權(quán)力感對道德困境判斷的影響：基于CNI模型的分析 *

云 祥

(南京森林警察學(xué)院管理學(xué)院，南京 210023)

1 引言

道德判斷是指個體依據(jù)一定的標(biāo)準(zhǔn)，對某些行為的是非好壞進行評價，并做出選擇和判斷（Cohen & Ahn, 2016）。根據(jù)道德判斷的依據(jù)，個體將道德判斷分為道義論的道德判斷和功利主義的道德判斷（喻豐, 彭凱平, 韓婷婷, 柴方圓, 柏陽,2011）。道義論道德判斷強調(diào)根據(jù)道德原則進行判斷，如果行為本身違背道德原則，即便該行為能夠給個體帶來更大的福祉，也不可接受；功利主義道德判斷根據(jù)行為結(jié)果判斷，如果某個傷害行為能給個體帶來更大福祉，其在道德上就可接受。Greene（2007）的道德判斷雙加工模型（dualprocess model）認為不同傾向的道德判斷依賴于不同的加工過程，道義論判斷取決于自動的情緒反應(yīng)，而功利主義判斷依賴于審慎的認知加工，道德困境判斷反映了對傷害的直覺情緒反應(yīng)與對結(jié)果的審慎認知之間的沖突。另外，研究者發(fā)現(xiàn)，其他因素也會影響個體做出道義論或功利主義道德判斷，如性別（Gawronski, Armstrong, Conway,Friesdorf, & Hütter, 2017）、年齡（McNair, Okan,Hadjichristidis, & de Bruin, 2019）、文化（Graham,Meindl, Beall, Johnson, & Zhang, 2016）、語言（Bia?ek, Paruzel-Czachura, & Gawronski, 2019）、情緒（Gawronski, Conway, Armstrong, Friesdorf, &Hütter, 2018），以及認知負載（Gawronski et al., 2017）等。權(quán)力是影響個體心理和行為的重要變量，擁有權(quán)力和地位的個體時常需要做出影響眾人的道德判斷和決策，因此厘清權(quán)力如何塑造個體的道德判斷尤為重要。

近年來，權(quán)力與道德判斷的關(guān)系逐漸引起研究者的關(guān)注（李小平, 楊晟宇, 李夢遙, 2012;Fleischmann, Lammers, Conway, & Galinsky, 2019;Lammers & Stapel, 2009; Lucas & Galinsky, 2015）。但是這些研究得出了互相矛盾的結(jié)果，一些研究顯示權(quán)力會增加道義論判斷（李小平等, 2012;Lammers & Stapel, 2009），而另一些研究則認為權(quán)力會促進功利主義判斷（Lucas & Galinsky,2015）。盡管后者沒有提供直接證據(jù)，然而有研究顯示高社會階層（C?té, Piff, & Willer, 2013）、睪酮（Carney & Mason, 2010）等與權(quán)力相關(guān)的因素會增加功利主義道德判斷。Fleischmann等（2019）認為上述矛盾的結(jié)果源于兩方面原因：一是道義論和功利主義并非彼此對立；二是個體的四種道德思維取向（整合取向、審慎取向、規(guī)則取向和情感取向）共同影響道德判斷，而權(quán)力對這四種取向分別產(chǎn)生不同方向的影響，進而導(dǎo)致權(quán)力和道德判斷的關(guān)系也較為復(fù)雜。

上述研究多采用傳統(tǒng)的道德困境范式，而傳統(tǒng)的道德困境范式對道德困境判斷結(jié)果的解釋存在兩個問題：第一，其將道義論傾向和功利主義傾向視為對立的兩極，而這與Greene（2007）的道德判斷雙加工模型相違背，該模型認為道義論傾向和功利主義傾向基于兩個獨立的加工過程，并非彼此對立（Conway & Gawronski, 2013; Gawronski et al., 2017）；第二，傳統(tǒng)道德困境范式在結(jié)果上混淆了其他變量（Gawronski et al., 2017），如傳統(tǒng)研究中判斷為功利主義的結(jié)果混淆了個體的一般行動傾向（general preference for action），而判斷為道義論的結(jié)果混淆了一般不行動傾向（general preference for inaction）。Conway 和 Gawronski提出采用過程分離模型（process dissociation analysis,PD）來量化功利主義和道義傾向的相對強度，以解決傳統(tǒng)范式中的第一個問題，但仍然沒有解決結(jié)果混淆問題。Gawronski等進一步提出了包含結(jié)果、規(guī)范和一般反應(yīng)傾向的CNI模型（見圖1）來解決這兩個問題。

