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1 引言

行为经济学的研究发现，对于理由的评估与思考有助于个体的态度、偏好以及决策的形成和改变（Dietrich and List，2016；Vlaev et al.，2009）。当个体需要修改一项既定决策时，通常会主动寻找反对该决策的理由，并通过对理由的审慎思考以从中获取改变原有决策的依据（Mercier and Sperber，2011；Shafir，Simonson and Tversky，1993；Stanovich and West，2000）。换言之，评估反对原有决策的理由会动摇个体对原有决策的确信程度从而发生改变（Broome，2013；Crisp，2005；Snedegar，2018）。

当决策问题涉及道德领域时，从理论上推测，评估反对原有道德观点的理由会动摇个体对原有道德决策的确信程度从而发生变化。然而斯坦利等（Stanley et al，2017）的研究却发现，评估反对原有道德决策的理由几乎无法动摇个体对其原有道德观点的确信程度，究其原因在于个体对反对理由的评估存在确认偏差。所谓确认偏差（Confirmatory Bias），是指个体倾向于忽略甚至抑制会破坏其选择和判断的信息，而对支持其判断的信息采取充分的利用（Jonas and Frey，2003；Nickerson，1998）。研究发现相比于支持理由在合理性指标上的较高认可度，个体更倾向于认为反对理由是错误且不合理的，从而导致其在没有合理依据的情况下选择拒绝修改其原有的道德决策（Stanley et al.，2017）。道德判断的社会直觉理论（Social Intuitionist Theories）认为，道德决策的本质是基于情感的快速直觉加工，在完成道德决策之后会存在一个缓慢的理性推理过程，其目的在于寻找相应的理由依据来支持先前的道德观点（Haidt，2001，2007）。因此，个体最初的道德判断很可能影响了对后续道德理由的表征。具体来说，个体在加强对支持理由的信息表征强度的同时也削弱了对反对理由的信息表征强度，使得个体在面对分歧时不太可能改变原有的观点（Kappes et al.，2019），这种带有偏见和动机的事后推理被认为是道德判断中最为普遍的推理方式（Haidt，2012）。

“道德”二字，从汉字原意上理解，意为人际关系之差序（喻丰、许丽颖，2018）。费孝通先生提出的“差序格局”理论将中国社会的人际关系结构类比为石头扔入水中形成的波纹状“圈层”。“圈层”的远近代表着人际关系的亲疏，“自己”处于“圈层”的核心位置，他人距离核心圈层越近则人际关系越亲密，反之则越疏远（阎云翔，2006）。“差序格局”的存在意味着对处于不同圈层的对象采取不同的对待方式。有关人际关系影响道德判断的研究表明，以儒家文化为主体的中国人的道德意识里存在着一个圈层状的“差序结构”（马戎，2007），表现为个体会对不同人际关系的道德对象采取不同的道德标准进而造成道德判断结果的差异化。例如，周柳叶（2015）利用ERP技术考察个体为不同人际关系的道德对象（自我、朋友、陌生人）进行道德判断的时程加工特点，发现由于被试对注意资源的分配存在差异从而导致了在自我条件下诱发的脑电波幅显著大于朋友条件，而在朋友条件下诱发的脑电波幅又显著大于陌生人条件，呈现出由内向外的差异性。其余类似研究（林芳芳，2010；吴文，2015）也都从朋友关系的视角证实了中国人道德判断中“差序结构”的存在。一般认为，“差序格局”主要包括亲缘关系、地缘关系和朋友关系三个不同的向度（孟凡行、色音，2016），在所有人际关系类型中，又以亲缘和地缘为基础的亲属关系显得最为重要。颜志雄（2014）从外显和内隐的角度证实了个体存在道德判断的“亲属偏见”，即相比于亲密程度低的旁系亲属，个体对亲密程度高的直系亲属的时程加工方式更为精确敏感（封周奇 等，2015）。综上所述，在人际关系因素影响下中国人道德判断中形成的“差序结构”不仅存在于朋友关系中，也存在于亲属关系中（陈翠苗，2016）。

