摘" 要" 陌生人間的合作行為對(duì)于解決社會(huì)公共問題， 應(yīng)對(duì)世界百年未有之大變局意義重大。本研究采用橫斷歷史元分析方法， 基于1999～2019年間開展的254項(xiàng)使用社會(huì)困境范式測(cè)量我國(guó)陌生人間合作行為的研究（共302個(gè)合作率， 29249名被試， 平均年齡：18～28歲）， 探討了中國(guó)社會(huì)中合作行為的變遷及一些社會(huì)發(fā)展指標(biāo)在其中的解釋作用， 并比較中美兩國(guó)的合作行為變遷趨勢(shì)。結(jié)果表明， 中國(guó)人的合作行為水平隨時(shí)間而上升， 一些社會(huì)發(fā)展指標(biāo)（人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城市化率、高等教育水平、互聯(lián)網(wǎng)普及率等）可能是其上升的社會(huì)變遷基礎(chǔ)。中美兩國(guó)合作行為表現(xiàn)出相似的上升趨勢(shì)， 但中國(guó)的在更短時(shí)間內(nèi)有更大上升幅度。研究結(jié)果對(duì)提振民眾信心具有重要意義。

關(guān)鍵詞" 合作行為， 社會(huì)資本， 社會(huì)困境， 橫斷歷史元分析， 社會(huì)變遷

分類號(hào)" B849： C91

1" 引言

合作行為通常指?jìng)€(gè)體為了互動(dòng)雙方的共同利益而愿意付出一定代價(jià)的行為（van Lange amp; Rand， 2022）， 它是一種重要的社會(huì)資本。人類應(yīng)對(duì)全球氣候變化、傳染病大流行， 以及構(gòu)建人類命運(yùn)共同體都離不開彼此的合作。在一個(gè)國(guó)家或社會(huì)內(nèi)部， 與熟人之間的合作行為相比， 不受人際關(guān)系限制和更能廣泛發(fā)生的陌生人之間的合作行為有助于人們形成新的社會(huì)關(guān)系， 拓展社交網(wǎng)絡(luò)， 促進(jìn)社會(huì)的廣義互惠， 以及實(shí)現(xiàn)共同的社會(huì)目標(biāo)（Henrich， 2004; Putnam， 2000）， 進(jìn)而提高社會(huì)治理效率， 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 提升公共健康和民眾幸福感（Putnam， 2000）， 最終提高一個(gè)國(guó)家或社會(huì)對(duì)外競(jìng)爭(zhēng)的整體優(yōu)勢(shì)（Francois et al.， 2018; Mesoudi， 2009）。

合作行為及其社會(huì)規(guī)范并非一成不變， 而會(huì)隨著社會(huì)生態(tài)和文化（如經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化、人際信任與個(gè)體主義等）的變遷而變化（Boyd amp; Richerson， 2009; Greenfield， 2016; Richerson et al.， 2016; Yuan et al.， 2022）。過去幾十年來(lái)， 中國(guó)社會(huì)經(jīng)歷了巨大的社會(huì)變遷， 主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)、城市化水平上升、高等教育更為普及、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展迅速， 同時(shí)人們的居住流動(dòng)性和社會(huì)交往范圍擴(kuò)大， 熟人社會(huì)不斷收縮， 陌生人社會(huì)不斷擴(kuò)展（陌生人之間的互動(dòng)與合作比以往變得更加突出和重要）， 社會(huì)的人際信任下降（辛自強(qiáng)， 2019）， 個(gè)體主義提升（蔡華儉 等， 2020; Hamamura amp; Xu， 2015）。那么， 中國(guó)社會(huì)中的合作行為， 尤其是陌生人之間的合作行為會(huì)隨著這些社會(huì)變遷如何變化呢？探討合作行為如何發(fā)展與變遷一直是重要的理論問題（Pennisi， 2005; 黃少安， 張?zhí)K， 2013）， 在中國(guó)當(dāng)前社會(huì)中， 理解陌生人之間合作行為的變化及其社會(huì)變遷基礎(chǔ)， 對(duì)于我們實(shí)現(xiàn)有效的社會(huì)治理， 提升社會(huì)凝聚力和競(jìng)爭(zhēng)力， 以及應(yīng)對(duì)世界百年未有之大變局更具有重要的社會(huì)實(shí)踐意義。

為了探討中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作水平的變遷， 本研究對(duì)1999～2019年間開展的254項(xiàng)采用社會(huì)困境范式測(cè)量我國(guó)平均年齡為18～28歲的成年被試與陌生人互動(dòng)時(shí)的合作行為研究進(jìn)行橫斷歷史元分析（cross-temporal meta-analysis）。社會(huì)困境（即個(gè)體的短期利益與集體的長(zhǎng)期利益有沖突的情境， 如囚徒困境和公共物品困境）范式在過去幾十年間被常用于研究人們的合作行為（Dawes， 1980; van Lange et al.， 2013）; 橫斷歷史元分析可通過比較不同歷史時(shí)間點(diǎn)的同一年齡組被試在同一測(cè)量或研究范式下的數(shù)據(jù)， 探討特定心理或行為隨年代發(fā)展而變化的趨勢(shì)（辛自強(qiáng)， 池麗萍， 2008; Curran amp; Hill， 2019; Twenge et al.， 2004）。本研究通過分析社會(huì)困境范式中內(nèi)部效度較高的實(shí)驗(yàn)行為數(shù)據(jù)， 可以避免問卷調(diào)查中的自我報(bào)告偏差， 排除其他可能的解釋， 獲得關(guān)于中國(guó)社會(huì)中合作行為變遷的可靠而直接的證據(jù)。此外， 本研究也進(jìn)一步分析了10年和5年之前的相關(guān)社會(huì)指標(biāo)（如人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城市化水平）對(duì)合作行為的預(yù)測(cè)作用， 進(jìn)而探討合作行為變化的可能社會(huì)變遷基礎(chǔ); 本研究還比較了中美兩國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的變遷趨勢(shì)， 從而更深入地理解中國(guó)社會(huì)陌生人合作行為的社會(huì)變遷特點(diǎn)， 并在更大范圍內(nèi)揭示合作行為隨社會(huì)發(fā)展而變遷的規(guī)律。

1.1" 合作行為及其測(cè)量

研究者最常使用社會(huì)困境范式研究合作行為（van Lange et al.， 2013）。在社會(huì)困境中， 個(gè)人利益與集體利益存在沖突， 合作通常被定義為個(gè)體為了集體利益而付出一定代價(jià)的行為（Rand amp; Nowak， 2013; van Lange amp; Rand， 2022）。常見的社會(huì)困境范式包括囚徒困境、公共物品困境和資源困境， 其中， 資源困境是“拿”游戲范式（take-some game）， 其情境、收益結(jié)構(gòu)以及合作行為的計(jì)算指標(biāo)均與囚徒困境和公共物品困境有所區(qū)別（Spadaro， Tiddi， et al.， 2022）， 為了在橫斷歷史元分析中盡可能統(tǒng)一測(cè)量工具， 控制測(cè)量偏差， 本研究使用囚徒困境和公共物品困境這兩種高度相似的社會(huì)困境范式探討中國(guó)人合作行為的社會(huì)變遷。

典型的囚徒困境（Prisoner’s Dilemma， PD; Rand amp; Nowak， 2013; van Lange amp; Rand， 2022）通常包含A和B兩名決策者， 雙方同時(shí)決定與對(duì)方合作或背叛。如果雙方都合作， 他們獲得的收益（R）總是大于雙方都背叛時(shí)的收益（P）。而當(dāng)一方合作， 另一方背叛時(shí)， 背叛方總是獲得最高的收益（T）， 合作方獲得的收益最低（S）。互動(dòng)雙方不同行為對(duì)應(yīng)的收益存在T gt; R gt; P gt; S這一關(guān)系。

公共物品困境（Public Goods Dilemma， PGD; Fehr amp; Fischbacher， 2004）通常包含N （N ≥ 2）名組員， 每位組員同時(shí)決定從自己的初始資金E中貢獻(xiàn)x （0 ≤ x ≤ E）資金給集體賬戶， 剩下的資金留在個(gè)人賬戶中。貢獻(xiàn)給集體賬戶的總資金會(huì)變成原來(lái)的b （1 lt; b lt; N）倍后再平均分給每位組員， 而保留在個(gè)人賬戶中的資金價(jià)值不變。對(duì)于組員來(lái)說(shuō)， 不管其是否向集體賬戶貢獻(xiàn)， 最終都可以從集體賬戶中獲益。

由于囚徒困境和公共物品困境具有相似的收益結(jié)構(gòu)， 公共物品困境有時(shí)也被稱為N人囚徒困境（N ≥ 2; Fehr amp; Fischbacher， 2004; Rand amp; Nowak， 2013）。在這兩種社會(huì)困境中， 個(gè)體都面臨背叛或者不給集體賬戶做貢獻(xiàn)而最大化個(gè)人收益與合作或者給集體賬戶多做貢獻(xiàn)而最大化集體利益的沖突。如果每個(gè)人都選擇背叛或者不向集體賬戶貢獻(xiàn)， 則整個(gè)集體的收益最低; 而如果每個(gè)人都選擇合作或者將所有的個(gè)人資金都貢獻(xiàn)給集體賬戶， 那么集體的收益會(huì)最大， 每個(gè)人也能從集體賬戶中獲得更多收益。

