規(guī)范的養(yǎng)成（Haidt，2007）和趨利避害的理性考慮，人們通常較少接受禁止弊大的行動，更容易接受提倡利大的行動，而對于規(guī)范和結(jié)果沖突的困境，個體在權(quán)衡之后做出的反應(yīng)更能體現(xiàn)其決策傾向。目前，基于CNI 模型的研究在情緒（劉傳軍等， 2021）、權(quán)力感（云祥，2020; Gawronski amp; Brannon， 2020）、壓力（Li etal.， 2021）、人格特征（Luke amp; Gawronski， 2022）等因素對道德判斷的影響中展現(xiàn)出良好的適用性，為理解道德決策的認(rèn)知過程提供了新的視角和理論依據(jù)。

另外，社會贊許性（social desirability）和社會壓力也可能影響公開情境下的道德判斷。潛在的聲譽(yù)擔(dān)憂會使人們避免在公共場合展現(xiàn)功利主義傾向（Rom amp; Conway， 2018），高社會贊許性的個體為了得到他人的認(rèn)可和贊許，有可能做出更多的利他行為（張光曦等， 2020）。與他人共同進(jìn)行道德判斷可能會導(dǎo)致從眾壓力，促使被試給出與同伴一致的答案，而且支持道義的從眾壓力比堅持功利更大（Bostyn amp; Roets， 2017）。然而決策壓力也可能被多人共同承擔(dān)，使得個體的壓力感減少（Hortensiuset al.， 2016）。因此，本研究還將測量社會贊許性和壓力知覺，嘗試找到其他導(dǎo)致決策傾向變化的原因。

本研究將利用CNI 模型，探究個體在不同公開情境中道德判斷的行為傾向及認(rèn)知過程。實(shí)驗(yàn)1 采用社會觀察范式，考察單個被試的道德判斷是否會受到他人觀察導(dǎo)致的決策暴露的影響（Izuma et al.，2010）；實(shí)驗(yàn)2 由2 名被試同時進(jìn)行道德判斷，采用平行判斷范式（Chen et al.， 2020）和共同判斷范式（余柳濤等， 2016），考察當(dāng)個體接收社會信息反饋，或者要求對社會信息進(jìn)行深度加工，使得雙方達(dá)成一致決策時，道德判斷傾向的變化。三種情境在社會互動程度上逐層遞進(jìn)，在場他人對個體道德判斷的影響程度也逐漸加深。

根據(jù)以往研究，公開情境可能對CNI 模型的三個參數(shù)產(chǎn)生不同方向的影響。研究發(fā)現(xiàn)第三方的存在能夠增加親社會行為（Sj?stad， 2019），并促進(jìn)利他規(guī)范的執(zhí)行（Kurzban et al.， 2007）。個體有展現(xiàn)符合社會規(guī)范形象的需求（Anderson amp; Kilduff，2009），因此公開情境可能會提高個體對道德規(guī)范的關(guān)注。而且，道義決策和功利決策帶來的社會印象截然不同，知覺者認(rèn)為拒絕傷害的決策者更值得信任（Everett et al.， 2016）、更溫暖（Uhlmann etal.， 2013），而功利主義決策則代表能力和自利傾向（Rom et al， 2017），并且溫暖是印象形成和人際喜好的主要決定因素（Lee et al.， 2018）。所以，公開情境可能會降低個體對行動結(jié)果利益的考慮。然而，也有相當(dāng)一部分研究指出，他人的存在會降低個體的助人傾向（Hortensius et al.， 2016; Zoccola et al.，2011），此時群體中個人的責(zé)任感和壓力有所減輕（Bandura， 2002），可能會使其表現(xiàn)出一般化的不行動傾向。

綜上提出假設(shè)，相比于單獨(dú)判斷，在公開情境下，個體會做出更多的道義決策，這可能源于被試道德規(guī)范敏感性的增加（N 參數(shù)），結(jié)果敏感性的降低（C參數(shù)）以及較強(qiáng)的不行動偏好（I 參數(shù)）的作用。

2 實(shí)驗(yàn)1 社會觀察情境下的道德判斷

2.1 方法

2.1.1 被試

實(shí)驗(yàn)共招募大學(xué)生被試60 名（Cage et al.， 2013;Jung et al.， 2018; Lee et al.， 2018），男性24 名，平均年齡20.35±2.60 歲。被試視力或矯正視力正常，實(shí)驗(yàn)前未參加過類似研究。