圖1 CNI模型圖解

在CNI模型中，研究者認為道德判斷由三個潛在的心理過程共同驅(qū)動：功利主義傾向、道義論傾向和個體自身反應(yīng)傾向，并分別用結(jié)果驅(qū)動的反應(yīng)（C參數(shù)）、道德規(guī)范驅(qū)動的反應(yīng)（N參數(shù)）和個體自身的反應(yīng)傾向（I參數(shù)）來表征。為驗證CNI模型能否有效分離道德困境判斷中潛在的心理過程，Gawronski等（2017）設(shè)計了6種道德兩難情境，每種情境包括行為結(jié)果（收益大于、小于成本）×道德規(guī)則（禁止、倡導(dǎo)行動）4個版本。根據(jù)被試對24種道德情境的反應(yīng)，研究者利用多項式建模（Hütter & Klauer, 2016）估計反映道德判斷潛在心理過程的C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)。研究表明，CNI模型能夠較好地擬合被試判斷時的心理過程，為進一步分析道德判斷心理機制提供良好的模型框架（Gawronski et al., 2017）。本研究將使用CNI模型探索權(quán)力與道德判斷的關(guān)系，以進一步深化這一領(lǐng)域的研究。

從已有的權(quán)力對心理和行為影響的研究結(jié)果來看，權(quán)力可能對C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)產(chǎn)生不同方向的影響，進而導(dǎo)致權(quán)力與道德判斷呈現(xiàn)較為復(fù)雜的關(guān)系。具體闡述如下。

C參數(shù)表征對結(jié)果的敏感。根據(jù)Greene（2007）的道德判斷雙加工模型，對結(jié)果的敏感是個體對行動成本和收益審慎認知的結(jié)果，而權(quán)力會使個體更關(guān)注情境目標(biāo)（Guinote, 2017），促使個體充分處理信息（Scholl & Sassenberg, 2014; Smith &Trope, 2006）。因此權(quán)力可能使個體傾向于基于務(wù)實而不是基于情緒反應(yīng)做出決策（Agerstr?m &Bj?rklund, 2013）。另外，根據(jù)權(quán)力社會距離理論（Magee & Smith, 2013），權(quán)力會增加個體與對象的心理距離，提高對情境的解釋水平，導(dǎo)致功利主義道德判斷（Aguilar, Brussino, & Fernández-Dols,2013）。基于上述原因，本研究假設(shè)權(quán)力會提高C參數(shù)。

N參數(shù)表征對規(guī)范的敏感。而根據(jù)權(quán)力心理效應(yīng)，權(quán)力對N參數(shù)的影響可能較為復(fù)雜。一方面，權(quán)力可能會增加個體的道義論傾向。高權(quán)力者有著更高的維持地位穩(wěn)定和安全的需求，而規(guī)則有助于維持權(quán)力等級的穩(wěn)定，因此高權(quán)力者更關(guān)注規(guī)則以保障權(quán)力和地位（Lammers & Stapel,2009）。同時，權(quán)力可能會導(dǎo)致應(yīng)用啟發(fā)式道德規(guī)則的思維模式，因為權(quán)力與信息的啟發(fā)式處理有關(guān)（Guinote & Phillips, 2010）。另一方面，權(quán)力也可能會減少道義論傾向。研究發(fā)現(xiàn)權(quán)力使個體不易受規(guī)則約束（Galinsky, Magee, Gruenfeld, Whitson, &Liljenquist, 2008），這意味著權(quán)力會導(dǎo)致個體不在乎規(guī)則，降低其對道德規(guī)范的遵守。基于上述矛盾的結(jié)果，本研究難以預(yù)測權(quán)力對N參數(shù)的影響方向。