總之， 社會(huì)困境范式可以反映現(xiàn)實(shí)世界中許多涉及合作決策的問題及其解決。例如， 各國(guó)政府應(yīng)對(duì)全球氣候變化的資金投入， 人們應(yīng)對(duì)新型冠狀病毒傳播時(shí)的居家隔離行為， 小區(qū)居民向社區(qū)集體項(xiàng)目捐款等都可理解為人們?cè)谏鐣?huì)困境中的合作行為， 即個(gè)體付出一定代價(jià)卻對(duì)集體有利的行為。此外， 社會(huì)困境范式主要測(cè)量個(gè)體實(shí)際的合作行為而非合作態(tài)度， 具有較低的測(cè)量偏差和較高的內(nèi)部效度， 為我們?cè)跇?biāo)準(zhǔn)化情境中研究現(xiàn)實(shí)生活中復(fù)雜的社會(huì)合作互動(dòng)提供了一種簡(jiǎn)約模型（Balliet et al.， 2011; Murnighan amp; Wang， 2016; Thielmann et al.， 2021）。實(shí)證研究也表明， 社會(huì)困境范式整體而言具有較高的外部生態(tài)效度（Galizzi amp; Navarro-Martinez， 2019）。例如， 社會(huì)困境范式中的合作行為與人們生活中的許多合作行為顯著正相關(guān)， 這些行為包括慈善捐贈(zèng)（Benz amp; Meier， 2008）、自我報(bào)告的與社區(qū)成員合作的行為（Soler， 2012）， 以及獻(xiàn)血和志愿行為（Haesevoets et al.， 2020）。因此， 使用社會(huì)困境范式中測(cè)量合作行為的歷史數(shù)據(jù)可以直接而較為準(zhǔn)確地檢驗(yàn)社會(huì)變遷背景下人們合作行為的變化。本研究納入元分析的所有研究中的社會(huì)互動(dòng)均發(fā)生在陌生人之間， 即社會(huì)困境中的參與者沒有任何互動(dòng)歷史， 沒有任何關(guān)于互動(dòng)對(duì)象的名聲信息， 這類似于現(xiàn)實(shí)生活中廣泛發(fā)生的許多陌生民眾參與合作行為時(shí)面臨的重要情境特征。此外， 以往社會(huì)困境研究中的合作行為也大多發(fā)生在陌生人之間， 本研究使用這種歷史上大量累積的、統(tǒng)一的陌生人之間互動(dòng)的數(shù)據(jù)， 也可以避免因互動(dòng)對(duì)象之間的關(guān)系類型而導(dǎo)致的數(shù)據(jù)偏差， 提高結(jié)論的可靠程度。

1.2" 中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的變化

合作行為可以隨著社會(huì)生態(tài)與文化環(huán)境的變遷而變化（Chudek amp; Henrich， 2011; Richerson et al.， 2016）。理論和實(shí)證研究表明， 不同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)與文化環(huán)境塑造個(gè)體的心理發(fā)展， 而出生于不同年代的個(gè)體經(jīng)歷著不同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)與文化環(huán)境（例如社會(huì)財(cái)富水平、城市化水平和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展等）， 這使得成長(zhǎng)于不同年代的個(gè)體在特定心理特征上存在差異， 表現(xiàn)出不同的社會(huì)態(tài)度、信念和行為（Greenfield， 2016; Twenge amp; Campbell， 2001）。改革開放40多年來(lái)， 尤其是近20年來(lái)， 中國(guó)社會(huì)中的巨大變遷（如工業(yè)化、城市化、高等教育和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展等）可能引發(fā)陌生人之間合作行為的變化。

目前尚未有研究探討我國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的變遷， 尤其是沒有使用內(nèi)部效度較高的實(shí)驗(yàn)行為數(shù)據(jù)（即社會(huì)困境中的合作行為）直接檢驗(yàn)中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為如何變化的研究。最新一項(xiàng)與合作行為相關(guān)的橫斷歷史元分析探討了美國(guó)人在社會(huì)困境中的合作行為隨時(shí)間變化的趨勢(shì)， 發(fā)現(xiàn)在61年間（1956～2017）， 美國(guó)陌生人之間的合作行為隨時(shí)間變化而呈上升態(tài)勢(shì)（Yuan et al.， 2022）。但該研究結(jié)論只適用于美國(guó)社會(huì)?？紤]到中美兩國(guó)社會(huì)的政治、經(jīng)濟(jì)與文化差異， 特別是中國(guó)社會(huì)在較短的近幾十年內(nèi)經(jīng)歷了更為迅速的變遷（景天魁， 2015）， 而且正處于實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)的關(guān)鍵時(shí)刻， 因此亟需理解合作行為等社會(huì)資本的變化趨勢(shì)， 以考慮如何進(jìn)一步增長(zhǎng)社會(huì)資本。所以， 探討中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的社會(huì)變遷特點(diǎn)， 并與美國(guó)合作行為變遷趨勢(shì)進(jìn)行對(duì)比， 在更大的世界范圍內(nèi)理解人類合作行為的社會(huì)變遷規(guī)律， 具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

我們接下來(lái)具體闡述某些社會(huì)生態(tài)與文化變遷如何影響中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的變化， 并分析基于不同的理論視角和研究證據(jù)所提出的兩個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：（1）中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為隨時(shí)間下降（假設(shè)1）; （2）中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為隨時(shí)間上升（假設(shè)2）。

1.2.1" 中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為可能隨時(shí)間變化而下降

主流觀點(diǎn)認(rèn)為， 隨著現(xiàn)代化發(fā)展、社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)加劇和個(gè)體主義提升， 人與人之間的社會(huì)聯(lián)結(jié)降低， 人們也更不愿意信任他人和參與社會(huì)公共生活（Greenfield， 2016; Hamamura， 2012）， 基于此， 我們從以下社會(huì)生態(tài)與文化變遷視角闡述中國(guó)社會(huì)中陌生人合作行為可能下降的依據(jù)：（1）城市化水平提升; （2）個(gè)體主義提升; （3）社會(huì)信任下降。

中國(guó)社會(huì)過去幾十年發(fā)生的顯著變化之一是城市化水平隨著工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)展而快速提升， 城市化率從1999年的34.78%穩(wěn)定而持續(xù)地上升到2019年的62.71% （中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒， 2021）。城市化水平的發(fā)展可能通過降低人們的名聲關(guān)注而降低合作行為。以往研究表明， 人們對(duì)自己在他人眼中的良好名聲的關(guān)注是促進(jìn)合作行為的重要因素（Ge et al.， 2019; Wu et al.， 2016）。與生活在傳統(tǒng)農(nóng)村中的人們相比， 城市居民往往處于一個(gè)缺乏穩(wěn)定社會(huì)聯(lián)系和熟人互動(dòng)的陌生人社會(huì)中。因此， 個(gè)體的社會(huì)行為和聲譽(yù)更難通過社交網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行傳播， 這就導(dǎo)致了對(duì)不合作行為的人際監(jiān)督的降低， 使人們不太可能從合作行為中間接獲益。此外， 隨著城市規(guī)模的快速擴(kuò)張， 人們?cè)诔鞘械牟煌δ軈^(qū)工作、生活和購(gòu)物等地理分隔也會(huì)增加社區(qū)隔離感， 削弱社群意識(shí)（Putnam， 2001）。城市生活的高度商業(yè)化、快速的工作節(jié)奏、日益激烈的社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)、更長(zhǎng)的通勤時(shí)間和較大的經(jīng)濟(jì)壓力都會(huì)降低人們的社會(huì)參與熱情和社會(huì)聯(lián)結(jié)感， 擠壓人們花在與朋友、鄰居、陌生人互動(dòng)以及社會(huì)公益項(xiàng)目上的時(shí)間和精力（Putnam， 2000）。這些都可能降低人們與陌生人的合作行為。

此外， 現(xiàn)代化水平的發(fā)展往往“助推”人們的自主獨(dú)立和個(gè)體主義文化的發(fā)展（Greenfield， 2016; Inglehart amp; Baker， 2000; Santos et al.， 2017）， 削弱人們的相互依賴性， 而人們感知的相互依賴性和利益一致性是促進(jìn)彼此合作的重要條件（Columbus et al.， 2021）。伴隨著科技進(jìn)步、工業(yè)化和城市化水平的提升、社會(huì)保障體系的逐步建立和高等教育的普及， 中國(guó)現(xiàn)代化水平得到極大提高， 這使人們過上了更加富足和獨(dú)立的生活。研究表明， 中國(guó)社會(huì)中的個(gè)體主義水平在過去幾十年來(lái)日益提升（蔡華儉 等， 2020; Hamamura amp; Xu， 2015）?，F(xiàn)代社會(huì)中更高的個(gè)體主義意味著人們?cè)桨l(fā)脫離傳統(tǒng)的社會(huì)關(guān)系和價(jià)值觀念， 更獨(dú)立自由地做自己的選擇， 更加看重個(gè)人目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。這種更高的個(gè)體主義也反映在中國(guó)社會(huì)中日益升高的離婚率、更多的自由職業(yè)者以及更高的獨(dú)居率等方面（中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒， 2021）。這些都可能會(huì)削弱人們的社會(huì)聯(lián)結(jié)感和相互依賴性， 降低人們與陌生人合作的意愿。

最后， 許多研究表明， 中國(guó)社會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展， 收入不平等也在加?。╔ie amp; Zhou， 2014）， 這可能導(dǎo)致人們對(duì)陌生人的信任下降（Lin， et al.， 2023）。確實(shí)， 很多研究發(fā)現(xiàn)， 中國(guó)人的一般人際信任水平隨時(shí)間而下降（李路路， 王鵬， 2018; 辛自強(qiáng)， 2019; Xin amp; Xin， 2017）。人際信任是個(gè)體基于對(duì)他人行為或意圖的積極預(yù)期而愿意承受由此帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)的一種心理狀態(tài)， 是合作行為的重要基礎(chǔ)（Balliet amp; van Lange， 2013）。研究表明， 人們對(duì)他人合作行為的預(yù)期反映著對(duì)他人的信任水平， 可強(qiáng)有力地預(yù)測(cè)人們?cè)谏鐣?huì)困境中的合作行為（Pletzer et al.， 2018）。在社會(huì)發(fā)展過程中， 人際信任的下降會(huì)削弱人們對(duì)陌生他人合作意圖的預(yù)期， 從而降低人們的合作行為。

1.2.2" 中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為可能隨時(shí)間變化而上升

雖然主流觀點(diǎn)和很多間接研究證據(jù)表明中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為可能下降， 但是也有一些理論視角和研究表明中國(guó)人的合作行為可能隨著時(shí)間變化而上升。