源自儒家道德体系的“差序格局”造就了中国人道德判断的差序模式（马戎，2007）。已有研究证实道德对象人际关系的不同会导致个体采取不同的道德判断标准并做出不同的道德决策。然而此类研究大多关注道德判断的结果，即个体最终所做的道德决策，鲜有研究关注道德判断的事后理性推理过程。一方面，道德对象人际关系的亲疏是否会影响个体在理性推理过程中对道德理由采取不同的衡量标准和推理方式从而产生差异性的评估结果还不得而知；另一方面，个体对于道德理由的差异性评估是否会进一步影响对原有道德观点的认同与肯定也有待考察。因此当前研究基于道德判断的“差序格局”视角，从朋友关系和亲属关系两个角度考察个体对道德理由的评估是否受道德对象人际关系的影响而展现出差异性，进而影响对原有道德决策的确信程度？当前研究通过改变道德两难困境中主角所处的圈层以操纵道德对象的人际关系类型，以被试对理由依据在合理性指标上的评价分数作为衡量评估结果的依据。同时需要注意的是，出于实验设计的考虑，本研究参考斯坦利等人（2017）的方法将道德理由设置为支持或不支持原有决策两种类型。但由于个体对道德理由的评估存在确认偏差，对于不同类型理由的评估会存在相反的结果。因此在本文中将不再着重讨论不同类型理由评估之间的差异，而是主要聚焦于人际关系因素对道德理由评估结果的影响。

综上所述，当前研究提出如下假设：（1）不同人际关系条件下被试对道德理由的评估结果存在显著差异；（2）对于道德理由的差异性评估降低了对原有道德决策的确信程度。

2 实验1：朋友关系对道德理由评估的差序影响

2.1 被试

利用Gpower3.1（http://stats.idre.ucla.edu/other/gpower/）软件进行事前样本量分析，在effect size = 0.40，power（1-β）=0.95，α=0.05，双侧检验的情况下进行两因素被试间方差分析所需样本量为130。实验1共招募被试201人（男生67人，女生134人，平均年龄19.18±1.63岁），能够满足统计力度所需样本量。被试视力或矫正视力正常，以往未参与过类似实验。所有被试在实验前均签署了知情同意书。

2.2 实验材料

实验材料来源于斯坦利等（2017）的原始研究，包括3个道德两难困境：作弊困境（Cheating Dilemma）、交通事故困境（Car Accident Dilemma）、多余零钱困境（Extra Change Dilemma），以及每个道德两难困境中分别支持不同道德决策的理由依据（共计36条），实验1所用材料如图1所示。

图 1 实验材料可视化图解

Figure 1 Illustration of experimental materials

实验1所用的道德困境均属于同一类型（Stanley et al.，2017）且理由依据为大多数人能够想到的较为常见的理由。实验材料经由专业英语人士翻译和适当修改，并在翻译过程中对道德两难困境的字数、语法结构、语言色彩等进行了匹配，以避免无关因素的干扰。

2.3 实验设计

实验1为“2（道德理由类型：一致理由、不一致理由）×3（道德困境主角类型：自己、朋友、陌生人）”的两因素被试间实验设计，共有6种不同的处理条件，每种条件下的被试人数见表1。因变量为不同处理条件下被试对道德理由的评价分数和改变原有道德决策的人数。实验1将一致理由定义为在给定的道德两难困境中能够支持被试所做决策的理由，将不一致理由定义为在给定的道德两难困境中反对被试所作决策但支持另外一种决策的理由。同时，参照周柳叶（2015）的方法对朋友关系视角下的“差序格局”进行了区分和定义。如图2所示，核心圈层为被试自身，内圈层定义为被试心目中自认为是他/她朋友的人，外圈层定义为与被试无任何关联的陌生人。道德困境主角即为被试的道德判断对象，圈层的差异代表着朋友关系的差异。