I參數(shù)表征的是在對道德困境做出選擇時，不依賴結(jié)果和規(guī)則，只基于個體自身的反應(yīng)傾向。如果個體偏好不行動，則無論規(guī)則和結(jié)果，都不行動；如果個體偏好行動，則無論規(guī)則和結(jié)果，都行動。而權(quán)力會激活個體的趨近系統(tǒng)（Keltner,Gruenfeld, & Anderson, 2003），導(dǎo)致個體更強的行動偏好，因此本研究假設(shè)權(quán)力會減小I參數(shù)，使得個體在道德困境判斷中更傾向于行動。

基于上述分析，本研究采用CNI模型考察權(quán)力感對道德困境判斷的影響。具體來說，通過問卷測量個人權(quán)力感和回憶任務(wù)啟動權(quán)力感狀態(tài)，分別考察個人權(quán)力感和權(quán)力感狀態(tài)對道德困境判斷中C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)的影響。

2 實驗1：個人權(quán)力感與道德困境判斷

2.1 研究方法

2.1.1 被試

選取南京三所高校的363名在校大學(xué)生作為被試。因31名被試未通過注意檢查任務(wù)，最終樣本量為332名（女生98名），平均年齡19.93歲（SD=1.33歲）。

2.1.2 研究工具

（1）個人權(quán)力感量表

采用Anderson，John和Keltner（2012）編制的權(quán)力感量表（Personal Sense of Power Scale），包括8道題目，7點計分。在本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.80。

（2）道德困境判斷材料

道德兩難情境采用Gawronski等（2017）的實驗材料，由6種道德兩難困境構(gòu)成，每種困境包括4個不同版本，共有24種道德兩難情境，以固定的隨機順序排列。每種道德困境都要求被試判斷困境中主體的行為是否可以接受（不可接受、可以接受）。

（3）注意檢查任務(wù)

注意檢查任務(wù)用來檢查被試在進行判斷前是否認真閱讀了道德困境故事（Oppenheimer, Meyvis, &Davidenko, 2009）。該任務(wù)由1個項目構(gòu)成，項目要求被試從3個選項中選擇指定的選項，如果未按要求選擇，則表示未通過注意檢查任務(wù)。

2.1.3 數(shù)據(jù)分析

CNI模型主要基于多項式加工樹模型（multinomial processing tree, MPT）的原理構(gòu)建。構(gòu)建好道德判斷的CNI模型后，根據(jù)被試的行為數(shù)據(jù)對模型進行擬合，并估計出3個潛在心理過程的概率。用擬合優(yōu)度統(tǒng)計量G2來表示模型和數(shù)據(jù)的匹配度，G2值不顯著（p＞0.05）說明模型與數(shù)據(jù)擬合良好，G2值顯著（p＜0.05）則說明模型和數(shù)據(jù)不能很好擬合，模型可能需要調(diào)整。所估計出的3個潛在心理過程的概率分別用C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)表示，根據(jù)估計值的95%置信區(qū)間，判斷3個參數(shù)是否顯著（C參數(shù)和N參數(shù)的95%置信區(qū)間是否包含0，I參數(shù)的95%置信區(qū)間是否包含0.5）。如果顯著，表明在道德判斷中相應(yīng)的心理過程顯著影響道德判斷的結(jié)果。在比較不同組別被試的參數(shù)時，用ΔG2表示不同組數(shù)據(jù)模型擬合上的差異，ΔG2值顯著（p＜0.05），則說明不同組被試之間的參數(shù)存在顯著差異。

對于每一種道德兩難情境，選擇“不可接受”賦值為0，選擇“可以接受”賦值為1。CNI分析的軟件為multiTree（Moshagen, 2010），multiTree模板文件由Gawronski等（2017）在文章的補充材料中提供。其他數(shù)據(jù)分析由SPSS20.0完成。

2.2 結(jié)果與分析

在不考慮權(quán)力感分組的情況下，使用multiTree軟件分析收集的數(shù)據(jù)與CNI模型的擬合度，結(jié)果顯示G2(1)=1.94，p＞0.05，說明模型擬合很好。被試總體CNI模型各參數(shù)估計值見表1，C參數(shù)和N參數(shù)都顯著大于0，表明被試在道德困境中反應(yīng)既對結(jié)果敏感，也對規(guī)則敏感，其中C參數(shù)ΔG2(1)=322.59，p＜0.001；N參數(shù) ΔG2(1)=790.39，p＜0.001。I參數(shù)與中性參考值0.5相比，差異接近顯著，ΔG2(1)=3.24，p=0.072，表明在對道德困境的反應(yīng)中，被試更偏好行動。

