不同類型的親社會動機與受助者獲益對親社會名聲的影響

摘 要 既往研究多從親社會行為者角度回答什么情況下人們做好事卻得不到好名聲的問題。基于雙加工過程理論，采用三個實驗考察親社會動機與受助者獲益對親社會名聲的影響及思維方式在其中的作用。結果表明：（1）判斷行為動機時，人們認為純粹利他動機的行為者做出親社會行為的動機利他性最高；（2）在助人行為情境中，當行為者動機和行為結果產生沖突時，人們在給予行為者親社會名聲時會綜合考慮行為者的動機及受助者獲益情況；（3）相較于具有直覺思維方式的人，具有理性思維方式的人在評價親社會行為者時對其動機更加敏感。

關鍵詞 親社會名聲；親社會動機；受助者獲益；雙加工過程理論

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.11.001

1 引言

在日常生活中，人們常常表現出諸如幫助他人和捐贈等親社會行為。通常情況下，這些行為會贏得他人的贊揚。然而，在某些特定情況下，親社會行為并不一定會獲得認可。親社會名聲研究探討的正是人們是如何評價這些親社會行為的。親社會名聲是指他人對群體中某個成員做出積極道德行為的一系列觀念、認知和評價，也指親社會行為者所獲得的親社會特質聲譽，反映了行為者在他人眼中的親社會性及水平（苑明亮等， 2016; Sperber amp; Baumard， 2012）。已有研究表明，觀察者對親社會行為的反應并不總是積極的，做好事的人也會受到懷疑（苑明亮等， 2016; Berman amp; Sliver， 2022）。盡管關于親社會名聲的研究已經相當豐富，但大多數研究對其的關注主要基于單一角度，例如行為者或受助者的立場等，并主要集中在行為者的社會階層信息（Siem amp; Stürmer， 2018; Yuan et al.， 2018）、行為者過去的苦難經歷（Robbins et al.， 2021），以及行為者與受助者之間的關系（Earp et al.， 2021; Law et al.， 2022; McManus et al.， 2021）對親社會名聲的潛在影響上，從行為者、受助者和觀察者三個角度綜合探討親社會名聲評價的研究相對較少。而這種全面的視角對于理解親社會行為的復雜性和多樣性至關重要。

親社會動機是指個體愿意付出行動以使他人或集體受益的欲望和想法，親社會行為往往由兩種親社會動機驅動（Grant， 2007），一種是不考慮自身利益只關心他人的利他動機，另一種是為了追求物質回報或其他利益的自利動機（Barasch et al.， 2014）。在對親社會名聲進行評價時，觀察評論者對行為者的親社會動機極其敏感，他們往往會積極尋找與行為者動機相關的線索（Anderson et al.， 2020）。研究表明，當行為者做出親社會行為時所付出的代價較小（如時間、金錢）時，人們往往會質疑其動機的純粹性，從而給予其較低的評價；相反，當其付出的代價較大時，人們會給予其更高的評價（Johnson， 2018）。此外，過度宣傳某些親社會行為也可能降低行為者的親社會名聲（Berman et al.， 2015）。除了上述間接影響方式，也有研究通過直接操縱親社會動機（如物質利益和純粹利他主義）來探討親社會名聲的影響因素。以往研究發現，出于獲利目的而產生親社會行為時，行為者動機行為的利他性評價會降低（Carlson amp; Zaki， 2018）。然而，Kawamura等（2021）的實驗結果表明，人們認為社會利益動機與純粹利他動機的行為者在利他性上并無顯著差別。綜上，親社會動機是影響親社會名聲的核心因素，并且可能受到文化背景的影響。因此，本研究將重復驗證Carlson和Zaki（2018）的研究，探索本土化背景下不同類型親社會動機的行為者的親社會名聲評價特征。對此作出假設1：相較具有利己動機的行為者，具有利他性親社會動機的行為者會獲得更高的親社會名聲評價。