首先， 在現(xiàn)代化進(jìn)程中， 尤其是中國(guó)加入世界貿(mào)易組織之后， 科技革新、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及城市化水平的提升， 使得中國(guó)日益成為一個(gè)高度工業(yè)化的社會(huì)， 社會(huì)分工體系日益復(fù)雜， 第三產(chǎn)業(yè)（尤其是服務(wù)業(yè)）的比重不斷提升， 人口遷徙和流動(dòng)迅速增加， 人們?cè)谏鐣?huì)生活中的互動(dòng)范圍擴(kuò)大， 需要頻繁接觸陌生人并依賴陌生人來(lái)實(shí)現(xiàn)自己的生活目標(biāo)和社會(huì)的共同目標(biāo)， 這些都可能提高人們與陌生人的合作行為。以往研究也表明， 自然選擇偏好社會(huì)分工， 更多的社會(huì)分工促進(jìn)陌生人之間的相互依賴與合作（Cooper amp; West， 2018）。

其次， 日益升高的個(gè)體主義也可能使陌生人之間的信任與合作水平更高， 因?yàn)閭€(gè)體主義者更可能與陌生人進(jìn)行互動(dòng)（Oyserman et al.， 2002）。一些證據(jù)表明， 在美國(guó)社會(huì)中個(gè)體主義水平更高（如更高的獨(dú)居率、離婚率與結(jié)婚率之比、自由職業(yè)者）的州里， 人們往往有更高的一般信任水平， 給慈善機(jī)構(gòu)的捐贈(zèng)也更多， 在志愿行為中也投入更多時(shí)間（Allik amp; Realo， 2004; Kemmelmeier et al.， 2006）。一些跨國(guó)研究也表明， 個(gè)體主義水平更高的社會(huì)也有更高的一般信任水平（Beilmann et al.， 2018; Jing et al.， 2021; van de Vliert amp; van Lange， 2019）。個(gè)體自由、自主和松散的社會(huì)規(guī)范也與一般信任顯著正相關(guān)（Gelfand et al.， 2006; Gunia et al.， 2011）。一些研究也表明， 與集體主義者相比， 個(gè)體主義者更可能在與陌生人的社會(huì)互動(dòng)中選擇合作（Berigan amp; Irwin， 2011; Chen amp; Li， 2005）?；谶@些證據(jù)， 在社會(huì)分工日益復(fù)雜的現(xiàn)代社會(huì)中， 即使人們對(duì)社會(huì)上一般他人的信任意愿或態(tài)度下降， 但是在有相互依賴性的具體社會(huì)互動(dòng)情境中， 日益升高的個(gè)體主義更可能促進(jìn)人們對(duì)陌生人的信任與合作。

最后， 中國(guó)高等教育的發(fā)展和人們認(rèn)知水平的提高也可能促使陌生人之間合作行為的上升。復(fù)雜的認(rèn)知能力（如數(shù)值計(jì)算、學(xué)習(xí)和記憶以及欺騙監(jiān)測(cè)能力）有利于提高合作行為（Moreira et al.， 2013; Stevens amp; Hauser， 2004）。在社會(huì)困境中， 人們需要理解每一個(gè)決策同時(shí)對(duì)自己和同伴收益的影響， 記住同伴先前的決策， 預(yù)期他們未來(lái)的決策， 從而在特定的情境中做出策略性的最佳行為選擇， 這促進(jìn)合作并防止背叛（Brosnan et al.， 2010; Nowak amp; Sigmund， 1998）。研究的確表明， 智力更高的個(gè)體在多輪互動(dòng)的囚徒困境中更加合作（Jones， 2008; Proto et al.， 2014）。過去幾十年來(lái)， 中國(guó)以及許多國(guó)家的平均智力水平在多種測(cè)量指標(biāo)上都表現(xiàn)出日益升高的趨勢(shì)（Liu amp; Lynn， 2013; Pietschnig amp; Voracek， 2015）， 這可能使人們更好地理解和解決社會(huì)困境， 在某種程度上促進(jìn)中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的上升。

1.3" 本研究目的

本研究將通過橫斷歷史元分析檢驗(yàn)中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為在過去數(shù)十年間究竟是下降了還是上升了， 具體檢驗(yàn)平均年齡為18～28歲的年輕成人被試（控制年齡的影響）在社會(huì)困境（即囚徒困境和公共物品困境）中的平均合作率與數(shù)據(jù)收集年份之間的關(guān)系， 也進(jìn)一步分析上述中國(guó)社會(huì)變遷過程中的一些社會(huì)發(fā)展指標(biāo)對(duì)合作行為的預(yù)測(cè)和解釋作用。本研究也同時(shí)比較中美兩國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的變遷趨勢(shì)的異同， 從而更深入地理解中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為的社會(huì)變遷特點(diǎn)， 并在更大范圍內(nèi)理解人類合作行為隨社會(huì)發(fā)展而變遷的規(guī)律。

2" 方法

本研究所有的原始數(shù)據(jù)， 分析代碼以及其他的補(bǔ)充材料（包括文獻(xiàn)篩選流程圖、發(fā)表偏差分析、模型的多重共線性分析、元分析所納入研究的基本信息表以及文獻(xiàn)列表等）均已上傳至開放科學(xué)平臺(tái)（Open Science Framework， OSF） （https：//osf.io/ hxguw/）。

2.1" 文獻(xiàn)檢索

本研究通過中英文數(shù)據(jù)庫(kù)檢索了社會(huì)困境的實(shí)證研究文獻(xiàn)。其中， 2017年及之前的數(shù)據(jù)來(lái)自“合作行為數(shù)據(jù)庫(kù)” （Cooperation Databank， CoDa; Spadaro， Tiddi， et al.， 2022; 詳見https：// cooperationdatabank.org）， 該數(shù)據(jù)庫(kù)納入了之前所有使用社會(huì)困境范式研究合作行為的數(shù)據(jù)（包括 英文、中文和日語(yǔ)論文， 本元分析只納入了英文和中文文獻(xiàn)）， 其系統(tǒng)的文獻(xiàn)檢索完成于2015年9月和10月以及2018年1月（主要補(bǔ)充2016年至2017年的最新文獻(xiàn)）， 其中中文文獻(xiàn)檢索于2017年11月到12月之間（Spadaro， Tiddi， et al.， 2022; 關(guān)于該數(shù)" 據(jù)庫(kù)的發(fā)展歷史與文獻(xiàn)檢索詳見https：// cooperationdatabank.org/）。其中， 英文文獻(xiàn)來(lái)源于PsycINFO， Web of Science， Google Scholar以及兩所大學(xué)（阿姆斯特丹自由大學(xué)和萊頓大學(xué)）圖書館的數(shù)據(jù)庫(kù)， 檢索關(guān)鍵詞為 ‘Public goods dilemma*’， ‘Public good*’， ‘Public good* game*’， ‘Prisoner’s dilemma*’， ‘Voluntar* contribut* experiment*’， ‘Voluntary contribution mechanism’， ‘Social dilemma’， ‘Mixed-motive game*’， ‘Resource dilemma*’， ‘Matrix games’， ‘Cooperation’ AND ‘Experiment’， ‘Common pool game’， ‘Give-some dilemma’， ‘Take-some dilemma’， ‘Give-some game’， ‘Take-some game’; 中文文獻(xiàn)來(lái)自于中國(guó)知網(wǎng)， 萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)和維普期刊資源整合服務(wù)平臺(tái)， 檢索關(guān)鍵詞為：“囚徒困境”或“囚徒兩難”或“公共物品困境”或“公共物品兩難”或“公共品”或“社會(huì)困境”或“社會(huì)兩難”或“行為決策”或“合作決策”或“合作行為”或“親社會(huì)行為”。文獻(xiàn)檢索結(jié)果包括正式發(fā)表的論文、未發(fā)表的工作論文、碩博士論文和會(huì)議論文。此外， 該數(shù)據(jù)庫(kù)也納入了與社會(huì)困境有關(guān)的書籍、實(shí)證研究、綜述文章和元分析文章中的參考文獻(xiàn)， 以及通過郵件向相關(guān)研究者征集的社會(huì)困境研究數(shù)據(jù)。2017年之后的中英文文獻(xiàn)通過同樣的文獻(xiàn)檢索方式于2020年7月補(bǔ)充檢索得到。

2.2" 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

納入該元分析的研究需符合以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究數(shù)據(jù)在中國(guó)大陸收集; （2）被試群體是平均年齡為18～28歲的中國(guó)成人被試， 包括大學(xué)生和一般成人被試; （3）測(cè)量合作行為的社會(huì)困境范式為公共物品困境或囚徒困境; （4）社會(huì)困境中的互動(dòng)發(fā)生在陌生人之間， 即排除被試與自己的家人、朋友或認(rèn)識(shí)的一般他人等熟人之間進(jìn)行互動(dòng)的研究（社會(huì)困境研究通常會(huì)在指導(dǎo)語(yǔ)中告訴被試其互動(dòng)對(duì)象是否為陌生人或操縱陌生人與熟人關(guān)系并在文中報(bào)告互動(dòng)各方之間的關(guān)系）; （5）從文獻(xiàn)中可以獲得被試的總體平均合作率; （6）為了增加研究的同質(zhì)性， 排除使用非線性收益結(jié)構(gòu)（當(dāng)所有組員的貢獻(xiàn)超過某個(gè)臨界點(diǎn)后， 集體收益會(huì)下降而非線性增長(zhǎng)）的社會(huì)困境研究?；谏鲜鰳?biāo)準(zhǔn)， 本研究共納入了255項(xiàng)研究， 總計(jì)304個(gè)合作率（效應(yīng)量）， 總樣本量為29290。在排除2個(gè)極端值后（|Z| gt; 3.29; Tabachnick amp; Fidell， 2007）， 最終的元分析共包括254項(xiàng)研究， 總計(jì)302個(gè)合作率和29249名被試， 時(shí)間跨度為1999年到2019年。