2.1.2 材料

道德兩難困境來自對K?rner 等（2020）研究材料的翻譯和適當(dāng)修改（云祥， 2023）。在12 個基本故事背景下，兩難困境以2（道德規(guī)范：禁止行動、提倡行動）×2（結(jié)果：行動利大于弊、行動弊大于利）的方式組合，共形成48 個兩難困境，被試需要決定是否接受故事中的行動。為避免相同背景的兩難困境連續(xù)出現(xiàn)使被試產(chǎn)生混淆，困境以偽隨機(jī)順序呈現(xiàn)（Gawronski， 2022; K?rner et al.， 2020）。示例見表1，故事背景為：“你是欠發(fā)達(dá)國家中一家醫(yī)院的院長。一名在該國做志愿者的外國學(xué)生感染了一種罕見的病毒。”

2.1.3 設(shè)計和程序

單因素兩水平實(shí)驗(yàn)設(shè)計，被試隨機(jī)分配到兩組中，性別比例相似，自變量為道德判斷的情境（單獨(dú)判斷或觀察判斷），因變量為道德判斷決策（是否接受）、決策確定性以及CNI 模型的三個參數(shù)。

單獨(dú)組中被試獨(dú)立完成道德判斷任務(wù)。觀察組中觀察員由與被試互不相識的一男一女兩位主試扮演，坐在斜后兩側(cè)觀察記錄，告知被試觀察者的記錄是為了避免設(shè)備故障而進(jìn)行的備用手段，觀察員全程與被試無交流（Izuma et al.， 2010）。首先屏幕中出現(xiàn)500ms 注視點(diǎn)，然后顯示兩難困境，被試通過按鍵判斷是否接受困境中主體的行為，按鍵在被試間平衡，之后對決策確定性進(jìn)行7 點(diǎn)評分。閱讀困境和回答問題過程不限時。觀察組被試的決策結(jié)果會由白色字體變?yōu)榧t色字體并持續(xù)1000ms，以突顯其決策，增強(qiáng)被觀察感（Lee et al.， 2018）。正式實(shí)驗(yàn)前先完成4 個非道德兩難困境的練習(xí)，保證其熟悉任務(wù)流程。

2.1.4 CNI模型分析

基于多項式加工樹模型原理，在構(gòu)建好的CNI模型中根據(jù)被試的行為數(shù)據(jù)進(jìn)行模型擬合，使用multiTree 軟件（Moshagen， 2010）估計3 個潛在心理過程（C、N、I ）的概率。對于所有兩難困境，將選擇“不接受”賦值為0，選擇“接受”賦值為1。用G² 表示數(shù)據(jù)與模型的擬合優(yōu)度，若G2 不顯著（pgt; .05），表明擬合良好。估計出的C 和N 參數(shù)若顯著大于0，表明被試有明顯的結(jié)果和規(guī)范敏感性，I參數(shù)若顯著大于.5，表明被試存在一般的不行動傾向。在比較不同組別參數(shù)差異時，若△G² 顯著（plt; .05），說明兩組被試參數(shù)存在顯著差異（Gawronskiet al.， 2017）。

2.2 結(jié)果

2.2.2 CNI 模型結(jié)果

將整體數(shù)據(jù)納入CNI 模型（見表3），模型擬合良好，G²（1） = 2.103，p gt;.05。C 參數(shù)（ △G²（1） =86.350，p lt; .001） 和N 參數(shù)（ △G2（1） =250.131，plt; .001） 與0 差異顯著，被試在考慮道德決策時，存在結(jié)果敏感性和道德規(guī)范敏感性，I 參數(shù)與 .5 差異不顯著，△G²（1） = 1.478，p gt; .05，被試不存在一般的行動/ 不行動偏好。將不同組道德決策數(shù)據(jù)分別納入CNI 模型，模型擬合良好，G²（2） = 3.495，p gt;.05。但兩組被試在C、N、I 三參數(shù)上差異均不顯著，△G²（1）s ≤ .930，ps gt; .05。

實(shí)驗(yàn)1 結(jié)果顯示，單獨(dú)組和觀察組的道德決策無顯著差異，在C、N、I 參數(shù)上無明顯區(qū)別。但兩組被試對于不同困境中行為接受性的反應(yīng)傾向相同，均為提倡利大gt; 提倡弊大gt; 禁止弊大gt; 禁止利大，可見CNI 模型4 種道德困境之間的差異有效。實(shí)驗(yàn)二將使用平行判斷和共同判斷范式，增強(qiáng)決策信息的暴露程度，探究個體在與陌生他人共同進(jìn)行道德判斷時的決策變化。