親社會名聲評價不僅受到行為者動機的影響，還受到行為結果的影響（尚雪松等， 2021）。在幫助行為上，如果結果成功，受助者會因此獲益；如果結果失敗，可能給受助者造成損失或負面影響。受助者獲益是指受助者因行為者的親社會行為而獲得的身體、物質和心理上的好處或利益的程度（Kawamura et al.， 2021）。在實際生活中，有時人們出于善意而不求回報地幫助他人，而受助者未能獲益；而有時人們因利己動機而幫助他人，卻意外地給受助者帶來了實際利益。道德判斷領域的研究為這一現象提供了間接證據和推論。作出道德判斷時，觀察評論者在評價行為者的行為是否錯誤、是否應受懲罰或責備時，會考慮行為結果和行為者意圖等關鍵因素（Schwartz et al.， 2022）。一般來說，行為者對受害者造成的負面影響越嚴重，評價者對其的責備越嚴厲（Carlsmith et al.， 2002; Robbennolt， 2010）。此外，即使行為沒有造成明顯的負面后果，但如果行為者意圖不軌，行為者也會被看作是不道德的（Cushman， 2008; Cushman et al.， 2013）。因此，在評價親社會行為者的名聲時，行為結果和行為意圖都會被考慮進去。

道德判斷的雙加工過程理論為親社會名聲評價的分析和理解機制提供了有力的理論框架。該理論提出，人們在評估行為的不道德程度時主要考慮行為者的心理狀態（如信念、意圖和愿望），而在判斷責備和懲罰的程度時，則同時考慮行為者的心理狀態和行為與負性后果之間的因果聯系（段蕾等， 2012; Cushman， 2008）。本研究中，親社會名聲被視為對道德行為的評價（丁芳， 2000），親社會動機被視為行為者的心理狀態。從觀察者的視角來看，受助者獲益也是親社會行為結果的一部分，獲益多少直接影響其對行為者親社會名聲的評價。道德判斷雙加工理論強調評價過程中心理狀態的重要性，并澄清了行為結果的影響方式，為深入理解親社會行為的評價提供了重要的理論依據。

基于此，親社會動機和受助者獲益對親社會名聲的評價很可能也符合道德判斷的雙加工過程理論模式：一方面，如果行為者的親社會行為未能實質性地使受助者獲益，人們可能會因此降低對行為者的親社會名聲評價；另一方面，如果受助者獲益較低，即存在負性結果的情形下，人們作出親社會名聲評價時需要同時考慮行為者的心理狀態（即親社會動機）和行為結果（即受助者獲益）。本研究據此推測，道德判斷的雙加工過程理論能應用到親社會名聲領域，并提出假設2：親社會動機與受助者獲益之間的關系呈現交互作用。具體來說，與高受助者獲益情境相比，在低獲益情境中，對于具有不同親社會動機（利他與利己）的行為者，人們的親社會名聲評價差異會更加顯著。

此外，觀察評論者的思維方式也可能在親社會名聲的評價中發揮重要作用。大量研究表明思維方式與親社會行為之間有著密切的關系（付聰， 韓仁生， 2018; Halali et al.， 2014; Rand et al.， 2012）。根據雙加工過程理論，個體在進行道德判斷時會采用不同的加工策略，具體采用哪種策略取決于其認知負荷水平。當認知負荷較高時，個體傾向于采用直覺思維，這種思維方式更加自動化、即時；當認知負荷較低時，個體更傾向于采用理性思維進行分析和深思熟慮（Evans， 2008）。研究表明，誘發直覺思維會增加個體的親社會行為（石榮， 劉昌， 2019）、合作傾向（Protzko et al.， 2016; Rand et al.， 2012）和利他水平（Carlson et al.， 2016; Rand amp; Epstein， 2014）；然而，也有研究指出，理性思維能夠幫助個體克服利己動機，從而做出親社會行為（Achtziger et al.， 2015; Dewall et al.， 2008）。

盡管思維方式對親社會行為的影響尚未有定論，但其在道德判斷領域中的重要性已經得到了廣泛的探討。在該領域，思維方式，特別是推理和認知控制，具有重要的地位（Schwartz et al.， 2022）。研究發現，使用理性思維的個體在道德判斷時表現得更加公正（Pennycook et al.， 2014），他們具有更高的共情判斷能力，能夠準確地識別、理解和感知他人的行為動機（Ma-kellams amp; Lerner， 2016），對意圖等心理狀態信息更敏感，在對造成意外傷害的行為評價上更寬容（Martin et al.， 2021）。例如，Buon等（2013）發現，當在道德判斷任務的基礎上加入干擾任務時，個體會改變對意圖與結果的權重考量，更多關注結果而忽視意圖，從而對意外造成傷害的行為者評價更為苛刻。然而，Pati和Trémolière（2021）的研究則表明，理性思維偏好的個體能更好地理解情境的復雜性和多元性，對造成意外傷害的行為者更寬容。