2.3" 數(shù)據(jù)編碼程序

基于統(tǒng)一的編碼手冊(cè)（詳細(xì)說(shuō)明見https：// cooperationdatabank.org/codebook-2/）， 多名研究者共同完成對(duì)本數(shù)據(jù)的編碼工作（編碼成員大多為在讀研究生或大學(xué)教職人員， 其中關(guān)于合作行為數(shù)據(jù)庫(kù)的編碼團(tuán)隊(duì)詳見https：//cooperationdatabank.org/ about-coda/）， 每項(xiàng)研究中的變量均經(jīng)由兩名編碼者進(jìn)行獨(dú)立編碼。這些編碼具有較高或足夠的編碼者一致性， 其中連續(xù)變量的編碼一致性指標(biāo)Krippendorff’s α （Hayes amp; Krippendorff， 2007）在0.91到0.98之間; 分類變量的編碼一致性比例（agreement rate）在82.90%到96.60%之間。對(duì)于編碼中存在的不一致之處， 研究者之間進(jìn)行了核對(duì)、討論并最終統(tǒng)一編碼。

2.4" 數(shù)據(jù)收集年份的編碼

研究如果直接報(bào)告了數(shù)據(jù)收集年份， 我們直接編碼該年份（k = 58）， 若無(wú)此信息， 我們則按照以下原則估計(jì)數(shù)據(jù)收集年份（Konrath et al.， 2011; Twenge et al.， 2004）：（1）若文章是會(huì)議論文或工作論文， 則使用會(huì)議報(bào)告或論文公開的年份（k = 9）; （2）若文獻(xiàn)給出了論文投稿年份， 則使用該年份（k = 58）; （3）若文獻(xiàn)給出了論文接收年份， 則使用該年份減1 （k = 3）; （4）若數(shù)據(jù)來(lái)自碩博士論文， 則使用論文答辯年份減1 （k = 18）; （5）若文獻(xiàn)報(bào)告了論文在線發(fā)表或出版年份， 則使用該年份減2 （k = 156）。數(shù)據(jù)收集年份的變化范圍為1999到2019年（Mdn = 2014）。

2.5" 合作率（效應(yīng)量）的編碼

本研究以被試在社會(huì)困境中的總平均合作率（overall mean cooperation rate）作為合作行為的測(cè)量指標(biāo)， 更高的合作率意味著更高的合作水平， 其取值范圍在0到1之間。

具體而言， 在二分選擇（dichotomous）的公共物品困境和囚徒困境中， 被試有兩種選擇：合作（將自己的所有初始資金貢獻(xiàn)給集體賬戶或者給其互動(dòng)同伴）或者背叛（將自己的初始資金不貢獻(xiàn)給集體賬戶或者不給其互動(dòng)同伴） （Dawes， 1980; Shank et al.， 2019）， 被試的平均合作水平便為選擇合作的平均次數(shù)占其所有決策次數(shù)的比例：p = 平均合作次數(shù)/被試所有的決策次數(shù)。

在連續(xù)選擇（continuous）的公共物品困境和囚徒困境中， 被試可以決定從自己的初始資金中選擇任意數(shù)量資金貢獻(xiàn)給集體賬戶或者給其互動(dòng)同伴（Fehr amp; Fischbacher， 2004）， 平均合作率pcont = （M?ELL） / （EUL?ELL）， 其中， M為貢獻(xiàn)量均值， ELL和EUL分別為初始資金的潛在貢獻(xiàn)下限和上限， 例如， 若每人的初始資金為10， 實(shí)驗(yàn)要求最低的貢獻(xiàn)數(shù)從1開始， 被試平均的貢獻(xiàn)數(shù)為4， 則合作率pcont = （4?1） / （10?1） = 0.33。本元分析納入的所有研究中， ELL等于0 （即最低貢獻(xiàn)數(shù)從0開始）， 因此， 平均合作率便為被試的平均貢獻(xiàn)金額（M）占初始資金的比例：pcont = 平均的貢獻(xiàn)數(shù)（M） / 被試擁有的初始資金數(shù)（EUL）。

2.6" 合作率（效應(yīng)量）的轉(zhuǎn)換

對(duì)于平均值為比例的效應(yīng)量， 研究者需對(duì)其對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后再行分析（Lipsey amp; Wilson， 2001）。參考以往元分析的做法（Yuan et al.， 2022）， 本研究將平均合作率進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換， 然后對(duì)轉(zhuǎn)換后的效應(yīng)量yi （logit-transformed cooperation rates）進(jìn)行分析， 最后再將對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為比例進(jìn)行描述和解釋。

在二分選擇的公共物品困境和囚徒困境中， 合作率按照公式y(tǒng)i （coop） = loge[p/（1?p）]轉(zhuǎn)換， 合作率（效應(yīng)量）的變異按照公式vi （coop） = 1/np＋1/（n?np）計(jì)算， 其中p是原始合作率， n是樣本量。

在連續(xù)選擇的公共物品困境和囚徒困境中， 合作率按照公式y(tǒng)i （cont） = loge[pcont/（1?pcont）]轉(zhuǎn)換， 合作率（效應(yīng)量）的變異按照下列公式1計(jì)算， 其中pcont是原始合作率， n是樣本量， M是個(gè)體給集體 或互動(dòng)對(duì)方的平均貢獻(xiàn)數(shù)， SD是平均貢獻(xiàn)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。

（1）

對(duì)于連續(xù)選擇的公共物品困境和囚徒困境， 若研究未報(bào)告平均貢獻(xiàn)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差， 我們則使用變異系數(shù)（coefficient of variation， CV = SD/M）的中值對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行插補(bǔ)， 然后再計(jì)算效應(yīng)量的變異。具體而言， 我們基于那些已報(bào)告的標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算每項(xiàng)研究的變異系數(shù)CV， 然后， 使用公式vi （cont） = CV2/[（1? pcont）2n]計(jì)算那些未報(bào)告平均貢獻(xiàn)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差的研究中的效應(yīng)量變異。在本研究中， 共有160項(xiàng)研究中的186個(gè)樣本報(bào)告了平均貢獻(xiàn)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差， 我們基于此計(jì)算的變異系數(shù)的中值為0.42 （M = 0.45， SD = 0.24）; 最后， 我們使用0.42估計(jì)剩下的25項(xiàng)研究中的40個(gè)效應(yīng)量的變異。

2.7" 操縱社會(huì)困境特征的研究：合作率的編碼

我們也編碼了社會(huì)困境范式中的研究特征（例如社會(huì)困境中的利益沖突程度、溝通機(jī)制等; 參見下面的研究特征編碼）， 并把它們作為控制變量。如果研究操縱了社會(huì)困境的研究特征， 我們則采用兩種方式編碼平均合作率和轉(zhuǎn)化效應(yīng)量yi：（1）如果研究采用了組間設(shè)計(jì)， 并且提供了每個(gè)水平下的平均合作率， 我們就分別編碼該研究特征的每個(gè)水平下的平均合作率， 并將其分別進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。例如， 某項(xiàng)研究探討了懲罰對(duì)合作行為的影響， 其中一組的社會(huì)困境中有懲罰機(jī)制， 另一組沒有懲罰機(jī)制， 我們就將該項(xiàng)研究拆分成兩個(gè)單獨(dú)的樣本與合作率， 并在控制變量那里分別編碼懲罰信息。因此， 一些效應(yīng)量會(huì)嵌套在同一項(xiàng)研究中， 從而產(chǎn)生多水平數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu); （2）如果研究只報(bào)告了總體的平均合作率， 沒有報(bào)告各組的平均合作率， 或者研究采用了組內(nèi)設(shè)計(jì)， 我們則使用總體的平均合作率作為效應(yīng)量， 并進(jìn)行相應(yīng)的對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換?；谠摮绦?， 我們從編碼的255項(xiàng)研究中獲得了304個(gè)單獨(dú)的效應(yīng)量（N = 29290）。在排除掉2個(gè)極端值之后（|Z| gt; 3.29）， 最終的元分析包含254項(xiàng)研究， 共計(jì)302個(gè)單獨(dú)的效應(yīng)量（N = 29249）。

2.8" 研究特征的編碼

我們對(duì)社會(huì)困境的重要研究特征進(jìn)行編碼， 并在元分析中把可能影響合作行為的研究特征當(dāng)作控制變量（Yuan et al.， 2022）。下面介紹所編碼的重要研究特征和相應(yīng)的效應(yīng)量的數(shù)量（k）。

（1）社會(huì)困境類型。我們將使用囚徒困境的研究編碼為0 （k = 93）， 將使用公共物品困境的研究編碼為1 （k = 209）。

（2）男性被試比例。我們將樣本中男性被試占總被試的比例編碼為連續(xù)變量， 取值范圍在0到1之間， 排除未報(bào)告男性比例的樣本（k = 63）后， 男性被試比例的平均值為0.43 （k = 239， SD = 0.16）。

（3）互動(dòng)重復(fù)性。在社會(huì)困境研究中， 被試可被允許與同一個(gè)人進(jìn)行單輪或多輪互動(dòng)。我們將互動(dòng)重復(fù)性編碼為單輪互動(dòng)（k = 131， 編碼為0）和多輪互動(dòng)（k = 164， 編碼為1）。一些研究操縱了互動(dòng)重復(fù)性， 但并未報(bào)告每個(gè)水平下的合作率， 我們則將互動(dòng)重復(fù)性編碼為混合型（k = 7， 編碼為0.5）。在本研究中， 所有具有混合水平的社會(huì)困境特征（包括溝通和獎(jiǎng)懲機(jī)制等特征）都被編碼為0.5， 在回歸模型中則對(duì)這些變量進(jìn)行虛擬編碼， 分別將編碼為0.5和1的水平與0進(jìn)行比較。

（4）群體規(guī)模。群體規(guī)模指在社會(huì)困境中同一組進(jìn)行互動(dòng)的人數(shù)， 我們將其編碼為連續(xù)變量。一些研究操縱了群體規(guī)模， 但并未報(bào)告每個(gè)水平的合作率， 我們則編碼該研究中群體規(guī)模的中值。本研究中群體規(guī)模的最小值為2， 最大值為9 （Mode = 2， Mdn = 4， M = 3.32）。因?yàn)槿后w規(guī)模的分布比較偏向兩人的小群體， 我們對(duì)群體規(guī)模進(jìn)行了對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后再進(jìn)行分析。