當(dāng)考慮高低個人權(quán)力感分組時，本研究采用中位數(shù)分割法（Iacobucci, Posavac, Kardes, Schneider, &Popovich, 2015），根據(jù)被試個人權(quán)力感得分，將高于中位數(shù)（4.50）的被試歸入高權(quán)力感組（M權(quán)力感=5.24,SD=0.50,n=156），小于等于中位數(shù)的被試歸為低權(quán)力感組（M權(quán)力感=3.92,SD=0.51,n=176），分組數(shù)據(jù)和CNI模型的擬合良好，G2(2)=2.08，p＞0.05。不同組別被試的CNI參數(shù)估計值見表1和圖2。兩組被試在C參數(shù)上差異不顯著，ΔG2(1)=0.44，p＞0.05；在N參數(shù)上差異顯著，高權(quán)力感組顯著高于低權(quán)力感組，ΔG2(1)=11.16，p＜0.001，說明高權(quán)力感被試在道德判斷時，對規(guī)則更敏感；在I參數(shù)上差異不顯著，ΔG2(1)=1.43，p＞0.05。以上結(jié)果表明，高個人權(quán)力感導(dǎo)致個體道德兩難判斷時對規(guī)則更敏感，而對結(jié)果取向和個體自身反應(yīng)傾向的影響不顯著。

表1 不同個人權(quán)力感分組被試的CNI參數(shù)和置信區(qū)間

圖2 不同個人權(quán)力感組在CNI模型參數(shù)上的差異

3 實驗2：權(quán)力感啟動與道德困境判斷

3.1 研究方法

3.1.1 被試

選取南京某高校在校大學(xué)生145名作為被試，隨機分配到高權(quán)力感啟動組和低權(quán)力感啟動組。剔除3名未按要求完成權(quán)力感啟動任務(wù)的和15名未通過注意檢查任務(wù)的被試，最終樣本為127名（女生63名），平均年齡18.74歲（SD=0.85歲）。

3.1.2 實驗材料

（1）權(quán)力感啟動材料

權(quán)力感啟動采用情境回憶任務(wù)（Galinsky et al.,2008）。該方法要求被試寫一篇200字左右的短文，高權(quán)力啟動組要求回憶生活中經(jīng)歷過的能夠控制或評價他人的情境，低權(quán)力啟動組要求回憶生活中曾經(jīng)被別人控制、管理或有求于別人的情境。

（2）啟動效果檢測任務(wù)

權(quán)力感啟動效果檢測任務(wù)包含4個項目，如“此時，我覺得自己很重要”等（Lammers &Stapel, 2011）。另外，為排除權(quán)力感啟動引發(fā)的情緒變化的潛在影響，還要求被試回答2個有關(guān)自己當(dāng)前情緒狀態(tài)的問題，如“此時，感覺很開心”等。讓被試根據(jù)自己的情況在7點評分上對上述6個項目做出反應(yīng)。實驗2中權(quán)力感啟動檢測問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.78，情緒狀態(tài)問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.70。

（3）道德困境材料

同實驗1。

（4）注意檢查任務(wù)

同實驗1。

3.1.3 實驗程序

被試先完成情境回憶任務(wù)，接著完成啟動效果檢測任務(wù)，最后完成道德困境判斷和注意檢查任務(wù)。

3.2 結(jié)果與分析

3.2.1 啟動效果檢測

經(jīng)檢驗高、低權(quán)力感啟動組（M高=4.17±1.26,M低=3.51±1.16）在權(quán)力感檢測任務(wù)上得分上差異顯著（t=2.76,p＜0.01,d=0.49），說明權(quán)力感啟動有效。在情緒狀態(tài)上得分（M高=4.95±1.25,M低=4.70±1.46）差異不顯著，t(125)=1.06，p＞0.05，d=0.18，可以排除權(quán)力感啟動會通過情緒影響道德困境判斷。