图 2 朋友关系层级区分

Figure 2 Distinction of friendship level

2.4 实验流程

实验开始前主试以视图化的方式向被试展示朋友关系视角下的“差序格局”的操行性定义，要求被试填写一位内圈层朋友的姓名（外圈层陌生人的姓名由主试随机填写），随后正式开始实验，将被试分配到不同的处理条件，实验流程如图3所示。首先，在实验提供的三个道德两难困境中随机指定被试阅读其中一个困境，该困境的主人公根据被试所在的处理条件被替换为自己/朋友/陌生人中的一个，以实现对道德困境主角类型变量的操纵（在实际阅读过程中，“自己”条件下的困境主人公名称为第一人称“我”“朋友”和“陌生人”条件下的困境主人公名称分别为对应的人物姓名）。每个困境的末尾都带有一个两难问题（例如：你有两种可能的做法：你将在考试中使用小抄，或者你将不在考试中使用小抄），被试需要在阅读完成之后对给定困境中的道德两难问题做出回答（记为决策1）。然后根据被试所在的处理条件向被试呈现一致或不一致的理由依据并要求被试对其进行评价打分，评分的依据是：“这条理由所陈述的事实是否合理且能否支持你先前的道德决策？”（评分采用10点评分。0分表示这条理由非常不合理且不能支持你的道德决策，10分表示这条理由非常合理且能支持你的道德决策）。完成评分后要求被试再次阅读先前的困境并对其中的两难问题再次进行回答（记为决策2），如果决策1和决策2不一致则该被试被定义为修改道德决策的被试。实验程序采用E-prime 2.0软件编制，整个实验过程不记录反应时。

图 3 实验1总体流程

Figure 3 Experiment 1 general flow

2.5 实验结果

2.5.1 不同处理条件下被试对道德理由的评价分数

为了考察人际关系对道德理由评估的影响，以被试对道德理由的评价分数为因变量进行两因素方差分析，结果发现：主角类型主效应不显著，F（2，195）=0.14，p=0.87；理由类型主效应显著，F（1，195）=204.90，p<0.01，η2=0.51，被试对一致理由的评分显著高于不一致理由；主角类型和理由类型交互作用显著，F（2，195）=38.38，p<0.01，η2=0.28。对交互作用进行简单效应分析发现：在一致理由条件下，道德困境主角为自己时被试对道德理由的评分显著高于主角为朋友时的评分（p<0.05），而主角为朋友时的评分又显著高于主角为陌生人时的评分（p<0.01）；在不一致理由条件下，道德困境主角为自己时被试对道德理由的评分显著低于主角为朋友时的评分（p<0.05），而主角为朋友时的评分又显著低于主角为陌生人时的评分（p<0.01）。

图 4 不同朋友关系下被试对道德理由的评价分数

Figure 4 Subjects’ evaluation scores of moral reasons under different friendships

2.5.2 不同处理条件下修改道德决策的被试人数

为了考察被试对道德理由的差异性评估是否会影响对原有道德决策的确信程度，表1记录了前后两次道德决策中选择不同选项的被试人数。对理由一致和不一致条件下修改和未修改道德决策的被试人数分别进行费希尔精确检验（Fisher’s Exact Test），发现修改道德决策的人数均显著低于未修改的人数，χ2一致=9.58，p一致<0.01；χ2不一致=30.01，p不一致<0.01。

表 1 前后两次道德决策中选择不同选项的被试人数（比例）

Table 1 Number (proportion) of subjects who chose different options in the first and second ethical decisions

		一致理由			不一致理由
		自己	朋友	陌生人	自己	朋友	陌生人
初次决策（决策1）	选项A	26（78.8%）	31（88.6%）	29（87.9%）	24（72.7%）	33（97.1%）	26（78.8%）
	选项B	7（21.2%）	4（11.4%）	4（12.1%）	9（27.3%）	1（2.9%）	7（21.2%）
总计		33（100%）	35（100%）	33（100%）	33（100%）	34（100%）	33（100%）
二次决策（决策2）	选项A	25（75.8%）	31（88.6%）	25（75.8%）	25（75.8%）	22（64.7%）	15（45.5%）
	选项B	8（24.2%）	4（11.4%）	8（24.2%）	8（24.2%）	12（35.3%）	18（54.5%）
总计		33（100%）	35（100%）	33（100%）	33（100%）	34（100%）	33（100%）