3 實(shí)驗(yàn)2 雙人平行和共同情境下的道德判斷

3.1 方法

3.1.1 被試

使用G*Power 3.1（Faul et al.， 2007） 計算被試量，以中等效應(yīng)量.25 作為估計標(biāo)準(zhǔn)，需要159 人可使統(tǒng)計檢驗(yàn)力達(dá)到.80。共招募大學(xué)生被試175 名（ 男性55 名），平均年齡20.48±2.33 歲。被試視力或矯正視力正常，實(shí)驗(yàn)前未參加過類似研究。

3.1.2 材料

兩難困境同實(shí)驗(yàn)1。為了更好地了解被試道德判斷傾向的變化來源，在實(shí)驗(yàn)中增加問卷測量。

壓力知覺量表（Chinese Perceived Stress Scale，CPSS；楊廷忠， 黃漢騰， 2003）包含14 條目，用于評估個體的壓力程度，分失控感和緊張感兩個維度，采用5 點(diǎn)計分，1代表“從不”，5代表“總是”，總分越高，個體知覺到的壓力越大。量表的Cronbach's α 系數(shù)為.640。

社會贊許性量表簡版C （Marlowe-CrowneForm-C， MC-C；張光曦等， 2020）包含13條目，用于評估個體依照社會贊許性進(jìn)行回答的傾向，包括兩部分內(nèi)容：符合社會期望但不常見；不符合社會期望但很常見。采用“是/ 否”回答，總分越高，個體對社會認(rèn)可的依賴程度越高。量表的Cronbach'sα系數(shù)為.609。

3.1.3設(shè)計和程序

單因素三水平實(shí)驗(yàn)設(shè)計，自變量為道德判斷的不同情境（ 單獨(dú)判斷、平行判斷、共同判斷），因變量同實(shí)驗(yàn)1。將被試隨機(jī)分配，其中單獨(dú)組57人，平行組58 人，共同組60人，性別比例相似。平行組和共同組中同性別組對，兩人互不相識，隨機(jī)分配A、B代號，實(shí)驗(yàn)全程雙方無言語交流。

練習(xí)實(shí)驗(yàn)和單獨(dú)組實(shí)驗(yàn)流程同實(shí)驗(yàn)1。平行組和共同組中，被試相對而坐，道德判斷任務(wù)通過兩臺顯示器同時向兩名被試呈現(xiàn)，兩個鍵盤記錄按鍵反應(yīng)。平行組中，對每個困境進(jìn)行接受性判斷和確定性評分后，雙方的決策結(jié)果會在屏幕中呈現(xiàn)3000ms（如“你們的選擇是，A：接受，B：不接受”），之后直接呈現(xiàn)下一困境（Chen et al.，2020）。共同組中，在呈現(xiàn)雙方接受性判斷結(jié)果之后，若雙方?jīng)Q策一致，直接進(jìn)行下一困境；若雙方?jīng)Q策不一致，則需再次進(jìn)行接受性判斷和確定性評分，直至決策一致為止（余柳濤等， 2016）。閱讀困境和回答問題過程不限時。道德判斷任務(wù)結(jié)束后，填寫壓力知覺量表和社會贊許性量表。

3.2 結(jié)果

對共同組被試第一輪和最終輪決策確定性均值進(jìn)行配對樣本t 檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)最終輪的確定性（M= 5.29±.13）顯著低于第一輪（M = 5.42±.12），t （63） = 3.788，p lt; .001，d = 1.039。共同組被試的決策信心有所下降。

3.2.2 CNI 模型分析

將整體數(shù)據(jù)納入CNI 模型（見表5），模型擬合良好，G²（1） = 1.516，p gt; .05。C 參數(shù)（ △G²（1） =476.973，p lt; .001） 和N 參數(shù)（ △G²（1） = 1222.704，plt; .001） 與0 相比差異顯著，被試存在結(jié)果敏感性和道德規(guī)范敏感性，I 參數(shù)與.5 差異不顯著，△G²（1）= 2.891，p gt; .05，被試不存在一般的行動/ 不行動偏好。

將不同組別的道德決策數(shù)據(jù)分別納入CNI 模型，模型擬合良好，G²（2） = 3.976，p gt; .05。三組C 參數(shù)無顯著差異，△G2（1）s≤1.560，ps gt; .05。共同組N參數(shù)顯著高于單獨(dú)組（ △G²（1） = 9.555，p lt; .01） 和平行組（ △G²（1） = 9.389，p lt; .01），單獨(dú)組和平行組N 參數(shù)無顯著差異，△G²（1） = .008，p gt; .05。共同組（ △G2（1） = 21.292，p lt; .001） 和平行組（ △G²（1）= 15.546，p lt; .001） 的I 參數(shù)顯著高于單獨(dú)組，共同組和平行組I 參數(shù)無顯著差異，△G²（1） = .511，p gt;.05。