3.2.2 CNI模型分析

在不考慮權(quán)力分組的情況下，使用multiTree軟件分析收集的數(shù)據(jù)與CNI模型的擬合度，結(jié)果顯示G2(1)=2.18，p＞0.05，說明模型擬合很好。被試總體CNI模型各參數(shù)估計值見表1。C參數(shù)和N參數(shù)都顯著大于0，表明被試在道德困境中的反應(yīng)既對結(jié)果敏感，也對規(guī)則敏感，其中C參數(shù)ΔG2(1)=175.83，p＜0.001；N參數(shù) ΔG2(1)=416.39，p＜0.001。I參數(shù)與中性參考值0.5相比，差異不顯著，ΔG2(1)=1.13，p＞0.05，表明總體被試在對道德困境的反應(yīng)中，行動傾向和不行動傾向的分布相同。

當(dāng)考慮高低權(quán)力感分組時，收集的數(shù)據(jù)和CNI模型的擬合良好，G2(2)=2.40，p＞0.05。不同啟動組被試的CNI參數(shù)估計值見表2和圖3。高權(quán)力感啟動組在C參數(shù)上的得分顯著高于低權(quán)力感啟動組，ΔG2(1)=3.85，p＜0.05；兩組被試在N參數(shù)上得分差異處于邊緣顯著，低權(quán)力感啟動組在N參數(shù)上的得分高于高權(quán)力感啟動組，ΔG2(1)=3.06，p=0.08；在I參數(shù)上得分差異不顯著，ΔG2(1)=0.40，p＞0.05。以上結(jié)果表明，權(quán)力對道德困境判斷的影響體現(xiàn)在權(quán)力影響了個體對結(jié)果的敏感和對規(guī)則的敏感。具體來說，權(quán)力感提高個體對結(jié)果的敏感，促使被試做出功利主義的道德判斷，降低個體對規(guī)則的敏感，抑制被試做出道義論的道德判斷，但權(quán)力感對個體的一般行動傾向未產(chǎn)生顯著影響。

表2 不同權(quán)力感啟動組被試的CNI參數(shù)和置信區(qū)間

圖3 不同權(quán)力感啟動組在CNI模型參數(shù)上的差異

4 討論

本研究主要探討權(quán)力感對道德兩難判斷的影響。基于CNI模型，本研究特別關(guān)注權(quán)力感是否會通過影響C、N和I參數(shù)來影響道德兩難判斷。通過兩個實驗發(fā)現(xiàn)，權(quán)力感對道德兩難判斷的C、N、I參數(shù)存在影響，但個人權(quán)力感和啟動的權(quán)力感在對C、N、I參數(shù)影響的方向上存在差異。

實驗1發(fā)現(xiàn)高個人權(quán)力感增加了N參數(shù)，促使個體做出道義論的道德判斷。該結(jié)果與Lammers和Stapel（2009）的研究一致，驗證了權(quán)力導(dǎo)致個體通過關(guān)注規(guī)則來維系自身權(quán)力地位的觀點。但實驗1也顯示個人權(quán)力感對C參數(shù)未產(chǎn)生顯著影響，未能驗證權(quán)力會促進個體對結(jié)果的關(guān)注，提高C參數(shù)的假設(shè)。同樣，實驗1也未發(fā)現(xiàn)個人權(quán)力感對I參數(shù)的顯著影響，未能驗證權(quán)力會激活個體的行為趨近系統(tǒng)，進而會促進個體道德判斷中行動傾向的假設(shè)。

與實驗1相反，實驗2發(fā)現(xiàn)啟動的權(quán)力感增加了C參數(shù)，促進個體功利主義傾向的道德判斷，該結(jié)果驗證了假設(shè)，且與前人的研究結(jié)果一致（Carney & Mason, 2010; C?té et al., 2013; Lucas &Galinsky, 2015）。實驗2還顯示，啟動的權(quán)力感降低了N參數(shù)，抑制了個體的道義論傾向，該結(jié)果與實驗1相反，但與認為權(quán)力會導(dǎo)致個體不易受社會規(guī)范影響，從而減少遵守道德規(guī)范的觀點（Galinsky et al., 2008）相一致。在對I參數(shù)的影響上，實驗2與實驗1結(jié)果一致，未發(fā)現(xiàn)啟動的權(quán)力感對個體反應(yīng)傾向的顯著影響。