注：选项A包括不使用小抄（作弊困境）、主动赔偿（交通事故困境）以及返还零钱（多余零钱困境）；选项B包括使用小抄（作弊困境）、转身离开（交通事故困境）以及占为己有（多余零钱困境）。

2.6 讨论

实验1从“差序格局”理论的朋友关系视角考察了人际关系因素对道德理由评估的影响。如图4所示，一方面可以看出由于被试对不一致理由的评估存在确认偏差，对支持和不支持原有道德决策的理由的推理方式完全相反，因此被试对于一致理由的评分显著高于不一致理由并且不同理由类型条件下的评分随人际关系的变化呈现出了相反的变化趋势；另一方面，与实验假设1相一致的是，不同朋友关系条件下被试对道德理由的评价分数存在显著差异，展现出在人际关系因素影响下道德理由评估的差序结构。人际关系差异的背后代表着心理距离的差异（刘永芳 等，2014）。对于同样的理由，个体对不同心理距离的道德对象会采取不同的评价标准从而导致不同的评价分数，这在一定程度上表明中国人的道德判断实质上是一种对人不对事的道德（杨玉宏，2013）。总的来看，实验1从朋友关系的角度证明，人际关系因素能够显著影响个体对道德理由的评估，但无法动摇对原有道德决策的确信程度。接着，考虑到有着血缘联系的亲属感情要优于其他社会关系，正所谓“血浓于水”，以血缘为基础的亲属关系在社会人际关系类型中处于核心地位。因此，实验2将在朋友关系的基础上更进一步，从亲属关系的角度继续深入进行验证。

3 实验2：亲属关系对道德理由评估的差序影响

3.1 被试

事前样本量分析同实验1。实验2共招募被试192人（男生90人，女生102人，平均年龄19.58±0.91岁），被试视力或矫正视力正常，以往未参与过类似实验。所有被试在实验前均签署了知情同意书。

3.2 实验材料

实验2使用的道德两难困境同实验1。

3.3 实验设计

实验2为“2（道德理由类型：一致理由、不一致理由）×3（道德困境主角类型：直系亲属、近亲、远亲）”的两因素被试间实验设计，共有6种不同的处理条件，每种条件下的被试人数见表3。因变量为不同处理条件下被试对道德理由的评价分数和改变原有道德决策的被试人数。实验2参考前人的研究（陈翠苗，2016；颜志雄等，2015）对亲属关系视角下的“差序格局”进行了定义和区分。如图5所示，将亲属关系划分为“直系亲属”“近亲”和“远亲”三个层次，其中“直系亲属”定义为与自己有直接血缘关系的人（例如：父亲），“近亲”定义为三代以内有共同祖先的血缘关系的亲属（例如：姑姑），“远亲”定义为三代以外或没有直接血缘关系，但属于同一家族的亲属（例如：堂叔）。圈层的差异代表着亲属关系的差异。

图 5 亲属关系层级区分

Figure 5 Kinship hierarchy distinction

3.4 实验流程

实验流程同实验1。实验开始前主试以视图化的方式向被试展示亲属关系视角下的“差序格局”的操行性定义，要求被试分别填写一位不同层次的亲属成员的姓名与称谓。“直系亲属”“近亲”和“远亲”三种条件下的困境主人公名称分别以“称谓+姓名”的形式呈现。

