道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响

心理学报 2013, Vol. 45, No.6, 672−679 Acta Psychologica Sinica DOI: 10.3724/SP.J.1041.2013.00672 收稿日期: 2012-07-16 通讯作者: 周晖, E-mail: happy_zhui@126.com 672 道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响 李 谷 1,2 周 晖 1 丁如一 1 (1 中山大学心理学系, 广州 510275) (2 Division of Family Studies and Human Development, University of Arizona, Tucson, AZ 85721, USA) 摘 要 本文通过两个研究探讨道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响。研究一中, 被试随机分为 三组, 分别抄写“正性特质词语” “负性特质词语”或“中性词语”, 并回忆自己所经历的与关键词有关的事情。 启动完成后, 考察其捐助行为。结果发现, 正性特质启动组被试愿意捐助的数目显著高于负性特质和中性词 语启动组。研究二用同样的方法改变被试的道德自我知觉, 然后对被试的作弊行为进行了考察。结果发现, 正性特质启动组的作弊严重程度显著低于中性词语启动组, 负性特质启动组的作弊发生率和作弊严重程度 显著低于中性词语启动组。本研究表明, 道德自我调节过程不一定遵循负反馈机制：虽然“道德净化效应” 在本研究中得到了部分验证, 但是我们的实验结果不符合“道德许可效应”的预期。 关键词 道德自我调节; 道德自我知觉; 道德净化效应; 道德许可效应 分类号 B849: C91 1 前言 世间的善与恶往往不如我们想象的那样泾渭 分明。自我标榜的“道德模范”可能因一念之差犯下 滔天大罪; 作恶多端的坏蛋其内心或许也藏着一双 天使的翅膀。电影《撞车》中, 正义凛然的年轻警 察汉森英勇地控制了躁动的嫌犯, 避免了一场悲剧 的发生; 镜头移转, 汉森脸上得意的微笑却凝固成 错杀搭车人后销毁证据的冷酷。一次事故中, 游手 好闲的黑人混混鄙夷地将被车撞倒的华裔老人扔 在路边; 而在下一幕, 他们却解救了被关押的亚裔 劳工。 荧幕上的善恶交替在现实生活中同样常见。心 理学家发现, 与道德有关的行为历史会影响人们未 来的道德行为(Zhong, Liljenquist, & Cain, 2009)。例 如, Khan 和 Dhar (2006)发现, 如果人们曾经表示愿 意辅导外国学生的功课, 他们在接下来的募捐中会 捐出更少的钱。另一方面, 曾经被迫做出反女权主 义行为的女权主义者在接下来的性别角色刻板印 象 任 务 中 更 可 能 坚 持 自 己 的 女 权 主 义 思 想 (Sherman & Gorkin, 1980)。以上道德行为的动态变 化过程通常被称为“道德自我调节” (moral self- regulation)。 心理学家认为, 人们会根据自身理想的道德概 念调整行为; 当个人即时的道德知觉与理想的道德 概念不符时, 人们会增加道德行为或减少不道德行 为, 道德自我调节也就相继发生了(Sachdeva, Iliev, & Medin, 2009)。由此可见, 促成道德行为的道德自 我调节过程主要包含两个部分, 一是理想的道德自 我 形 象 , 二 是 实 际 的 道 德 自 我 知 觉 (moral self- perception; 也 叫 “ 道 德 自 我 价 值 感 ”, moral self- worth, 或者“道德自我”, moral self-regard; 见 Sachdeva et al., 2009; Monin & Jordan, 2009)。