實(shí)驗(yàn)2 發(fā)現(xiàn)決策暴露（平行組）或要求和他人達(dá)成一致決策（共同組）都會使被試對困境主體的行為做出更多不接受的判斷。此外，平行組和共同組都有明顯的不行動傾向，而且共同組被試在經(jīng)過多輪決策達(dá)成一致后，對道德規(guī)范的敏感性顯著高于其他兩組。同時，共同組被試的壓力知覺較低，社會贊許性較高，對于社會評價有較高的依賴，雖然最終做出符合社會規(guī)范的一致決策，但整體信心水平有所下降。

4 綜合討論

研究通過2 個行為實(shí)驗(yàn)探究公開情境對道德兩難判斷的影響，并利用CNI 模型對被試道德決策傾向變化的原因進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)相較于單獨(dú)情境，公開情境會使被試對道德困境中主體的行為做出更多的不接受判斷，而且共同判斷組表現(xiàn)出更高的道德規(guī)范敏感性（N 參數(shù)）和一般的不行動傾向（I 參數(shù)）。

實(shí)驗(yàn)1 中，決策暴露在觀察者之下并未對個體的道德判斷產(chǎn)生顯著影響，與前人研究有所不同（Lee et al.， 2018）。一方面可能是由于在實(shí)驗(yàn)室環(huán)境下，觀察者并不是人們普遍意義上理解的“陌生人”，而是“實(shí)驗(yàn)者”，不存在于日常公共環(huán)境中，使得觀察員導(dǎo)致的觀察效應(yīng)無法等同于自然觀察者在公共環(huán)境中的觀察效果（Barmettler et al.，2012），因此未能激發(fā)被試出現(xiàn)足夠強(qiáng)的社會暴露感受。另一方面可能是被試與觀察者之間的社會聯(lián)系較弱，個體對他人評價的關(guān)心程度與他們之間的社會聯(lián)系密切相關(guān)，但是在實(shí)驗(yàn)室中的聯(lián)系與現(xiàn)實(shí)生活中個體之間反復(fù)互動建立起的聯(lián)系有著本質(zhì)區(qū)別（Soetevent， 2005）。van Dijk 等人（2002）發(fā)現(xiàn)，共同參與公益實(shí)驗(yàn)的被試之間可以形成社會聯(lián)系，然而實(shí)驗(yàn)1 中的觀察員和被試之間沒有任何互動，因此難以產(chǎn)生社會聯(lián)系，在沒有反饋也無需考慮他人意見的情況下，被試的評價擔(dān)憂較低，道德決策難以發(fā)生顯著的變化。

實(shí)驗(yàn)2 采用平行判斷范式和共同判斷范式，被試之間的社會互動程度遞進(jìn)加深，個體之間的決策信息在非言語交流的情境下產(chǎn)生了相互作用，使其面對道德困境做出了更多的不接受反應(yīng)，這與多數(shù)研究結(jié)果一致（Chen et al.， 2020; Lee et al.， 2018）。另外，共同組在達(dá)成一致決策的過程中，決策確定性有所下降，個體與環(huán)境的互動和不斷傳入的信息流，會幫助人們逐漸形成某種反應(yīng)傾向。研究指出，有偏見的直覺反應(yīng)與符合社會規(guī)范的反應(yīng)之間的沖突會削弱決策信心（De Neys et al.， 2011），可見達(dá)成一致決策的雙方可能只是表面的妥協(xié)，社會期待反應(yīng)與他們在單獨(dú)判斷情況下想做的決策之間存在內(nèi)部沖突。問卷測量的社會贊許性指標(biāo)也印證了這種解釋，共同組被試對社會評價的依賴程度較高。道德共識的強(qiáng)化和認(rèn)可是維持社會穩(wěn)定和形成群體規(guī)范的必要手段（Ayala， 2010），為了得到對方的認(rèn)可和贊許，共同組被試在一次次無聲的信息交流中改變了自身的決策傾向。