（5）利益沖突程度。我們將社會(huì)困境中不同參與者的決策收益之間的沖突程度編碼為連續(xù)變量。在囚徒困境中常用的測(cè)量指標(biāo)為K指數(shù)（K index） （Rapoport， 1967）， K指數(shù)表示參與者的不同行為決策的組合所產(chǎn)生的不同收益之間的關(guān)系。具體而言， K = （R?P）/（T?S）， 其中R表示雙方都合作時(shí)的收益， P表示雙方都不合作時(shí)的收益， T表示單方面背叛時(shí)的收益， S 表示單方面合作時(shí)的收益， 四者滿足T gt; R gt; P gt; S， 因此有：0 lt; K指數(shù)lt; 1。在有更高K 指數(shù)（也被稱為合作指數(shù)）的社會(huì)困境中， 相對(duì)于同時(shí)背叛時(shí)的收益， 同時(shí)合作時(shí)的收益明顯更高， 此時(shí)的參與者更愿意做出合作行為（Balliet amp; van Lange， 2013）。

在公共物品困境中， 測(cè)量利益沖突程度常用的指標(biāo)為人均邊際回報(bào)率（marginal per-capita return， MPCR; Isaac et al.， 1984）， MPCR等于貢獻(xiàn)給集體賬戶的總資金所乘以的倍數(shù)b （1 lt; b lt; N） 除以群體規(guī)模N， 即MPCR = b/N， 表示組員每向集體賬戶貢獻(xiàn)1個(gè)單位的金額時(shí)平均每人可獲得的金額， 在社會(huì)困境中有：0 lt; MPCR lt;1。社會(huì)困境中的MPCR越大， 每個(gè)人向集體賬戶貢獻(xiàn)時(shí)的人均收益也越大， 人們也通常更加合作。

此外， 研究者也可以使用K指數(shù)計(jì)算公共物品困境中的利益沖突程度， 因?yàn)楣参锲防Ь惩ǔ１豢醋魇荖 （N ≥ 2）人囚徒困境（Thielmann et al.， 2020）。對(duì)于N人囚徒困境， 研究者可通過K’ = （CN ? D0）/（DN-1 ? C1）這一變式計(jì)算K指數(shù)（Balliet amp; van Lange， 2013; Komorita， 1976）。其中， CN表示每個(gè)人都合作時(shí)的收益， D0表示每個(gè)人都背叛時(shí)的收益， DN-1表示一個(gè)人背叛而其他人都合作時(shí)背叛者的收益， C1表示一個(gè)人合作而其他人都背叛時(shí)合作者的收益。因此， 上述兩人囚徒困境中的K指數(shù)的計(jì)算便是該公式的一個(gè)典型例子。那么， 在連續(xù)的社會(huì)困境中， 組員可以選擇將自己初始資金的任意金額貢獻(xiàn)給集體賬戶或者給互動(dòng)同伴。研究者此時(shí)基于K’公式計(jì)算K指數(shù)時(shí)， 應(yīng)將合作表示為組員將自己的所有初始資金都貢獻(xiàn)給集體賬戶或者都給對(duì)方， 而背叛則意味著組員不給集體賬戶或?qū)Ψ饺魏钨Y金， 然后基于組員合作或背叛時(shí)的收益計(jì)算社會(huì)困境的K指數(shù)?？傊?， 對(duì)于N （N ≥ 2）人囚徒困境或公共物品困境， 均可以使用該公式計(jì)算K指數(shù)來(lái)衡量社會(huì)困境中的利益沖突程度。K指數(shù)越大， 則利益沖突程度越小。

本研究納入的公共物品困境研究所計(jì)算的MPCR與K指數(shù)高度相關(guān)（k = 210， r = 0.50， p lt; 0.001）， 表明兩者都可以反映利益沖突程度。因此， 參考前人研究（Thielmann et al.， 2020; Yuan et al.， 2022）， 對(duì)于所有的社會(huì)困境， 我們統(tǒng)一使用K指數(shù)測(cè)量社會(huì)困境中的利益沖突程度。此外， 一些研究操縱了K指數(shù)， 但并未報(bào)告每個(gè)水平下的合作率， 我們則編碼該研究中K指數(shù)的中值。對(duì)于所有可計(jì)算K指數(shù)的研究（k = 297）， K指數(shù)的取值范圍為0.03到0.85 （Mdn = 0.50， M = 0.44， SD = 0.13）。

（6）溝通。在一些社會(huì)困境研究中， 研究者允許組員在第一輪決策或者幾輪決策后與組內(nèi)的其他成員進(jìn)行溝通（如面對(duì)面討論、傳遞紙條或者在線溝通等）。我們將無(wú)溝通機(jī)制的研究編碼為0 （k = 294）， 將有任何一種溝通形式的研究編碼為1 （k = 5）。此外， 一些研究操縱了社會(huì)困境的溝通機(jī)制， 但并未報(bào)告每個(gè)水平下的合作率， 我們則在溝通變量上將該研究編碼為混合型（k = 3， 編碼為0.5）。

（7）獎(jiǎng)懲機(jī)制。為了提升人們的合作行為， 一些研究設(shè)置了對(duì)被試的合作行為進(jìn)行獎(jiǎng)賞或?qū)ζ洳缓献餍袨檫M(jìn)行懲罰的機(jī)制。我們將無(wú)獎(jiǎng)懲機(jī)制的研究編碼為0 （k = 242）， 有獎(jiǎng)懲機(jī)制的研究編碼為1 （k = 39）。此外， 一些研究操縱了社會(huì)困境的獎(jiǎng)懲機(jī)制， 但并未報(bào)告每個(gè)水平下的合作率， 我們則在獎(jiǎng)懲機(jī)制上將該研究編碼為混合型（k = 21， 編碼為0.5）。

（8）合作率所屬輪次。如果社會(huì)困境研究只允許被試進(jìn)行一輪互動(dòng)， 或者允許被試進(jìn)行多輪互動(dòng)并基于所有的互動(dòng)輪次而報(bào)告了合作率， 我們則將合作率所屬輪次編碼為0 （k = 274）; 對(duì)于那些讓被試進(jìn)行多輪互動(dòng)但基于某輪或部分輪次的結(jié)果報(bào)告了合作率的研究， 我們將合作率所屬輪次編碼為1 （k = 28， 其中2個(gè)效應(yīng)量?jī)H為第一輪的合作率， 26個(gè)效應(yīng)量?jī)H為部分輪次的合作率）。

2.9" 社會(huì)指標(biāo)

基于前述研究假設(shè)的分析， 我們從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)（http：//www.stats.gov.cn/tjsj/）公布的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)家數(shù)據(jù)》中獲得了可能與陌生人合作行為變遷有關(guān)的重要社會(huì)指標(biāo)：（1）經(jīng)濟(jì)狀況， 包括人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gross domestic product， GDP）和社會(huì)保障率; （2）城市化率; （3）社會(huì)人口流動(dòng)/關(guān)系流動(dòng)， 包括人戶分離人口比例， 第三產(chǎn)業(yè)人員比例和居民平均出游人次; （4）社會(huì)聯(lián)結(jié)， 包括獨(dú)居人口比例和粗離婚率; （5）高等教育水平; （6）互聯(lián)網(wǎng)普及率。表1詳細(xì)報(bào)告了每個(gè)社會(huì)指標(biāo)的具體信息。

2.10" 元分析程序

為了檢驗(yàn)中國(guó)人的合作行為隨時(shí)間的變化， 我們使用了R語(yǔ)言中的metafor包進(jìn)行分析（R Core Team， 2019; Viechtbauer， 2010）。由于我們?cè)诰幋a社會(huì)困境的研究特征時(shí)對(duì)其進(jìn)行了拆分， 這使得某些效應(yīng)量嵌套于同一項(xiàng)研究中， 具有非獨(dú)立性， 因此， 我們使用了三水平混合效應(yīng)的元回歸模型（three- level mixed-effects meta-regression model; Assink amp; Wibbelink， 2016）， 同時(shí)考慮模型中效應(yīng)量的抽樣誤差（sampling variance， 水平1）、研究?jī)?nèi)變異（within-study variance， 水平2）， 以及研究間變異（between-study variance， 水平3）。此外， 我們使用R語(yǔ)言中的mice包對(duì)數(shù)據(jù)中的缺失值進(jìn)行多重插補(bǔ)（van Buuren amp; Groothuis-Oudshoorn， 2011）。該包可與metafor包結(jié)合使用， 同時(shí)處理不同類型變量的缺失值。

在所有元回歸模型中， 我們將數(shù)據(jù)收集年份作為自變量， 將對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后的合作率作為因變量， 并在模型中控制所有編碼的研究特征對(duì)合作行為的影響。在元回歸分析之后， 我們參考前人研究（Curran amp; Hill， 2019; Twenge et al.， 2004）， 基于回歸方程y = bx + c （b表示非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)， x表示數(shù)據(jù)收集年份， c為回歸方程的截距， y表示合作率）分別估算中國(guó)人在1999年時(shí)的合作率與2019年時(shí)的合作率， 然后計(jì)算合作率的變化幅度。

最后， 我們報(bào)告社會(huì)指標(biāo)與合作行為之間的相關(guān)關(guān)系。具體而言， 我們將社會(huì)指標(biāo)數(shù)據(jù)與合作率進(jìn)行如下匹配（Twenge， 2000）：合作行為數(shù)據(jù)收集前10年、前5年以及當(dāng)年的社會(huì)指標(biāo)與合作率進(jìn)行匹配。然后， 我們?cè)谠貧w模型中分別使用每個(gè)社會(huì)指標(biāo)單獨(dú)預(yù)測(cè)合作率， 并同時(shí)控制所有編碼 的研究特征。這種滯后的數(shù)據(jù)匹配和分析有助于我們初步探討合作行為隨時(shí)間變化的可能社會(huì)變遷基礎(chǔ)。