理想 的道德自我形象是个人对社会道德价值观的内化 程度 , 决定了这个人在道德方面想要达成的目标 ; 而实际的道德自我知觉体现的是个人对自身道德 形象的实时评估, 其高低受到过往的道德行为的影 响。Zhong 等人(2009)将道德自我调节的驱动力比 作 一 个 连 接 道 德 自 我 知 觉 和 自 我 形 象 的 “ 橡 皮 筋”—— 如果自我知觉背离理想的道德形象, “橡皮 筋”就被拉伸; 其产生的拉力会束缚人们进一步远 离道德自我。相反地, 如果自我知觉接近或者优于 6 期 李 谷 等: 道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响 673 道德自我, “橡皮筋”就会“放松”, 从而减小对道德 选择的束缚甚至允许不道德行为, 直到“橡皮筋”再 一 次 被 拉 伸 到 威 胁 道 德 自 我 的 临 界 点 (p.79) 。 Sachdeva 等人(2009)认为“橡皮筋”的拉力应该是双 向的 , 不仅道德自我知觉低于理想的自我形象时 “橡皮筋”会被拉伸, 而且在高于自我形象时也会被 拉伸, 两种情况的最终目的都是驱使道德自我知觉 向理想的自我形象靠近; 前者产生的拉力会驱动道 德行为的增加, 而后者产生的拉力会导致道德行为 的减少。 在道德自我调节过程中, 因道德自我形象受到 威胁而增加道德行为的现象被称为“道德净化效 应” (moral cleansing effect)。Carlsmith 和 Gross (1969)的研究发现, 当被试被强迫对同伴实施电击 后 , 他们更容易答应研究者接下来提出的助人要 求。研究同时发现, 被试愿意助人的动机并不是为 了补偿受伤的同伴, 而只是为了满足其自身修补受 损 的 道 德 自 我 形 象 的 需 要 (Carlsmith & Gross, 1969)。类似地, Ramanathan 和 Williams (2007)发现, 消费者在挥霍之后往往会选择购买更加实惠的商 品来重拾自制节约的自我形象。另一个例子中, 随 着道德自我知觉的降低 , 被试会愿意捐赠更多的 钱、或者表现出更多的合作行为以补偿受损的自我 形象(Sachdeva et al., 2009)。综上, 人们会时常监控 自己的道德自我形象 , 当其受到威胁的时候通过 “净化”行为将其维持在理想的水平。 另一方面, 当人们的道德自我知觉高于理想的 道德形象时, 他们可能会降低道德行为的发生频率, 由此产生“道德许可效应” (moral licensing effect)。 比如, 当被试的道德自我形象得到肯定后, 他们的 捐款数目和合作行为会相应地减少(Sachdeva et al., 2009; Khan & Dhar, 2006); 当被试认为自己是一个 公正的人, 他(她)反而更有可能做出一些带有偏见 的决定(Monin & Miller, 2001)。道德许可效应说明, 人们理想的道德自我形象并不一定时时刻刻都是 乐善好施的圣人形象; 当一个人的道德自我知觉高 于理想的自我形象的时候, 他也就没有必要再做出 更多的道德行为了, 因为这样往往会违背自身利益 (如金钱、精力的损失等)。更为极端的是, 过高的 道德自我知觉甚至会让人感到有“资格”去做一些 不道德的行为(Monin & Miller, 2001)。为什么会出 现道德许可效应？有研究者认为, 如果个体从过去 的好行为中累积了足够的道德信誉, 能平衡当前不 道德行为带来的道德债务, 那么其当前不道德行为 就可以自己被许可(Miller & Effron, 2010)。而另一 种观点则认为, 如果以往有足够的道德行为, 个体 可能将后来的不道德行为解释为不是不道德的, 从 而被许可(Monin & Miller, 2001)。 Sachdeva 等(2009)的实验同时观察到了道德净 化效应和道德许可效应, 比较完整地展现了道德自 我调节过程。研究中, 他们分别启动了被试的正面 道德特质(如“关心的” “慷慨的” “公正的”等)和负 面道德特质(如“刻薄的” “贪婪的” “自私的”等)。