綜上，思維方式在道德判斷和評價中扮演著重要角色。親社會名聲作為道德判斷的一種標準，自然也受到評價者思維方式的影響。因此，本研究提出假設3：評價者的思維方式在親社會動機和受助者獲益對親社會名聲的影響中起調節作用，并推測，理性思維方式的個體對行為者的動機更敏感，當行為者具有利他動機但受助者獲益較低時，其依然會給予行為者較高的親社會名聲評價。

在當今社會，完整的親社會互動過程必然包含行為者的親社會動機、受助者的獲益以及觀察者的評價，為了全面探討這三者對親社會名聲的影響及作用，本研究基于雙加工過程理論，綜合行為者、受助者和觀察者三個方面的因素展開研究。實驗1考察本土化背景下親社會動機對親社會名聲的影響，實驗2考察親社會動機、受助者獲益對親社會名聲的交互影響，實驗3則著重探討評價者的思維方式對親社會名聲可能產生的影響。

2 實驗1 本土化背景下親社會動機對親社會名聲的影響

實驗1采用自編材料（見第667頁）結合Carlson和Zaki（2018）的實驗范式，在本土化背景下檢驗親社會動機對親社會名聲的影響，同時為后續研究中親社會動機材料的選擇提供參考。

2.1 對象

采用G*Power3.1進行先驗統計力分析（Faul et al.， 2007），設f=0.30，α=0.05，1-β=0.80，計算出所需樣本量為31。為了解人們在不清楚親社會動機狀況下對他人親社會行為的原始評價，設置了控制組。因此，樣本量至少需要62，在大學校園招募62名有效被試，平均年齡為20.50±1.42歲，其中女性48名。本研究三個實驗均得到廣州大學教育學院倫理委員會批準（GZHU202360）。

2.2 方法

2.2.1 實驗設計

采用單因素被試內設計，自變量為親社會動機，共有四個水平（物質獲益動機、社會獲益動機、情緒獲益動機、純粹利他動機），因變量為行為者動機判斷和親社會名聲評價得分。

2.2.2 親社會動機材料

參考Carlson和Zaki（2018）、Kawamura等（2022）研究編制材料對親社會動機、受助者獲益進行操縱，并嚴格修改與評定實驗材料。經數據分析，用于實驗的全部材料均符合預期，可用于正式施測。具體而言，在控制組材料的基礎上，針對動機組的材料增加了描述親社會動機的句子，以確保參與者能夠明確感知行為者的親社會動機，具體材料詳見附錄。

2.2.3 行為者動機判斷

參考Carlson和Zaki（2018）的研究，通過兩個問題判斷行為者動機：“主人公做出親社會行為的動機在多大程度上是利他的？”“主人公做出親社會行為的動機在多大程度上是利己的？”采用Likert11級計分，得分越高代表個體認為行為者的利他程度越高，反之則認為行為者的利己程度越高。

2.2.3 親社會名聲評價

評價的具體維度參考親社會名聲領域的相關研究（Berman et al.， 2015; Newman amp; Cain， 2014; Yuan et al.， 2018），主要通過六個問題體現（后三題為反向題）：

“您認為主人公在多大程度上是一個無私的人？”“您認為主人公在多大程度上是一個善良的人？”“您認為主人公在多大程度上是一個真誠的人？”“您認為主人公在多大程度上是一個自私的人？”“您認為主人公在多大程度上是一個不友善的人？”“您認為主人公在多大程度上是一個不真誠的人？”

采用Likert7級計分，得分越高表示個體越認同行為者是“無私、善良、真誠”的，反之則認為行為者是“自私、不友善、不真誠”的。

2.3 實驗流程

隨機將被試分配到動機組或控制組，兩組的實驗流程相同。被試理解實驗內容后實驗正式開始。電腦屏幕先會出現一則親社會行為故事，閱讀時間不限，被試閱讀完畢后按“Q”鍵進入下一頁。動機組和控制組被試各需閱讀八則故事材料。其中，動機組的親社會行為故事從經過評定的十個情境共40則親社會動機故事材料中隨機抽取，四種親社會動機條件的故事材料各呈現兩次，材料順序隨機呈現。控制組的親社會行為故事從材料評定的十個情境共十則無動機故事材料中隨機抽取，材料順序同樣隨機呈現。閱讀完每則親社會行為故事后，被試需要根據一系列問題對故事中的主人公進行行為者動機判斷和親社會名聲評價。最后，被試填寫人口統計學變量和控制變量（利他信念等）的問卷。