3" 結(jié)果

3.1" 初步分析結(jié)果

我們首先對(duì)數(shù)據(jù)中的極端值進(jìn)行處理， 將對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后的合作率（yi）標(biāo)準(zhǔn)化。在排除2個(gè)極端值" （|Z| gt; 3.29）之后， 最終的元分析包含254項(xiàng)研究， 共計(jì)302個(gè)合作率（N = 29249）。我們基于這302個(gè)效應(yīng)量估計(jì)了整體樣本的平均合作率， 結(jié)果表明， 中國(guó)人的平均合作率為0.51， SE = 0.03， 95%置信區(qū)間（confidence interval， CI）為[0.49， 0.52]， 估計(jì)的總體異質(zhì)性τ2（研究?jī)?nèi)變異） = 0.23， τ2（研究間變異） = 0.05， 異質(zhì)性變異占總變異的百分比I2（研究?jī)?nèi)變異） = 80.94%， I2（研究間變異） = 17.81%， 模型的異質(zhì)性檢驗(yàn)顯著， Q殘差（301） = 19369.66， p lt; 0.001。

3.2" 主要分析結(jié)果

我們使用三水平混合效應(yīng)元回歸模型估計(jì)了時(shí)間（數(shù)據(jù)收集年份）對(duì)合作行為的影響、合作行" 為的變化幅度以及社會(huì)指標(biāo)與合作行為之間的關(guān)系。此外， 我們也比較了中美兩國(guó)合作行為的變遷趨勢(shì)。

3.2.1" 合作行為隨時(shí)間變化的趨勢(shì)

以數(shù)據(jù)收集年份為自變量， 以合作行為為因變量， 在模型1中只納入年份， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為隨時(shí)間變化而上升， b = 0.018， SE = 0.008， p = 0.029， β = 0.12 （見表2和圖1）， 該結(jié)果與假設(shè)1相反， 支持假設(shè)2。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)合作行為隨時(shí)間的變化是否符合曲線模型， 我們?cè)谠貧w模型中同時(shí)納入年份和年份的平方作為預(yù)測(cè)變量， 結(jié)果表明， 數(shù)據(jù)收集年份依然顯著地正向預(yù)測(cè)合作行為， b = 0.022， SE = 0.009， p = 0.016， β = 0.15， 而年份的平方項(xiàng)對(duì)合作行為并沒有顯著預(yù)測(cè)作用， b = 0.002， SE = 0.002， p = 0.323， β = 0.06。這些結(jié)果表明， 合作行為隨著年份的變化表現(xiàn)出線性增長(zhǎng)趨勢(shì)。

接著， 我們?cè)谀Ｐ?中同時(shí)將所有編碼的研究特征（即社會(huì)困境類型、男性被試比例、互動(dòng)重復(fù)性、群體規(guī)模、K指數(shù)、溝通、獎(jiǎng)懲機(jī)制與合作率所屬輪次）作為控制變量， 結(jié)果表明， 在控制其他研究特征之后， 中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為依然隨時(shí)間變化而上升， b = 0.024， SE = 0.009， p = 0.006， β = 0.16 （見表2）。此外， 社會(huì)困境中的溝通和獎(jiǎng)懲機(jī)制， 以及更高的K指數(shù)均正向預(yù)測(cè)人們的合作率。即使我們把2個(gè)極端值也納入到元分析中并控制所有的研究特征后， 時(shí)間依然顯著地正向預(yù)測(cè)合作行為， b = 0.022， SE = 0.009， p = 0.013， β = 0.13。

3.2.2" 合作行為的變化幅度

我們進(jìn)一步使用元回歸模型中的方程分別估算中國(guó)社會(huì)中陌生人之間在1999年時(shí)的合作率與2019年時(shí)的合作率， 然后估計(jì)中國(guó)社會(huì)中合作行為上升的幅度?；谀Ｐ?的回歸方程， 在控制了其他研究特征后， 中國(guó)社會(huì)中合作行為的預(yù)測(cè)值從1999年的0.33上升到了2019年的0.45， 在20年的時(shí)間里上升了34.21%; 基于模型1的回歸方程， 在未控制其他研究特征時(shí)， 中國(guó)社會(huì)中合作行為的預(yù)測(cè)值從1999年的0.44上升到了2019年的0.53， 在20年的時(shí)間里上升了20.48%。

3.2.3" 社會(huì)指標(biāo)與合作行為之間的關(guān)系

如前所述， 為探討社會(huì)指標(biāo)與合作行為的關(guān)系， 我們?cè)谠貧w模型中分別使用合作行為數(shù)據(jù)收集的10年前、5年前以及當(dāng)年的每個(gè)社會(huì)指標(biāo)單獨(dú)預(yù)測(cè)合作行為， 同時(shí)控制所有研究特征。結(jié)果表明， 人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、社會(huì)保障率、城市化率等社會(huì)指標(biāo)均與合作行為顯著正相關(guān)（見表3）。這些結(jié)果（尤其是10年和5年之前的社會(huì)指標(biāo)與合作行為的相關(guān)關(guān)系）表明， 相應(yīng)的社會(huì)指標(biāo)變化可能是中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作水平升高的社會(huì)變遷基礎(chǔ)。

3.2.4" 中美兩國(guó)社會(huì)中陌生人合作行為變遷的比較

我們將中國(guó)社會(huì)中的合作行為變化與美國(guó)社會(huì)中合作行為的變化趨勢(shì)進(jìn)行比較， 以分析中美兩國(guó)合作行為變化的異同， 更好地理解中國(guó)社會(huì)中合作行為的變遷特點(diǎn)， 并在更大的全球范圍內(nèi)理解人類合作行為的社會(huì)變遷趨勢(shì)。最近一項(xiàng)研究采用了橫斷歷史元分析探討了美國(guó)人（k = 660， N = 63342， 平均年齡：18～28歲， 年代：1956～2017）在囚徒困境和公共物品困境中互動(dòng)時(shí)的總體合作率與年份之間的關(guān)系（Yuan et al.， 2022）， 同時(shí)控制其他研究特征（社會(huì)困境類型、男性被試比例、互動(dòng)重復(fù)性、群體規(guī)模、K指數(shù)、溝通和獎(jiǎng)懲機(jī)制等）， 結(jié)果表明， 在61年間， 美國(guó)陌生人之間的合作行為隨著年代的變化同樣表現(xiàn)出升高的趨勢(shì)， b = 0.005， SE = 0.002， p = 0.012， 上升了19.67%。中美比較的不同結(jié)果是， 在控制研究特征后， 中國(guó)社會(huì)中的陌生人合作行為在20年間上升了34.21%， 在更短時(shí)間內(nèi)有著更大的上升幅度。

4" 討論

在過去20年經(jīng)歷巨大社會(huì)變遷的中國(guó)社會(huì)中， 人們的合作行為是否也發(fā)生了變化？發(fā)生了怎樣的變化？本研究采用橫斷歷史元分析方法分析具有較高內(nèi)外部效度的社會(huì)困境范式中的合作行為實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 直接探討了這個(gè)問題。結(jié)果表明， 中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為水平隨時(shí)間呈上升趨勢(shì)， 在1999～2019年這20年間上升了34.21% （共302個(gè)效應(yīng)量， N = 29249， 平均年齡：18～28歲）。合作行為數(shù)據(jù)收集的10年和5年之前的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、社會(huì)保障率、城市化率、社會(huì)人口流動(dòng)/關(guān)系流動(dòng)（包括人戶分離人口比例、第三產(chǎn)業(yè)人員比例和居民平均出游人次）、獨(dú)居人口比例、粗離婚率、高等教育水平、互聯(lián)網(wǎng)普及率等均與合作行為顯著正相關(guān)， 它們可能是合作行為上升的社會(huì)變遷基礎(chǔ)。此外， 中美兩國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為表現(xiàn)出相似的變遷趨勢(shì)， 但是中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為在更短時(shí)間內(nèi)呈現(xiàn)出更大的上升幅度。

4.1" 中國(guó)社會(huì)中陌生人合作行為上升

如前所述， 中國(guó)的現(xiàn)代化發(fā)展和社會(huì)分工體系的復(fù)雜化， 陌生人之間感知的更多相互依賴性和利益一致性是提升彼此合作的重要因素。同時(shí)， 中國(guó)高等教育的發(fā)展和人們認(rèn)知水平的提高使人們能更好地理解和解決社會(huì)困境， 在某種程度上促進(jìn)陌生人之間合作行為的上升。這可以在一定程度上解釋為什么經(jīng)濟(jì)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)人口比例和中國(guó)高等教育水平與陌生人合作行為顯著正相關(guān)。

此外， 個(gè)體主義是陌生人之間信任與合作的一個(gè)重要條件（Berigan amp; Irwin， 2011; Chen amp; Li， 2005; Jing et al.， 2021）。因?yàn)閭€(gè)體自主和獨(dú)立于社會(huì)聯(lián)結(jié)的同時(shí)也意味著他們?cè)趯?shí)際社會(huì)生活中會(huì)更加依賴于陌生他人（Allik amp; Realo， 2004; Durkheim， 2019）， 尤其是在社會(huì)分工日益復(fù)雜的現(xiàn)代社會(huì)中， 日益升高的個(gè)體主義可能促進(jìn)人們對(duì)陌生人的信任， 以及在具體的相互依賴情境中的合作行為。此外， 個(gè)體主義高的現(xiàn)代社會(huì)具有更高的關(guān)系流動(dòng)性——人們有更多的機(jī)會(huì)與新的陌生人進(jìn)行互動(dòng)， 建立新的社會(huì)關(guān)系（Yuki amp; Schug， 2020）。城市化和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展更是極大地拓展了人們的社會(huì)互動(dòng)范圍和居住流動(dòng)性， 促進(jìn)了人們?nèi)穗H關(guān)系的流動(dòng)。以往研究表明， 關(guān)系流動(dòng)性與社會(huì)中陌生人之間的信任和合作行為顯著正相關(guān)（Romano et al.， 2021; Thomson et al.， 2018）， 因?yàn)樵陉P(guān)系流動(dòng)性高的社會(huì)中， 人們需要通過對(duì)陌生人的信任、友善與合作來(lái)建立同伴關(guān)系以及維持關(guān)系穩(wěn)定， 提高社會(huì)適應(yīng)性（Yuki amp; Schug， 2020）。這至少可以解釋為什么社會(huì)保障水平、城市化水平、人戶分離人數(shù)比例、居民平均出游人次、獨(dú)居率、離婚率以及互聯(lián)網(wǎng)普及率等與陌生人之間的合作行為顯著正相關(guān)?？傊?即使以往研究表明人們對(duì)社會(huì)上一般他人的信任意愿或態(tài)度下降， 但是社會(huì)困境中的狀態(tài)信任要比一般信任更能顯著地正向預(yù)測(cè)合作行為（Acedo- Carmona amp; Gomila， 2014; Balliet amp; van Lange， 2013; Pletzer et al.， 2018）。因此， 在有相互依賴性的具體社會(huì)互動(dòng)情境中， 日益升高的個(gè)體主義更可能促進(jìn)而非抑制人們對(duì)陌生人的信任與合作。