基于CNI模型的分析為不同組別中被試道德傾向的變化做出了解釋。以往關(guān)于公開情境下的道德判斷研究發(fā)現(xiàn)，他人在場時個體會更少地接受傷害行為，即表現(xiàn)出更高的道義主義傾向（Lee et al.，2018）。但是，不傷害未必等于道義，相反，一些社會決策領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn)，面對幫助情境時如果有他人同時在場，幫助責(zé)任由群體共同承擔(dān)，其中的個體認(rèn)為自身只承擔(dān)小部分責(zé)任，“責(zé)任分散”會減少個體的助人行動傾向（Hortensius amp; de Gelder，2014）。實(shí)驗(yàn)2 中，平行組和共同組都有著更高的I參數(shù)，即更強(qiáng)的不行動傾向，可見，個體更多的不接受反應(yīng)未必是因?yàn)楦叩赖玛P(guān)懷。共同組的壓力知覺小于單獨(dú)組，進(jìn)一步證明當(dāng)決策由兩個人共同做出時，單獨(dú)個體承擔(dān)的責(zé)任變小，相應(yīng)的壓力感隨之降低，從而導(dǎo)致了被試的不行動傾向（Hortensiuset al.， 2016）。另外，共同組與平行組不同，該組被試在經(jīng)過多輪決策后，對道德規(guī)范的敏感性顯著提高，說明被試能夠調(diào)整自身的決策傾向以適應(yīng)社會道德規(guī)范，從而打造自身所需的社會形象（Sj?stad，2019; Zhang et al.， 2021）。

兩個實(shí)驗(yàn)采用不同類型的社會情境范式對道德判斷進(jìn)行研究，分別考察了社會觀察、平行判斷和共同判斷之間的決策傾向差異，在這三種社會情境下被試間的信息交流程度逐層遞進(jìn)，從單純的個人決策公開，到雙方?jīng)Q策相互公開，直至決策公開后需要反饋協(xié)調(diào)，被試展現(xiàn)出的道德決策傾向出現(xiàn)了明顯的不同?？梢姡粘５牡赖屡袛嗯c特定的社會情境密切相關(guān)，這對理解現(xiàn)實(shí)世界中個體的道德決策過程和道德行為，甚至公共道德事件都具有重要的參考意義。公開情境中的決策判斷與單獨(dú)決策不同，除了從聲譽(yù)擔(dān)憂和自我呈現(xiàn)的角度解釋之外（Leeet al.， 2018; Rom amp; Conway， 2018），還需要考慮群體從眾壓力、責(zé)任分散等社會因素，才能使研究更具生態(tài)效度。因此，有必要重新審視前人的諸多實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，很可能是多種動機(jī)因素導(dǎo)致了個人在公開情境下的決策變化。本文在一定程度上揭示了個體在公開情境中做出更加“道義主義”決策的心理過程，并對潛在的心理機(jī)制提供了新的見解，豐富了公開情境下的道德判斷研究。此外，不同公開程度對社會行為的影響并不局限于道德領(lǐng)域，其他具有社會屬性的研究議題也應(yīng)當(dāng)重視社會情境中人與人之間信息反饋的作用。

總之，本研究證實(shí)道德判斷并不僅僅反映基本的情感和認(rèn)知過程，個體的決策過程和行為傾向還會受到情境信息的影響。與他人共同決策會分散單獨(dú)個體承擔(dān)的責(zé)任，降低壓力感，導(dǎo)致個體產(chǎn)生不行動傾向。事實(shí)上，現(xiàn)實(shí)社會生活中普通人面對不道德行為時表現(xiàn)出的旁觀者效應(yīng)并不少見。甚至有些時候，人們的道德表現(xiàn)并不一定反映其良好的道德品質(zhì)和道德情感，而是為了獲得社會認(rèn)可所表現(xiàn)出的虛假道德行為。每個人都是道德事件的見證者，也都有可能成為事件中的受害者，怎樣進(jìn)行道德教育和社會文化傳播，減少群體冷漠和虛假道德行為現(xiàn)象，值得深入思考。

本研究仍存在一定局限性，研究中被試的信息交流主要通過非言語過程實(shí)現(xiàn)，雖然現(xiàn)實(shí)生活中部分道德場景不涉及旁觀者之間的言語交流（如偶然路過的欺凌現(xiàn)場），但是，言語中展示著決策過程的思考和博弈，未來研究可以設(shè)計言語交流范式進(jìn)一步進(jìn)行探討。

5 結(jié)論

（1）在社會觀察情境下，被試的道德決策不受觀察者存在與否的影響；

（2）在平行判斷和共同判斷情境下，被試較低的行動接受性是由于其存在明顯的不行動傾向，而且共同判斷情境下，個體道德規(guī)范敏感性更高。