2.4 實驗結果

2.4.1 親社會動機對行為者動機判斷的影響

對控制組和不同類型的親社會動機進行描述性統計，結果見表1和圖1。

以行為者動機判斷為因變量，親社會動機的主效應顯著，F（3， 93）=38.01，plt;0.001，η2=0.56。在物質獲益動機條件下，人們對行為者的利他動機評價（M=5.36， SD=2.12）顯著低于利己動機評價（M=7.27， SD=1.37）；在社會獲益動機條件下，人們對行為者的利他動機評價（M=5.48， SD=1.54）顯著低于利己動機評價（M=7.15， SD=1.62）；在情緒獲益動機條件下，人們對行為者的利他動機的評價（M=6.94，SD=2.07）與利己動機評價（M=6.16， SD=2.03）差異不顯著；在純粹利他獲益動機條件下，人們對行為者的利他動機評價（M=8.52， SD=1.89）顯著高于利己動機評價（M=3.63， SD=2.41）。

在無動機信息條件下，人們對行為者的利他動機評價（M=7.94， SD=0.78）顯著高于利己動機評價（M=3.10， SD=1.44， p＜0.001），即在缺乏關于動機信息的情況下，人們傾向于認為行為者的親社會行為是利他的、無私的。

2.4.2 親社會動機對親社會名聲評價的影響

以親社會名聲評價為因變量，親社會動機的主效應顯著，F（3， 93）=102.51，plt;0.001，η2 =0.77。人們對純粹利他動機行為者的親社會名聲評價（M=6.29， SD=1.71）顯著高于情緒獲益動機（M=5.15， SD=0.91）、物質獲益動機（M=3.95， SD=0.67）、社會獲益動機（M=4.05， SD=0.84）行為者，對情緒獲益動機行為者的親社會名聲評價顯著高于物質獲益動機、社會獲益動機行為者；物質獲益動機和社會獲益動機行為者之間的親社會名聲評價差異不顯著（p=0.39）。

在無動機信息條件下，人們對行為者的親社會名聲評價（M=5.63， SD=0.45）顯著高于物質獲益動機組（M=3.95， SD=0.67， plt;0.001）、社會獲益動機組（M=4.05， SD=0.84， plt;0.001）、情緒獲益動機組（M=5.15， SD=0.91， plt;0.05），但顯著低于純粹利他動機組（M=6.29， SD=0.47， plt;0.001）的評價，即在沒有提供動機信息的情況下，人們對親社會行為者的評價是積極的，認為其擁有良好品質。

2.4.3 結果分析

實驗1的研究結果表明，在評價行為者的親社會動機時，人們普遍認為具有純粹利他動機的行為者表現出更高的利他性。相比之下，那些具有情緒獲益動機的行為者，雖然其動機的利他性只是略低于純粹利他動機的行為者，但其評價低于控制組。這表明，人們傾向于認為那些希望通過親社會行為獲得情緒利益的行為者的動機純潔性較低。此外，具有物質獲益動機和社會獲益動機的行為者被評價為動機的利他性較低，且顯著低于控制組，表明人們普遍認為有這兩種動機的行為者表現出一定程度的自私性。

在評價親社會行為者的名聲時，實驗結果顯示具有純粹利他動機的行為者獲得了最高的親社會名聲評價，顯著高于其他組。相比之下，具有其他三類動機的行為者的親社會名聲獲得的評價較低，且低于控制組。這表明，只要行為者的動機中摻雜了利己性，即使他們表現出了親社會行為，人們也可能也不會將其視為品性優良的人。

基于實驗1的結果，實驗2將觀察不同受助者獲益情境下，人們對不同親社會動機的評價會如何變化。

3 實驗2 親社會動機與受助者獲益對親社會名聲的影響

3.1 對象

在大學校園招募有效被試132名，平均年齡為21.03±2.03歲，其中女性84名。使用G*power3.1進行事后檢驗計算，設f=0.30，α=0.05，得出po-wer（1-β）=0.996gt;0.80，說明該樣本量得出的數據是可靠的（曹明芹等， 2004）。

3.2 方法

3.2.1 實驗設計

為了使利己動機和利他動機的水平差異更明顯，選取純粹利他動機材料代表親社會動機的利他水平、物質獲益動機材料代表親社會動機的利己水平，采用2（親社會動機：利他、利己）×2（受助者獲益：高、低）的被試內設計，親社會動機與受助者獲益為被試內變量，因變量為親社會名聲評價的得分。