图 6 实验2总体流程

Figure 6 Experiment 2 general flow

3.5 实验结果

3.5.1 不同处理条件下被试对道德理由的评价分数

以被试对道德理由的评分为因变量进行两因素方差分析，结果发现：主角类型主效应不显著，F（2，186）=0.25，p>0.05；理由类型主效应显著，F（1，186）=179.01，p<0.01，η2=0.49，被试对一致理由的评分显著高于不一致理由；主角类型和理由类型交互作用显著，F（2，186）=37.17，p<0.01，η2=0.29。对交互作用进行简单效应分析发现：在一致理由的条件下，道德困境主角为直系亲属时被试对道德理由的评分显著高于主角为近亲时的评分（p<0.05），而主角为近亲时的评分又显著高于主角为远亲时的评分（p<0.01）；在不一致理由的条件下，主角为直系亲属时被试对道德理由的评分显著低于主角为近亲时的评分（p<0.05），而主角为近亲时的评分又显著低于主角为远亲时的评分（p<0.01）。

图 7 不同亲属关系下被试对理由的评价分数

Figure 7 Subjects’ evaluation scores of reasons under different kinship relationships

3.5.2 不同处理条件下修改道德决策的被试人数

对道德理由一致和不一致条件下修改与未修改道德决策的被试人数分别进行费希尔精确检验（Fisher’s Exact Test），发现道德理由一致条件下修改道德决策的人数与未修改道德决策的人数无显著差异，χ2一致=3.92，p一致>0.05，但不一致条件下修改道德决策的人数却显著低于未修改道德决策的人数，
χ2不一致=36.08，p不一致<0.01。

表 2 前后两次道德决策中选择不同选项的被试人数

Table 2 Number (proportion) of subjects who chose different options in the first and second ethical decisions

		一致理由			不一致理由
		直系亲属	近亲	远亲	直系亲属	近亲	远亲
初次决策（决策1）	选项A	25（75.8%）	25（78.1%）	29（90.6%）	21（70%）	30（88.2%）	24（77.4%）
	选项B	8（24.2%）	7（21.9%）	3（9.4%）	9（30%）	4（11.8%）	7（22.6%）
总计		33（100%）	32（100%）	32（100%）	30（100%）	34（100%）	31（100%）
再次决策（决策2）	选项A	25（75.8%）	28（87.5%）	23（71.9%）	17（56.7%）	25（73.5%）	9（29%）
	选项B	8（24.2%）	4（12.5%）	9（28.1%）	13（43.3%）	9（26.5%）	22（71%）
总计		33（100%）	32（100%）	32（100%）	30（100%）	34（100%）	31（100%）

注：选项A包括不使用小抄（作弊困境）、主动赔偿（交通事故困境）以及返还零钱（多余零钱困境）；选项B包括使用小抄（作弊困境）、转身离开（交通事故困境）以及占为己有（多余零钱困境）。

3.6 讨论

实验2进一步从“差序格局”理论的亲属关系角度考察人际关系因素对道德理由评估的影响。结果如图7所示，被试对道德理由的评估随道德对象人际关系的变化呈现出差序性差异，这与实验1结果相一致。同时实验2的结果也进一步表明在不同的亲属关系条件下，对道德理由依据的差序评估无法动摇个体对其原有道德决策的确信程度。尽管在道德理由一致条件下修改道德决策的人数与未修改的人数并无显著差异，但这很可能只是因为被试人数较少而产生的随机现象。

4 总讨论

当前研究在前人实验的基础上探讨个体在道德判断的事后理性推理过程中对理由依据的评估是否会受到人际关系因素的影响进而导致对原有道德决策的改变。结果发现在朋友关系和亲属关系的双重视角下，个体对道德理由的评估都随着道德对象人际关系的变化而表现出差序性差异，展现了对于道德理由评估的差序结构。然而对于道德理由的差序评估却没有影响对原有道德决策的确信程度，不同人际关系条件下修改道德决策的人数不存在显著差异，个体仍然倾向于在前后两次道德判断中保持相同的道德观点。