本研究還發(fā)現(xiàn)個人權(quán)力感與啟動的權(quán)力感對道德兩難判斷的影響不一致。個人權(quán)力感促進個體對道德規(guī)范的關(guān)注，增加個體做出道義論道德判斷；而啟動的權(quán)力感則促進個體對結(jié)果的關(guān)注，減少對規(guī)范的關(guān)注，增加個體做出功利主義道德判斷的可能性。在研究初期，本研究推測個人權(quán)力感和啟動的權(quán)力感對道德判斷的影響效應(yīng)一致，而結(jié)果并非如此。該結(jié)果說明不同類型的權(quán)力（個人權(quán)力感、權(quán)力感狀態(tài)）對道德判斷的影響存在差異，這與部分研究認為個人權(quán)力感和啟動的權(quán)力感對個體心理和行為影響一致的結(jié)果（Fast, Sivanathan, Mayer, & Galinsky, 2012; Lammers &Stapel, 2011）相沖突，但與近來認為結(jié)構(gòu)權(quán)力與心理權(quán)力可能存在不同心理效應(yīng)的權(quán)力研究相吻合（Smith & Hofmann, 2016; Tost & Johnson, 2019）。雖然Anderson等（2012）在提出個人權(quán)力感的概念時強調(diào)其心理屬性，但由于個人權(quán)力感與社會經(jīng)濟地位有較強的相關(guān)，個人權(quán)力感的差異在一定程度上也能反映出個體社會經(jīng)濟地位的差異。從這個角度來看，高個人權(quán)力感個體可能因其相對更高的社會經(jīng)濟地位而在道德兩難判斷中更關(guān)注規(guī)則，以維護自身的地位。相比之下，啟動的權(quán)力感則主要體現(xiàn)為心理權(quán)力。而心理權(quán)力更可能通過心理距離影響道德判斷（Magee & Smith,2013），即心理權(quán)力通過增加心理距離，一方面提高個體的抽象認知和解釋水平，促進功利主義的道德判斷（Aguilar et al., 2013）；另一方面減少個體對違反規(guī)則的擔(dān)憂，抑制對規(guī)則的敏感（Galinsky et al., 2008），減少道義論的道德判斷。

本研究的意義在于使用CNI模型更清晰地展現(xiàn)了權(quán)力對道德兩難判斷背后心理過程的影響，在一定程度上有助于厘清權(quán)力與道德兩難判斷的復(fù)雜關(guān)系，并為其潛在的機制提供新的見解，進一步拓展權(quán)力與道德判斷關(guān)系的研究。

本研究還存在一些局限性。一是研究所使用的道德兩難情境直接翻譯自Gawronski等（2017）的研究提供的材料，所涉及的某些道德事件未必能夠有效引發(fā)中國被試的兩難選擇，在以后的研究中需要設(shè)計符合中國文化背景的道德困境材料。二是涉及到CNI模型本身的缺陷，基于6種困境類型和24種困境情境的CNI模型，利用multiTree只能有效估計出群體水平的CNI參數(shù)，而無法有效地估計出每名被試的參數(shù)，這導(dǎo)致所得的數(shù)據(jù)無法用于相關(guān)型的研究設(shè)計。三是本研究雖然給出了關(guān)于個人權(quán)力感與啟動的權(quán)力感對道德兩難判斷的影響存在差異的可能解釋，但該解釋并不能通過本研究得到證明，這也需要進一步研究進行驗證。

5 結(jié)論

本研究采用道德困境判斷的CNI模型來考察權(quán)力與道德判斷的關(guān)系，得到如下結(jié)論：（1）個人權(quán)力感導(dǎo)致個體更關(guān)注道德規(guī)則，促使其做出道義論道德判斷；（2）啟動的權(quán)力感導(dǎo)致個體關(guān)注結(jié)果，忽視規(guī)則，促使其做出功利主義的道德判斷。