3.2.2 親社會動機與受助者獲益材料

為了有效探討利他和利己動機與不同受助者獲益條件的關系，將兩種動機材料與兩種不同條件的受助者獲益材料進行組合，形成四種故事材料。

以利他-受助者獲益高的材料為例：在超市購物時，小劉看見一名店員不小心撞倒了展品架，展品掉落滿地。小劉覺得店員一個人整理很辛苦，自己可以提供力所能及的幫助。出于這樣的考慮，小劉便走過去，幫助店員重新擺好展品。所有展品都按規定位置完成擺放，店員很感謝小劉幫忙。

3.2.3 親社會名聲評價

3.3 實驗流程

3.4 實驗結果

3.4.1 親社會動機、受助者獲益對親社會名聲評價的影響

對親社會名聲評價進行描述性統計，具體結果如表2所示。

以親社會動機和受助者獲益為自變量，親社會名聲評價為因變量，以性別和利他信念為協變量，進行2（親社會動機：利他、利己）×2（受助者獲益：高、低）的重復測量方差分析。結果顯示，親社會動機的主效應顯著F（1， 131）=630.66，plt;0.01，η2=0.83，相比于利己親社會動機，人們認為具有利他動機的行為者擁有更好的親社會名聲。受助者獲益的主效應顯著，F（1， 131）=175.14，plt;0.01，η2=0.57，相比于受助者獲益低的情境，人們認為受助者獲益高情境中的行為者擁有更好的親社會名聲。親社會動機和受助者獲益的交互作用顯著F（1，131）=20.03，plt;0.01，η2=0.13。

在受助者獲益高的情境下，具有利他親社會動機的行為者親社會名聲（M=6.38， SD=0.05）顯著高于具有利己動機的行為者親社會名聲（M=4.30， SD=0.08），F（1， 131）=529.75，plt;0.001，η2=0.80。在受助者獲益低的情境下，具有利他親社會動機的行為者親社會名聲（M=5.90， SD=0.07）顯著高于具有利己動機的行為者的親社會名聲（M=3.41， SD=0.09），F（1， 131）=493.26，plt;0.001，η2=0.79，如圖2所示。由于不同受助者獲益情境下親社會動機水平之間差異都顯著，故進一步將不同受助者獲益情境下親社會動機的差值進行配對樣本t檢驗，結果發現，受助者獲益低情境下親社會動機的差值（M=2.49， SD=1.29）顯著高于受助者獲益高情境（M=2.08， SD=1.04），t（131）=-4.48，plt;0.001。此外，性別、利他信念對親社會名聲評價沒有影響（pgt;0.05）。

3.4.2 結果分析

實驗2的結果表明，相較于出于利己動機的行為者，人們對具有純粹利他動機的親社會行為者的親社會名聲評價更高。此外，與那些幫助效果不佳甚至適得其反的行為者相比，人們傾向于認可那些提供真正有用幫助的行為者。這一發現與以往研究結果一致（Carlson amp; Zaki， 2018; Kawamura et al.， 2021），不僅驗證了假設1和2，同時還支持了雙加工過程理論（Cush-man， 2008; Cushman et al.， 2013）中對意圖和結果影響不道德行為判斷的解釋同樣適用于親社會行為的評價。在接下來的實驗3中，我們將通過操縱觀察評價者的思維方式，進一步探討行為者的動機、受助者的獲益以及觀察評價者的思維在親社會名聲評價中的綜合作用。

4 實驗3 思維方式的作用

4.1 對象

通過線上平臺招募80名有效被試參與本次實驗，其中直覺組40名，理性組40名，平均年齡21.43±2.25歲，女性48名。本研究使用G*power3.1進行事后檢驗計算，設f=0.30，α=0.05，得出po-wer（1-β）=0.976gt;0.80，說明該樣本量得出的數據可靠（曹明芹等， 2004）。

4.2 方法

4.2.1 實驗設計

采用2（親社會動機：利他、利己）×2（受助者獲益：高、低）×2（思維方式：理性、直覺）的混合實驗設計。其中，親社會動機和受助者獲益為被試內變量，思維方式為被試間變量，因變量為親社會名聲評價的得分。

