權力的游戲*
——中國文化中的人情對腐敗意圖的影響

(武漢大學哲學學院，武漢 430072)

1 問題提出

腐敗是個人利用公共權力謀取私人利益的不當行為(Ko & Weng，2011)。腐敗行為嚴重危害經濟發展(Bentzen，2012)、法制建設(Bardhan，1997)、社會公正(Gupta，Davoodi，& Alonso-Terme，2002)，是各個國家都無法避免的重大問題。十八大以來，國家以空前力度嚴懲腐敗。十九大更是強調堅持反腐敗無禁區、全覆蓋、零容忍。對于腐敗，經濟學、政治學、管理學都開展研究，提出尋租理論、成本-收益理論、現代化理論(許歡，2014)。但在心理學領域中，較少有學者從文化或心理的角度對這一重大社會問題展開實證研究。

腐敗涉及到的權-利交換不能離開現實中的人際關系。眾所周知，中國文化是一個“關系本位”的文化(秦亞青，2009)。在這種文化中，人們以人情法則為指導，根據關系遠近程度用不同方式進行交往，精確計算人情的施、受程度，避免欠下“人情債”。不少質性研究發現人情會導致腐敗問題。比如徐瑞婕、許燕、馮秋迪和楊浩鏗(2015)對19篇因腐敗而落馬的官員的自白書進行內容分析發現，原本清廉的官員受到人情的“心理綁架”逐漸走向腐敗之路。張詠梅和劉子馨(2012)根據腐敗官員案例提出，中國傳統觀念中的“欠人情”、“回報”觀會造成官員的腐敗行為。

然而，回顧以往關于人情和腐敗的研究，大多將人情視為資源和規范的結合，甚至將人情等同于超量回報他人禮物的義務。人情究竟是一個整體還是包含感情、資源、規范三個維度的復雜構念？這三個維度分別對腐敗意圖產生怎樣的影響，研究將試圖回答這兩個問題。

2 預研究 人情問卷編制

由于以往人情問卷，如CPAI(The Chinese Personality Assessment Inventory，Cheung et al.，1996)中的人情分量表將人情視為單一整體，無法驗證上述研究者認為的人情三維度是否存在。因此，本人根據黃光國和胡先縉(2005)對人情的描述編制了一份人情問卷，包含情感(5道題目)、資源(6道題目)、規范(6道題目)3個維度。問卷采用5點評分(1=完全不同意，5=完全同意)。其中情感維度類似共情，是對他人遭遇的理解和關心；資源維度是利用人情資源獲得優先對待的意圖；規范維度則是維護社會和諧的人際規范。

2.1 研究方法

向武漢大學、華中師范大學在校大學生群體發放問卷180份，收回有效問卷166份(男性47人，女性119人，平均年齡21.78±3.72歲)。

2.2 研究結果

對收回來的有效問卷進行信效度檢驗。其中情感、資源、規范3個維度的內部一致性系數分別為0.65，0.77，0.66。對問卷進行驗證性因素分析，擬合指數如下：χ2/df=1.51，CFI=0.88，GFI=0.89，RMSEA=0.055，基本達到心理學測量的要求。

表1 人情的三個維度

3 研究1

3.1 研究對象

通過問卷星向北京、武漢兩地在校大學生發放問卷120份，收回有效問卷106份。其中男性33人，女性73人，平均年齡21.45±2.81歲。

3.2 研究工具

(1)人情問卷 采用上述自編的人情問卷。問卷采用5點計分，1表示完全不同意，5表示完全同意。此研究中，情感、資源、規范三個維度的α系數分別為0.63、0.73、0.64。

(2)腐敗意圖和預期懲罰 參照Bai，Liu和Kou(2014)在研究中使用的腐敗材料，編制2個商業、行政領域的腐敗情景。被試需想象自己為情景中手握權力一方，評估自己“幫助”朋友以及這樣做被懲罰的可能性，分別代表他的腐敗意圖和預期懲罰。所有項目均采用9點評分，1表示肯定不會，5表示一半的可能會，9表示肯定會。在此研究中，腐敗意圖和預期懲罰的α系數分別為0.56和0.75。具體情景如下：

2013年春節前的一天，程瀚以搬新家為由，讓蔣某送一件青銅器給他。蔣某得到指令后，送了一對清代的仿古青銅器花瓶給程瀚。2016年，程瀚得知自己被調查，讓其司機薛某某把兩個花瓶都退給蔣某。

情景一：假如您是某公司的招標處主任，有3家公司正在參與您負責的招標活動。其中一家公司在競爭中處弱勢地位，但公司老板與您是朋友，他希望您能幫助他們公司贏得招標，并準備給您一大筆報酬。

情景二：假設您是某交警大隊隊長。您的一位朋友因違規停車，面臨罰款200元，駕駛證扣3分的處罰。您的這位朋友找到您請求幫忙，罰款照交，但不要扣分，并承諾成功后會給您一大筆報酬。