4.1 人际关系因素对道德理由评估的差序影响

研究发现，不同人际关系条件下个体对道德理由的评价分数存在显著差异，而造成这种评估差异的根源又可归结于个体与不同人际关系的道德对象之间心理距离的差异（刘永芳 等，2014）。自我与他人之间的心理距离会影响个体的决策方式与结果（Sun et al. ，2017）。解释水平理论（construal level theory，CLT）认为，个体进行判断时的问题表征受到心理距离的影响（Mentovich et al.，2016）。对于心理距离相距较远的道德对象来说，个体更愿意用高水平解释来进行总结，而对于心理距离较近的道德对象，个体则更愿意用低水平解释来进行归纳。从理论上讲，高解释水平的表征使得理由背后的客观道德标准显得更加突出和重要（Trope and Liberman，2010），个体会采取严格的标准来评判理由本身的合理性（Liberman and Trope，2014；Trope，Liberman and Wakslak，2007），而低解释水平的表征使个体更加关注人际信息并在人情法则的作用下形成较为宽松的道德标准，此时个体对道德理由的评估以人际关系为准则，而非客观的道德规范（欧晓莉，2011；徐惊蛰、谢晓非，2011）。总的来说，被试对不同人际关系的道德对象采取了不同的表征方式从而导致了对道德理由的不同评估标准，结果造成了不同人际关系条件下对道德理由评估的差异性。

4.2 道德理由的差序评估对原有道德决策的影响

此外当前研究还发现，在人际关系因素介入的情况下，被试仍旧倾向于拒绝修改原有的道德决策。不同人际关系条件下修改道德决策的被试人数无显著差异，表明对于道德理由的差序评估并没有影响被试对原有道德决策的确信程度。一方面，正如前文所述，由于确认偏差的存在，对于反对原有道德决策的理由的消极评估使得被试无法掌握足够的依据来动摇对原有道德决策的确信程度，而对于支持理由的评估又能够使个体获取足够的肯定信息来维持对原有道德决策的认同（De Martino et al. ，2013），因此改变道德决策的概率并不大；另一方面，由于道德观念在个人身份的建构和认知中起着核心作用（Stanley et al.，2017），巩固个体既有的道德观点或决策显得尤为重要。当个体从道德对错的角度来看待问题时，即便反对理由是合乎情理的，往往也不愿意妥协（Skitka，2010）。同时在人际关系因素介入的情况下，当人际关系与道德准则之间出现冲突时，人们会优先考虑破坏关系所付出的代价能否通过变动道德标准而得到弥补。如果能，则不惜破坏关系，做出严格的道德评估；如果不能，便倾向于维持人际关系，并放宽道德评估的标准。很显然，在人情法则而非客观准则主导的道德理由评估过程中，维护与自己心理距离较近的成员的道德决策是一件“情理之中”的事情。因此，个体会选择放宽评估标准甚至有意偏袒支持原有道德观点的理由，同时严格评估甚至刻意贬低反对原有道德观点的理由以保全亲密他人的道德决策，维护自身与人际关系较近的道德对象之间的亲密关系。这种刻意增加或减少合理信息以维护亲密他人道德“面子”的偏私行为是人情社会中重要的交际法则。

综上，当前研究基于中国社会人际关系的“差序格局”理论初步揭示了中国人在道德判断的事后理性推理过程中对理由依据的评估存在“朋友有差，亲属有序”的差序结构。同时进一步表明对于道德理由的差序评估并不会影响对原有道德决策的确信程度。然而随着时代的发展与进步，传统的“差序格局”中出现了伦理、情感和利益三种维度组合的新特征（沈毅，2007）。同时随着城市化进程加快，血缘关系与业缘以及姻缘关系相互渗透（柴玲、包智明，2010），未来仍需要考察这些新兴因素对道德理由评估的影响。

5 结论

不同人际关系条件下个体对道德理由的评估存在显著差异，但是对于道德理由的差序评估却并不会影响对原有道德决策的确信程度。具体表现为个体依据人际关系的远近对道德对象采取不同的评估标准从而导致不同的评估结果，但不同人际关系条件下修改道德决策的人数不存在显著差异且均低于未修改道德决策的人数。

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