4.2.2 親社會動機與受助者獲益材料

4.2.3 思維方式的操縱

在以往研究中，關于直覺思維和理性思維的界定通常通過反應時間來判斷，例如直覺思維組要求在短時間內（如閱讀完規則后立馬作答或在10秒內）做出決策，而理性思維組則要求更長的思考時間，如至少10秒（Rand et al.， 2012），兩分鐘（Dane et al.， 2011）或三分鐘（李虹等， 2013）。然而，本研究所使用的實驗材料和研究范式與傳統的雙加工過程理論的研究（Rand amp; Epstein， 2014）不完全相同，因此，不能直接套用先前的反應時間標準。鑒于此，通過預實驗測量了人們在親社會行為故事中的平均反應時間，這些數據將作為實驗3中設置不同思維方式組中反應時間的依據。這能夠更準確地反映本實驗條件下被試的決策過程，確保對思維方式的操縱有效。

預實驗結果表明，被試對親社會行為故事評定任務的平均反應時間為22706.27±7909.98毫秒。選取平均反應時間的一半作為直覺組被試的時間界限，選擇兩個標準差以上的時間作為理性組被試的時間界限（Weenig amp; Maarleveld， 2002）。最終確定，直覺組被試作答時間限制為12秒，理性組被試作答時間限制為28秒。

4.2.4 親社會名聲評價

4.3 實驗流程

實驗通過線上平臺TC lab進行，確保被試準確理解實驗內容后，隨機分配到直覺組或理性組，直覺組實驗流程（圖3）和理性組實驗流程（圖4）如下：

直覺組：在實驗中增加數字記憶任務，使被試處于高認知負荷狀態。參照程家萍等（2017）的研究，以此操縱被試使其處于直覺思維狀態。實驗首先呈現一個500毫秒的注視點，接著呈現一個4000毫秒的隨機數字串，被試需要在規定時間內記住數字串。隨后，屏幕上呈現一則關于親社會行為的故事及問題界面，時長為12000毫秒。被試需仔細閱讀并回答相關問題。完成閱讀和問題回答后，屏幕出現兩組分別位于左右兩側不同的數字串。被試需要根據自己的記憶判斷哪組數字串與先前呈現的數字串相符。如果認為左邊的數字串與記憶相符，則按“F”鍵；若認為右邊的數字串與記憶相符，則按“J”鍵。此過程共進行四次，數字串的呈現順序隨機。實驗分為練習和正式兩個部分，在練習部分按鍵后會提供答案反饋，正式實驗不提供任何反饋。

理性組：與直覺組的整體流程基本相同，同樣包括練習和正式實驗。實驗首先在屏幕上呈現一個500毫秒的注視點，隨后展示一則時長為28000毫秒的親社會行為故事。被試需在該規定時間內認真閱讀故事，并進行深度思考。故事呈現結束后，故事下方會出現一個問題，被試通過鼠標點擊相應按鈕作答。此過程共進行四次，每個試次順序為隨機呈現。

4.4 實驗結果

對親社會名聲得分評價進行描述性統計，具體結果如表3所示。

以親社會動機、受助者獲益和思維方式為自變量，親社會名聲為因變量，以性別和利他信念為協變量，進行2（親社會動機：利他、利己）×2（受助者獲益：高、低）×2（思維方式：理性、直覺）的混合方差分析。

4.4.1 親社會動機和受助者獲益對親社會名聲評價的影響

親社會動機主效應顯著，F（1， 78）=191.79， plt;0.001，η2=0.71，即相比于利己動機的行為者，人們認為具有利他動機的行為者擁有更好的親社會名聲。受助者獲益的主效應顯著，F（1， 78）=106.46， plt;0.001，η2=0.58，即相比于受助者獲益低的情境，人們認為受助者獲益高情境中的行為者擁有更好的親社會名聲。親社會動機和受助者獲益的交互作用顯著F（1， 78）=9.00， plt;0.01，η2=0.10，重復驗證了實驗2的結果。

4.4.2 親社會動機、受助者獲益和思維方式對親社會名聲評價的影響

親社會動機和思維方式交互作用顯著，F（1， 78）=17.63，plt;0.001，η2=0.18。如圖5所示，思維方式的主效應邊緣顯著F（1， 78）=3.68，p=0.059。相對于具有利己動機的行為者（M=5.40， SD=0.13），直覺組被試對具有利他親社會動機的行為者的親社會名聲評價更高（M=3.78， SD=0.17），F（1， 78）=46.56，plt;0.001，η2=0.37。理性組被試對具有利他動機的行為者的親社會名聲評價（M=5.85， SD=0.13）也顯著高于對具有利己動機的行為者的親社會名聲評價（M=2.83， SD=0.17）。進一步將不同思維方式下親社會動機的差值進行獨立樣本t檢驗，結果顯示，理性組在不同親社會動機條件下的親社會名聲評價差值（M=3.03， SD=1.45）顯著高于直覺組（M=1.62， SD=1.55），t（78）=-4.20，plt;0.001。