3.3 結果

3.3.1 共同方差檢驗

由于采用自我報告法，可能會導致共同方法偏差。因此采用Harman單因子檢驗對共同方法偏差進行檢驗，結果發現未旋轉情況下特征值大于1的因子共9個，其中第一個因子只解釋了總變異的14.97%，表明不存在顯著的共同方法偏差。

3.3.2 人情對腐敗意圖的影響

配對樣本t檢驗表明，被試在商業、行政情景中的腐敗意圖(t(104)=-0.04，p=0.97)和預期懲罰均無顯著差異(t(104)=1.05，p=0.30)。因此將被試在兩個情景下腐敗意圖、預期懲罰的平均得分代表被試的腐敗意圖、預期懲罰水平。

將人情中的情感、資源、規范維度及預期懲罰同時納入方程，對腐敗意圖進行回歸。由于控制變量中性別、年齡、月消費水平對腐敗意圖的影響均不顯著，均未納入方程?；貧w結果表明，只有資源維度(β=0.33，p<0.01)、預期懲罰(β=-0.24，p=0.01)的預測作用顯著，情感維度(β=-0.13，p=0.20)和規范維度(β=-0.02，p=0.82)的預測作用均不顯著?；貧w方程可表示為：腐敗意圖=1.05**×資源-0.08×規范-0.39×情感-0.20*×預期懲罰+3.55(F(4，101)=5.31，p<0.01，調整R2=0.14)。

另外，將被試在人情三維度的得分加總，與預期懲罰一起對腐敗意圖進行回歸。結果發現人情整體對腐敗意圖的預測作用不顯著(β=0.09，p=0.34)。

3.4 小結

盡管研究1發現人情中的資源維度正向影響腐敗意圖，但仍存在一些問題。首先，研究只涉及到腐敗關系中權力者的受賄意圖，結果是否同樣適用于請求者的施賄意圖？第二，由于腐敗問題與道德有密切關系，被試是否會因為社會贊許效應表現較低的腐敗意圖？最后也是最重要的一點，人情中的資源維度是否和道德存在相關？如果將人情當做資源的個體本身就存在道德問題，那就不需考慮人情對腐敗的影響了。

為了解決以上問題，在研究2中做出以下改進：第一，在腐敗意圖材料中加入學術腐敗情景。在這一情景中，被試可以通過與權力方的親近關系獲得經費，比較貼近學生的日常生活。第二，對被試的贊許性水平進行控制以減少印象整飾的影響。第三，在控制道德認同水平的條件下進行人情對腐敗意圖的回歸，以檢驗人情對腐敗意圖的作用是否受道德因素的影響。其中道德認同，是個體圍繞一套道德特質建立起來的自我概念(Aquino & Reed，2002)，能夠穩健地預測道德行為(Reynolds & Ceranic，2007；Shao，Aquino，& Dan，2008)

4 研究2

4.1 研究對象

武漢大學在校大學生70人參與調查，最后獲得有效問卷62份。其中男性16人，女性46人，平均年齡21.92±2.40歲。

4.2 研究工具

人情問卷 同研究1，此研究中，情感、資源、規范三個維度的α系數分別為0.74，0.80，0.70。

腐敗意圖和預期懲罰 同研究1，但將第2個情景的“交通腐敗”改為“學術腐敗”。被試需想象自己正在申請一筆研究經費，成功的可能性僅為30%。但是負責審核的老師中有一位是自己的叔叔。被試同樣評估自己請求叔叔幫助、這樣做被懲罰的可能性。所有項目均采用9點評分。

道德認同問卷 采用Aquino和Reed(2002)編制的道德認同量表(Moral Identity Measure，MIM)。問卷采用5點評分，分數越高表示個體認為道德對自己的重要性越大。本問卷包括外顯維度和內隱維度兩個維度。由于以往研究發現內隱道德認同更能預測道德行為(Aquino，Mcferran，& Laven，2011)。因此只選擇內隱道德認同維度的5個項目代表被試的道德認同水平。此研究中，內隱道德認同的α系數為0.73。

社會贊許性 采用稱許性平衡量表中(Balanced Inventory of Desirable Responding，BIDR；Paulhus，1991)印象管理維度的5道題目測量被試的社會贊許性，同樣采用5點評分。此研究中該量表的α系數為0.66。

4.3 研究結果

首先將被試在商業情景(招標)中的腐敗意圖作為因變量，將人情的情感、資源、規范維度、預期懲罰、社會贊許性納入方程對其進行回歸?？刂谱兞恐行詣e、年齡、月消費水平對腐敗意圖的影響均不顯著，并未納入方程。如表2所示，在控制社會贊許性、道德認同的情況下，資源維度、預期懲罰的預測作用仍達到顯著水平。隨后，將被試在學術情景中的腐敗意圖作為因變量，對其進行同樣的回歸處理。結果發現在控制社會贊許性、道德認同的情況下，資源維度、規范維度、預期懲罰的預測作用均達到顯著水平。

表2 腐敗意圖預測因素的回歸分析結果

注：*p<0.05，**p<0.01，β表示標準化回歸系數

4.4 小結

無論是在商業腐敗還是學術腐敗中，在控制被試的社會贊許性、道德認同水平的情況下，人情中的資源維度均能顯著正向預測腐敗意圖，預期懲罰均顯著負向預測腐敗意圖。此外，在學術腐敗情景中，人情中的規范維度也能顯著負向預測腐敗意圖。