最后， 本研究使用的是年輕成人群體被試， 其中絕大多數(shù)為大學(xué)生樣本。以往研究表明， 社會(huì)困境研究中的大學(xué)生群體往往主修社會(huì)與行為科學(xué)方面的專業(yè)課程（Balliet et al.， 2021）， 這些專業(yè)（尤其是心理學(xué)）的教科書通常會(huì)討論助人、合作等積極行為的社會(huì)益處， 這在某種程度上可能促使受高等教育的年輕人表現(xiàn)出較多的合作行為。另一方面， 在國(guó)內(nèi)接受高等教育的年輕人群體往往接觸更多的國(guó)家政策、社會(huì)合作規(guī)范與合作意識(shí)方面的教育， 而且他們也更容易受到教育內(nèi)容、社會(huì)規(guī)范、權(quán)威和社會(huì)變遷趨勢(shì)的影響（Sears， 1986）。那么， 隨著中國(guó)社會(huì)中更多的年輕人接受高等教育， 而且在全球化過程中的國(guó)家發(fā)展理念和政策教育中更多凸顯“開放、包容、合作、共贏”、共建“一帶一路”、“構(gòu)建人類命運(yùn)共同體”等多邊合作理念和戰(zhàn)略， 這些都可能促使年輕人群體在中國(guó)社會(huì)的發(fā)展中更多地接觸和認(rèn)同合作規(guī)范， 提高他們的合作行為。

總之， 以往基于城市化發(fā)展、個(gè)體主義提升和社會(huì)信任的下降而認(rèn)為中國(guó)社會(huì)中陌生人之間合作行為下降的觀點(diǎn)可能是一種“錯(cuò)覺”。這些社會(huì)變遷可能會(huì)使人們?cè)谏鐣?huì)認(rèn)知或心態(tài)上感知到更少的名聲關(guān)注、更高的自我和獨(dú)立性以及更不信任他人， 但這些社會(huì)心理層面的變遷并不意味著人們的實(shí)際合作行為相應(yīng)地降低。城市化的發(fā)展、社會(huì)分工的精細(xì)化、人口流動(dòng)等也促使人們有了更多接觸陌生人和與陌生人互動(dòng)的機(jī)會(huì)， 個(gè)體與熟人之間相互依賴性的降低反而促進(jìn)與陌生人之間的依賴性， 人們可能不信任他人， 但在實(shí)際的社會(huì)適應(yīng)過程中， 面對(duì)相互依賴性的情境又必須與他人合作， 這些都可能促進(jìn)人們合作行為的上升。本研究的假設(shè)1和結(jié)果的不一致性在某種程度上也反映了人們的社會(huì)認(rèn)知或心態(tài)與其實(shí)際的社會(huì)行為之間的背離， 這啟示我們除了關(guān)注人們的社會(huì)認(rèn)知、人格特質(zhì)等層面的心理變遷之外， 更要關(guān)注人們實(shí)際的社會(huì)行為的變遷， 而社會(huì)行為的變遷恰是以往研究所忽視或難以探討的。我們期待未來(lái)有更多的研究關(guān)注人們社會(huì)行為的變遷， 澄清人們可能存在的基于社會(huì)認(rèn)知變化而推斷出行為層面也相應(yīng)變化的“錯(cuò)覺”， 以更全面和客觀地理解中國(guó)的社會(huì)變遷及其對(duì)人們心理和行為變遷的影響。

4.2" 中美兩國(guó)陌生人之間合作行為變遷的比較

盡管中美兩國(guó)存在社會(huì)制度與文化差異， 但兩國(guó)社會(huì)中的合作行為都隨著時(shí)間呈現(xiàn)上升趨勢(shì)， 表現(xiàn)出一定的相似性。以往研究表明， 全球范圍內(nèi)不同國(guó)家的合作水平并沒有表現(xiàn)出明顯的差異（Spadaro， Graf， et al.， 2022）。社會(huì)文化變遷也會(huì)隨著相似的社會(huì)生態(tài)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等現(xiàn)代化進(jìn)程表現(xiàn)出共同的方向（Greenfield， 2013; Inglehart amp; Baker， 2000）。那么， 中國(guó)和美國(guó)的陌生人之間的合作行為可能因?yàn)閮蓢?guó)相似的現(xiàn)代化進(jìn)程和社會(huì)變遷趨勢(shì)（例如個(gè)體主義的升高和社會(huì)信任的下降）表現(xiàn)出趨同性。這種趨同性表明現(xiàn)代化進(jìn)程中科技（如互聯(lián)網(wǎng)和社交媒體）的發(fā)展和社會(huì)分工的復(fù)雜化、精細(xì)化使得人們?cè)谏钪懈赡芤蕾嚹吧耍?與陌生人進(jìn)行互動(dòng)， 促進(jìn)同一社會(huì)中以及不同社會(huì)間的陌生人之間的合作行為?？傊?， 從進(jìn)化以及社會(huì)變遷角度而言， 合作行為始終是人類解決各種社會(huì)適應(yīng)問題的重要策略（Boyd amp; Richerson， 2009）。未來(lái)研究需要在更多的國(guó)家或地區(qū)驗(yàn)證合作行為上升是否具有全球普遍性。

此外， 與美國(guó)相比， 中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為有更大的上升幅度， 表現(xiàn)出一定的特殊性， 這可能反映了中國(guó)現(xiàn)代化進(jìn)程的某些獨(dú)特性。一方面， 中國(guó)社會(huì)比美國(guó)等西方社會(huì)在更短時(shí)間內(nèi)經(jīng)歷了更快速的工業(yè)化、城市化和全球化過程， 這使得社會(huì)變遷具有時(shí)空壓縮特點(diǎn)（景天魁， 2015）; 近20年來(lái)， 中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化和高等院校入學(xué)率等增長(zhǎng)速度均顯著高于美國(guó)（世界銀行： https：//data. worldbank.org/）， 互聯(lián)網(wǎng)的用戶規(guī)模和產(chǎn)業(yè)發(fā)展等的增速也同樣高于美國(guó)（方興東， 陳帥， 2019）。另一方面， 與美國(guó)等西方社會(huì)相比， 在中國(guó)的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型和社會(huì)變遷中， 人們的個(gè)體化是一種國(guó)家管理下的個(gè)體化， 即在人們從集體主義向個(gè)體主義發(fā)展的過程中， 國(guó)家通過限定對(duì)集體和國(guó)家有利的行為方式和規(guī)范來(lái)管理個(gè)體化進(jìn)程， 個(gè)體也往往內(nèi)化社會(huì)主義框架下的個(gè)體化發(fā)展方向（高海燕 等， 2022; 閻云翔， 2012）。那么， 國(guó)家倡導(dǎo)的社會(huì)主義核心價(jià)值觀與合作共贏等理念可能會(huì)同步增強(qiáng)日益上升的個(gè)體主義對(duì)合作行為的積極影響。這些都可能使中國(guó)社會(huì)中的合作行為在更短時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)出更明顯的上升趨勢(shì)。在社會(huì)文化變遷和文化群體選擇的過程中， 更加具有凝聚力和合作水平的群體將勝過低凝聚力與低合作水平的群體（Mesoudi， 2009）。中國(guó)社會(huì)中陌生人之間的合作行為呈現(xiàn)更大上升幅度的這種積極而快速的變化趨勢(shì)， 是中國(guó)內(nèi)部凝聚力和社會(huì)資本增強(qiáng)的重要表現(xiàn)， 也反映了中國(guó)社會(huì)體系變革帶來(lái)的積極影響。這對(duì)于我國(guó)未來(lái)的持續(xù)發(fā)展， 提高國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力， 應(yīng)對(duì)世界百年未有之大變局， 以及實(shí)現(xiàn)中華民族的偉大復(fù)興都具有重要而積極的意義。

4.3" 研究局限和未來(lái)展望

本研究存在以下幾方面的局限。

第一， 時(shí)間影響合作行為的效應(yīng)量較小。盡管中國(guó)社會(huì)中陌生人的合作行為在20年間有顯著的上升， 但時(shí)間只能解釋1%的合作行為的變異， 在控制其他研究特征后， 時(shí)間也僅能解釋3%的合作行為的變異。但是， 以往的一些橫斷歷史元分析也發(fā)現(xiàn)類似大小的效應(yīng)量， 例如關(guān)于完美主義的變遷研究（Curran amp; Hill， 2019）、特質(zhì)共情的變遷研究（Konrath et al.， 2011）以及美國(guó)社會(huì)中合作行為變遷的研究（Yuan et al.， 2022）均發(fā)現(xiàn)時(shí)間影響心理與行為的小到中等的效應(yīng)量， 尤其是時(shí)間對(duì)行為層面的影響更小。本研究中時(shí)間影響合作行為的效應(yīng)量之所以較小， 這一方面由于時(shí)間是影響合作行為的遠(yuǎn)端變量， 另一方面由于研究者在社會(huì)困境行為實(shí)驗(yàn)中操縱的其他影響合作行為的變量（例如情緒）可能會(huì)削弱時(shí)間對(duì)合作行為的效應(yīng)。即使如此， 陌生人之間合作行為的微小提升可以在長(zhǎng)時(shí)間的社會(huì)變遷中持續(xù)累積和自我強(qiáng)化， 在整個(gè)社會(huì)層面依然可以產(chǎn)生顯著的積極影響， 尤其是這種上升趨勢(shì)在社會(huì)發(fā)展中持續(xù)存在的時(shí)候。這種長(zhǎng)久的合作行為上升趨勢(shì)可能在不斷累積和強(qiáng)化中逐漸提升社會(huì)的合作規(guī)范與合作價(jià)值觀， 進(jìn)一步促進(jìn)合作行為的上升， 從而帶來(lái)合作行為與社會(huì)規(guī)范和價(jià)值觀的持續(xù)性的相互正向強(qiáng)化。