受助者獲益與思維方式的交互作用不顯著，F（1， 78）=1.86，p=0.18。親社會動機、受助者獲益與思維方式三者的交互作用也不顯著，F（1， 78）=0.03， p=0.86。此外，協變量性別、利他信念對親社會名聲評價沒有影響（pgt;0.05）。

4.4.3 結果分析

實驗3結果表明，理性組在不同親社會動機條件下的親社會名聲評價差值顯著高于直覺組，表明理性組被試對行為者動機的敏感度較高，在評價親社會行為者時更容易受到行為者親社會動機的影響，這一結果與前人研究結論相似（Schwartz et al.， 2022）。然而，親社會動機、受助者獲益和思維方式三者的交互作用不顯著，即實驗3的結果只支持假設3的前半部分，并進一步驗證了假設2。

5 討論

本研究創新地以道德判斷的雙加工過程理論為框架，并從完整的社會互動角度，綜合行為者的動機、受助者的獲益和觀察者的思維方式，探討三者對親社會名聲的交互影響。結果發現，在助人行為情境中，當行為者動機和行為結果出現沖突時，人們在進行親社會名聲評價時會綜合考慮行為者的動機及受助者獲益情況。此外，相較于直覺思維，具有理性思維方式的人在評價親社會行為者時，對動機的敏感性更高。

首先，在不同自我獲益類型的親社會動機中，具有純粹利他動機的行為者獲得了最高的親社會名聲評價，而具有物質獲益和社會獲益動機的行為者則獲得了最低的親社會名聲評價。這說明只要行為者的親社會動機中包含利己成分，人們便會對其親社會行為產生懷疑，認為其動機不純，從而降低對該行為者的親社會名聲評價，這一結果與大部分相關研究的發現一致（Carlson amp; Zaki， 2018; Huang et al.， 2022; Kawamura et al.， 2021），強化了對親社會動機純粹性的重視，顯示出觀察者在評價時對動機的敏感性。

另外，在親社會行為動機的評價中，雖然具有情緒獲益動機的行為者得到的親社會名聲評價顯著高于追求物質和社會獲益的行為者，但顯著低于那些擁有純粹利他動機以及控制組中的行為者。這一發現揭示了一個有趣的觀點：盡管幫助他人時所體驗到的積極情緒可能會對親社會名聲產生積極影響（Barasch et al.， 2014; Berman amp; Sliver， 2022; Carlson amp; Zaki， 2018; Erlandsson et al.， 2020），但如果親社會行為主要由情緒獲益驅動，則這種行為并不被視為完全利他。該現象可以用與助人相關的消極狀態緩解模型來解釋：當人們目睹他人痛苦和遭遇不幸時，他們可能更傾向于通過幫助他人以緩解自身的負面情緒，從而增加自己的正面情緒。在這種情境下，行為者做出親社會行為可能更多是出于自利的需要——即改善自己的心情，而非真心實意地想要幫助受助者。因此，即便是情緒獲益也會被視為自利動機（田俊美等， 2018），這可能導致行為者的親社會名聲受損。

其次，本研究的結果與道德判斷雙加工過程理論一致，該理論主張心理狀態信息和行為結果在個體道德判斷中相互交織（Cushman， 2008）。當產生嚴重的負面后果時，因果歸因成為主導因素，此時需要全面評估行為結果和行為者的意圖。反之，心理狀態加工占據主導地位，人們更關注行為者的意圖信息。實驗2的結果與探討意圖和結果對不道德行為判斷的研究結果相吻合（Cushman et al.， 2013; Patil amp; Trémolière， 2021; Schwartz et al.， 2022）。具體而言，在受助者獲益較低的場景下，人們在評價行為者的親社會名聲時需要綜合考慮行為者的動機和受助者的獲益情況。如果行為者的動機是純粹利他的，人們會認為受助者獲益較低是可以原諒的。然而，如果行為者的動機是自私的，人們會認為行為更加不可接受，從而進一步降低對其的親社會評價。在受助者獲益較高的情境下，人們在評價行為者的親社會名聲時主要關注動機。這表明在評價行為者的親社會名聲時，人們會根據不同的情境和動機信息作出不同的判斷。