5 討論

5.1 人情的三個維度：情感、資源、規范

預研究發現人情的情感、資源、規范三維度模型達到心理測量的指標，驗證了金耀基、黃光國等人對于人情的看法。研究1和研究2的結果也表明，情感、資源、規范維度對腐敗意圖有不同的預測作用：資源維度顯著正向預測腐敗意圖，情感維度并未對腐敗造成影響，規范維度甚至在學術腐敗情境中負向預測腐敗意圖。而將三個維度合起來的整體卻無法預測腐敗意圖。說明將人情視為一個整體可能無法全面地探清其與腐敗的關系。而以往相關質性研究就過于突出人情中的資源維度和相互回報的規范，以致得出人情導致腐敗的結論。事實上，楊中芳(1999)多年前就建議用維度或角度將人情、關系構念化，再去研究不同維度如何決定人際交往行為。此研究正是在這一建議下發現，人情的不同維度對腐敗意圖有不同作用。

5.2 資源維度對腐敗的影響

研究1和研究2均發現將人情視為資源會增強腐敗意圖，部分驗證了以往質性研究的結論。為什么將人情視為資源為什么會導致腐敗呢？這或許可以從公正的角度進行解釋。懷有公正取向的人依賴固定的原則來解決道德問題，能夠減少腐敗行為。但中國傳統文化中的公正是一種“差序公正”(燕良軾，周路平，曾練平，2013)，人們根據與他人的關系遠近采用不同的資源分配原則：比如對自家人采用“需求原則”，對熟人采用“均等原則”，對陌生人采用“公平原則”。將人情作為資源的個體將人情原則擺在公正原則前，便會請求資源支配者按照“需求原則”分配資源，使自己獲得優先對待。另一方面，根據社會交換理論，人際交往在本質上是一個社會交換的過程(Cropanzano & Mitchell，2005)，在交往中能夠提供最多報酬(包括物質財富和象征價值)的人具有極大吸引力，人們也總是盡量使自已的社會交往給自已提供最大利益。因此，將人情視作資源的個體容易操縱人情為自己謀取正當或不正當利益。

值得注意的是，中國文化十分重視人與人之間的感情，厭惡在人際交往中直接表現關系中的工具性成分。因此，腐敗關系中的施賄一方常常用情感的外衣掩蓋真實的資源性目的。而受賄一方迫于人情中互相幫助、超額回報的規范，會給予他人一些好處以償還人情。不過，研究2發現人情中的規范維度能負向預測學術腐敗意圖。這可能是因為規范維度包括“己所不欲，勿施于人”的思想，而遵守這些規范的個體會為避免傷害他人選擇公平競爭。黃光國和胡先縉(2005)認為人情中的規范包括“饋贈禮物、互相拜訪以保持人際聯系”和“幫助遇到困難的人”兩大類，不同類別的人情規范可能對會腐敗意圖產生不同影響，這需要未來的研究進一步探究。

5.3 資源維度與道德認同的關系

研究2發現，資源維度對腐敗意圖的預測作用不受道德認同水平的影響。按照Kohlberg(1981)的道德發展理論，個體的公正觀念決定其道德水平，能夠按照普遍倫理原則進行公正判斷的人處于道德發展的最高階段。但是在研究2中，用人情謀求優先對待這種明顯違反公正的行為竟然與道德認同不存在關聯。這或許和文化差異有關：西方文化強調個體的獨立性，人人平等，因此可以將公正作為道德判斷的標準。但在中國的人情文化中，個體并不獨立，而是在家族中結合成一個個團體，依靠“等差秩序”維護社會穩定(平飛，2014)。因此根據人情遠近分配資源并不違背中國社會的道德，將人情視為資源也不影響個體的道德自我概念，即道德認同。只不過資源分配者按照人情原則分配公共資源，不但違背了現代文明的契約精神，也違背了現代社會強調的公平正義。

5.4 權力的游戲

黃光國和胡先縉(2005)曾把人情比作中國人的“權力游戲”，指資源的請托者操縱人情、面子，請求資源支配者給予自己他所能支持的社會資源，進而滿足自己的需要。這種觀點突出的是人情中的資源維度。研究結果也發現，將人情視作資源會在商業、行政、學術領域造成腐敗，并且這種行為不受道德認同的影響。因此，培養清廉的社會風氣需要避免人情文化中不好的這一面，在使用權力時強調將公正原則擺在人情原則之前，區分公共資源與個人資源。此外，本次研究還發現對腐敗的預期懲罰顯著負向影響腐敗意圖，說明對腐敗進行嚴厲打擊，將權力關進制度的籠子永遠是遏制腐敗的良方。

6 結論

(1)人情是一個由情感、資源、規范三個維度組成的復雜構念。

(2)人情中的資源維度顯著正向預測腐敗意圖。

(3)資源維度對腐敗意圖的正向作用不受道德認同的影響。