第二， 與前人研究類似（Yuan et al.， 2022）， 本研究由于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和研究方法的局限并不能排除社會(huì)指標(biāo)與合作行為之間關(guān)系的其他混淆變量的影響， 無(wú)法證明社會(huì)指標(biāo)對(duì)合作行為具有因果效應(yīng)。社會(huì)指標(biāo)與合作行為之間的正相關(guān)也可能僅僅是因?yàn)樗械淖兞慷茧S著時(shí)間發(fā)展線性增長(zhǎng)而造成的虛假相關(guān)。未來(lái)研究需要使用縱向追蹤設(shè)計(jì)或者時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)交叉驗(yàn)證本研究中的發(fā)現(xiàn)。此外， 這些社會(huì)指標(biāo)對(duì)合作行為均有正向預(yù)測(cè)作用， 本研究也難以真正區(qū)分清哪些社會(huì)指標(biāo)對(duì)合作行為的潛在影響更大， 因?yàn)榻?jīng)濟(jì)、城市化、社會(huì)人口流動(dòng)、教育等各個(gè)指標(biāo)在社會(huì)發(fā)展中相互影響和交織， 而且每個(gè)指標(biāo)影響合作行為的潛在機(jī)制也可能存在差異， 現(xiàn)有的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和已知的方法也不足以進(jìn)行更多的分析、比較和解釋。未來(lái)的研究需要進(jìn)一步澄清各個(gè)社會(huì)指標(biāo)與合作行為變遷之間的獨(dú)特關(guān)系并分析和比較哪些社會(huì)指標(biāo)在合作行為的變遷中發(fā)揮了更大的作用， 從而更加精細(xì)和完整地理解合作行為變遷的潛在社會(huì)基礎(chǔ)。

第三， 本研究無(wú)法探討哪些具體的心理過程或動(dòng)機(jī)（如人們的合作價(jià)值觀）隨時(shí)間或社會(huì)變遷引發(fā)了合作行為的變化， 也沒法區(qū)分合作行為的上升反映的是人們工具性合作行為（即把合作行為用作實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的策略性工具）還是內(nèi)在親社會(huì)動(dòng)機(jī)性合作行為的變遷（Sommet et al.， 2023）。盡管如此， 工具性和內(nèi)在動(dòng)機(jī)性合作行為的上升都有利于提高社會(huì)凝聚力， 而且長(zhǎng)久的合作行為上升也可能逐漸提升社會(huì)的合作規(guī)范， 促進(jìn)人們的合作價(jià)值觀等更加內(nèi)在的動(dòng)機(jī)與社會(huì)偏好的上升， 進(jìn)一步促進(jìn)人們的合作行為。我們呼吁未來(lái)研究進(jìn)一步探討社會(huì)變遷因素通過什么具體心理路徑或過程影響社會(huì)困境中合作行為的變化。

第四， 本研究主要使用的是中國(guó)社會(huì)中的年輕成人群體且絕大多數(shù)樣本為大學(xué)生， 研究結(jié)果可能沒法推廣到中國(guó)社會(huì)中所有年齡段的群體。但是， 社會(huì)困境的實(shí)驗(yàn)行為研究大多使用年輕的成人和大學(xué)生樣本， 而且與年長(zhǎng)群體相比， 年輕人也往往更容易受到社會(huì)規(guī)范、權(quán)威和社會(huì)變遷趨勢(shì)的影響（Sears， 1986）， 因此， 使用該群體可以幫助我們很好地檢驗(yàn)中國(guó)社會(huì)中合作行為變化的連續(xù)性以及社會(huì)變遷趨勢(shì)的影響。以往研究也表明年輕的大學(xué)生群體和非大學(xué)生群體之間的合作行為并沒有顯著差異， 并不影響合作行為的變遷（Yuan et al.， 2022）。此外， 年輕人群體是社會(huì)中極具代表性的主流群體， 他們?cè)谀挲g上“承上啟下”， 在社會(huì)發(fā)展中也是“承前啟后”。年輕人， 尤其是大學(xué)生群體通常是每一代人群中的佼佼者和未來(lái)社會(huì)的中流砥柱， 在居住流動(dòng)性和關(guān)系流動(dòng)性日益升高的現(xiàn)代社會(huì)中， 他們無(wú)論是在學(xué)校還是進(jìn)入社會(huì)都需要不斷地與陌生他人接觸并建立新的人際關(guān)系， 他們的合作行為變遷可以在很大程度上代表整個(gè)中國(guó)社會(huì)中陌生人合作行為的變化趨勢(shì)。

總之， 本研究發(fā)現(xiàn)， 在中國(guó)現(xiàn)代化進(jìn)程中， 雖然陌生人社會(huì)不斷擴(kuò)展， 人們的個(gè)體主義上升， 社會(huì)信任下降， 但是陌生人之間的合作行為（社會(huì)資本的重要指標(biāo)）依然表現(xiàn)出上升趨勢(shì)。這對(duì)我們理解中國(guó)社會(huì)資本的變遷提供了新的行為證據(jù)和視角， 為我們團(tuán)結(jié)應(yīng)對(duì)世界百年未有之大變局提供了內(nèi)部凝聚力增強(qiáng)的社會(huì)行為信號(hào)。我們推斷， 現(xiàn)代化的發(fā)展、社交媒體等科技創(chuàng)新并不一定削弱人們之間的聯(lián)結(jié)， 它們也可以促進(jìn)陌生人之間的互動(dòng)， 促進(jìn)同一社會(huì)中甚至不同社會(huì)之間的陌生人之間的合作行為。在整個(gè)中國(guó)社會(huì)以及人類社會(huì)持續(xù)的現(xiàn)代化發(fā)展中， 隨著城市化水平、獨(dú)居率、關(guān)系流動(dòng)性等的升高， 未來(lái)的人們將更多地面臨陌生人之間的互動(dòng)， 更需要依賴陌生人來(lái)實(shí)現(xiàn)個(gè)人或集體的目標(biāo)。那么， 更多社會(huì)中和不同社會(huì)之間的合作行為也可能表現(xiàn)出上升趨勢(shì)。若真如此， 這將有助于我們更加樂觀地應(yīng)對(duì)各種社會(huì)公共挑戰(zhàn)， 推動(dòng)構(gòu)建人類命運(yùn)共同體， 通過合作共贏來(lái)實(shí)現(xiàn)每個(gè)社會(huì)以及整個(gè)人類社會(huì)的未來(lái)發(fā)展。

參" 考" 文" 獻(xiàn)

（注： 納入元分析的文獻(xiàn)較多， 此處未列出， 詳細(xì)的文獻(xiàn)列表請(qǐng)?jiān)L問https：//osf.io/hxguw/）

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The changes in cooperation among strangers in China： A cross-temporal

meta-analysis of social dilemmas （1999～2019）

YUAN Mingliang1， WU Junhui2，3， JIN Shuxian4， LIN Jing5， KOU Yu5， PAUL A. M. Van Lange6

（1 Department of Psychology， School of Humanities and Social Sciences， Anhui Agricultural University， Hefei 230036， China）

（2 CAS Key Laboratory of Behavioral Science， Institute of Psychology， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China）

（3 Department of Psychology， University of Chinese Academy of Sciences， Beijing 100049， China） （4 School of Psychology，

University of Sussex， Brighton BN19RH， United Kingdom） （5 Beijing Key Laboratory of Applied Experimental Psychology，

National Demonstration Center for Experimental Psychology Education （Beijing Normal University）， Institute of Developmental Psychology， Beijing Normal University， Beijing 100875， China） （6 Department of Experimental and Applied Psychology，

Institute for Brain and Behavior Amsterdam （IBBA）， VU Amsterdam， Amsterdam 1081BT， The Netherlands）

Abstract

Cooperation among strangers is a key feature of social capital which facilitates societies to effectively compete with other societies. Notably， cooperation among strangers does not remain permanent or stable within a society but can shift with changes in ecology and culture.

In the past few decades， China has experienced tremendous social changes， mainly manifested in rapid economic growth， rising urbanization level， more widespread higher education， and rapid development of the internet. Meanwhile， people’s residential mobility and social interaction scope has expanded. Acquaintance society has been shrinking while stranger society has been expanding. Interpersonal trust has declined and individualism has increased. However， little is known about whether cooperation （operationalized as cooperative behavior in social dilemmas） among strangers has shifted along with above societal changes within Chinese society. Thus， based on the history of experimental research on cooperation among young Chinese adults in situations involving conflicting interests （i.e.， social dilemmas）， this study meta-analyzed 254 studies conducted between 1999 and 2019 with 302 unique samples and effect sizes involving 29249 participants to test for possible changes over time in cooperation among strangers.

We conducted meta-regression analyses applying a three-level mixed-effects meta-regression model and performed multiple imputation to handle missing data in our model. For all analyses， year of data collection was entered as the predictor， and the cooperation estimate as the outcome variable. In addition， we also simultaneously added the study characteristic variables （i.e.， dilemma type， proportion of male participants， repetitions， group size， K index， communication， sanctions， and period of cooperation） as control variables to the meta-regression models to rule out the possibility that changes in cooperation are explained by study characteristics. Finally， we also calculated the magnitude of change in cooperation and reported the correlations between the sociocultural indicators and cooperation.

We found cooperation among strangers increased over time in Chinese society： The cooperation rate had increased from 0.33 in 1999 to 0.45 in 2019 after controlling for other variables. In addition， some societal indicators （e.g.， societal wealth， urbanization level， higher education level， and internet penetration rate） measured 10 to 5 years prior to measures of cooperation were found to be positively associated with cooperation， suggesting that they may be potential societal underpinnings of increases in cooperation. The cooperative behavior among strangers in China and the United States shows a similar upward trend， but cooperation in Chinese society has a larger increase in a shorter period. These findings have important implications for boosting public confidence in solving present and future challenges.

Keywords" cooperation， social capital， social dilemmas， cross-temporal meta-analysis， social change