此外，實驗2的結果揭示了人們在評價親社會行為時，也會關注行為結果，這與現有研究存在不一致之處。一些研究認為，人們在評價他人的親社會行為時，更注重行為者所付出的代價，而非行為帶來的社會效益或受助者的獲益程度（Johnson， 2018）；類似的研究也發現，人們對親社會行為者的印象評價主要基于自身對行為者潛在心理過程和動機的推斷，而非幫助行為的具體結果（Erlandsson et al.， 2020）；還有一些研究發現，即使行為者給受助者帶來了更多受益，但人們并不會因此給他們更高的親社會評價（Klein amp; Epley， 2014）。這表明在親社會行為評價中，行為結果同樣是重要的考慮因素。

最后，本研究對于不同思維方式對親社會名聲評價的影響與以往研究中理性思維的個體會對意外傷害的行為者更寬容的結果產生的影響相一致（Schwartz et al.， 2022）。實驗3結果表明理性思維組對行為者動機的敏感度較高，在評價親社會行為者時受行為者親社會動機的影響更大，但卻對受助者的獲益程度不敏感。該結果可從情境緊急性與社會距離兩個方面解釋。一方面，情境緊急性可能會影響個體對親社會行為者的評價，石榮（2020）通過助人行為實驗發現，理性思維個體在緊急情境中表現出比直覺思維個體更多的幫助行為，而本實驗材料選取日常生活常見場景，諸如在超市購物、圖書館學習或鄰居搬家等非緊急情境，這表明在普通情境下，個體可能更傾向于考慮行為者的親社會行為是否符合他們自身的價值觀和社會規范（Lammers amp; Stapel， 2009），而非受助者獲益的具體程度。另一方面，孫曉玲和吳明證（2013）通過道德判斷任務發現，當個體與他人的社會距離較遠時，人們會采用更嚴格的道德判斷標準。在實驗3中，參與者可能對材料中的行為者感知到較遠的社會距離，認為自己與這些人物是陌生人而非朋友，因此對行為者的親社會名聲采取了更苛刻的評價標準，而不是表現出寬容。未來研究可進一步探討情境緊急性和社會距離對親社會名聲評價的影響。

本研究存在局限之處。已知不同的幫助形式可能引發不同的心理反應，其中響應性幫助是為了回應他人的需求和利益，而主動性幫助則主要基于自身利益的考量，并由滿足個人利益的需求所驅動。而受助者可能會抗拒主動性幫助，因為他們可能認為這種幫助侵犯了自己的自主性（Spitzmuller amp; Van Dyne， 2013）。盡管本研究在探討行為者動機、受助者獲益和觀察者評價對親社會名聲的影響方面取得了進展，但未來研究可通過操縱不同的幫助形式來更深入地考察觀察者在評價行為者的主動性幫助行為和響應性幫助行為時的差異。這將有助于更全面地理解親社會行為的復雜性，以及觀察者是如何根據不同的幫助形式對行為者的親社會名聲進行評價的。

本研究具有重要的理論意義和現實應用價值。首先，通過將不道德判斷研究的理論應用于親社會名聲領域，豐富了道德判斷理論模型，為理解和評價道德行為提供了新的視角。其次，引入觀察者特征，以一個更廣闊的角度綜合考察了行為者、受助者和觀察者之間的相互作用，進而影響親社會名聲的形成。最后，了解親社會名聲的影響因素，不僅能幫助人們充分認識親社會行為帶來的社會后果，也能幫助個人和組織在社會交往中樹立良好形象，并調整行為策略以適應社會的期待。良好的親社會名聲可以促使親社會行為者在社會中獲得更高的尊重和認可，進而激勵他們更積極地伸出援手和分享資源。因此，從個人到組織，都可以從經營良好的親社會名聲中獲益，這不僅促進了社會的和諧與進步，也為個體和集體的發展提供了有力的支持。

6 結論

（1）在評價行為者的親社會行為時，人們普遍認為具有純粹利他動機的行為者表現出最高的利他性，會給予其最高的親社會名聲評價。

（2）當受助者獲得的利益較少且行為者存在利己動機時，人們對行為者的親社會名聲評價較低。這表明，公眾傾向于認為那些真正提供有效幫助的人擁有更高的親社會名聲，而不是那些幫了倒忙的人。

（3）理性思維組的個體對不同親社會動機條件下的個體親社會名聲評價較高，說明人們在評價親社會行為時更多地考慮動機因素。

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