被 启动了正面道德自我知觉的被试捐出的钱数更少, 做出更少的合作行为; 而被启动了负面道德自我知 觉的被试捐钱更多, 合作行为也更多。Sachdeva 等 (2009)的研究证明了道德净化效应和道德许可效应 所属同一机制, 即道德调节的负反馈机制：在道德 自我调节中, 人们的目标是将自己的道德自我形象 维持在一个适当的水平上; 当人们发现实际的道德 自我知觉高于或者低于理想水平时, 他们会做出补 偿行为。即, 如果人们的实际道德自我知觉高于理 想水平, 他们会减少道德行为; 如果人们的实际道 德自我知觉低于理想水平, 他们会增加道德行为。 然而, Sachdeva 等(2009)的研究仅涉及了道德 的亲社会行为范畴, 目前尚没有研究探讨道德自我 调节的负反馈机制是否同样适用于不道德行为范 畴(如, 违规行为)。Janoff-Bulman, Sheikh 和 Hepp (2009)认为, 基于道德自我调节的方式, 研究者可 以 划 分 出 两 种 不 同 的 道 德 , 即 禁 止 性 道 德 (proscriptive morality) 和 指 定 性 道 德 (prescriptive morality)。禁止性道德偏重负性结果, 遵从躲避机 制, 强调的是我们不应该做什么; 而指定性道德偏 重正性结果 , 遵从趋向机制 , 强调我们应该做什 么。道德自我调节在这两个范畴的作用是不对称的, 比 起 “ 趋 利 ” 动 机 , 人 们 的 “ 避 害 ” 动 机 更 为 强 烈 (Janoff-Bulman et al., 2009)。由此我们推测, 相比指 定性道德范畴, 在禁止性道德范畴里, 我们更不容 易观察到道德许可效应, 而更容易观察到道德净化 效应(因为人们往往不愿意主动做出不道德行为)。 为了考察道德调自我调节的负反馈机制在不 同道德范畴的作用, 本研究了两个实验。研究 一将在中国被试中重复 Sachdeva 等(2009)关于道 德调节对亲社会行为(属于指定性道德范畴)影响 的实验。而研究二中, 我们则要考察道德自我调节 对违规行为(属于禁止性道德范畴), 即作弊行为的 影响。 根据道德自我调节的负反馈原则 , 本研究假 674 心 理 学 报 45 卷 设：当启动被试的正性道德自我知觉(用正性特质 词语写自己的故事)时会出现道德许可效应, 因此 被试在随后会做出更少亲社会行为(捐助)或更多违 规行为 (作弊 ); 当启动被试的负性道德自我知觉 (用负性特质词语写自己的故事)时会出现道德净 化效应 , 被试在随后的任务中会表现更多亲社会 行为(捐助)或更少违规行为(作弊)。并且, 在禁止 性道德范畴(作弊)的实验中, 道德许可效应会更难 观察到。 2 研究一：道德自我调节对亲社会 行为的影响 2.1 研究方法 2.1.1 被试 华南地区某高校心理学课程学生 155 名, 其中 男生 54 名, 女生 101 名。 2.1.2 实验设计和材料 本研究采用三因素实验设计。自变量为道德同 一性启动的 3 个不同水平, 分别抄写正性特质、负 性特质和中性词语并编故事。因变量为被试在启动 后表现出的捐助行为。 研究者根据 Reed, Aquino 和 Levy (2007)和 Sachdeva 等(2009)的实验范式, 改进设置了三种启 动材料(正性特质启动 , 负性特质启动 , 中性词语 启动)。这些材料在前人的研究中已被证明能够改 变个体的道德自我知觉(Reed et al., 2007; Sachdeva et al., 2009)。材料的基本模式为：首先, 请被试抄 写 9 个和启动目的相关的词语。然后, 研究者要求 被试从 9 个词语中至少选择 4 个作为关键词, 回忆 并写出一件或几件以自己为主角的事情, 要求不少 于 100 字。同时, 研究者提示被试回忆(反思)自己 与家人、朋友、恋人之间发生的故事, 并给出了一 个例子供被试参考。研究者对三类启动材料的例子 的长度和选取关键词的个数做了平衡; 三类启动材 料的例子长度均为 206 个中文字符, 并都选取了 5 个关键词。 其中, 正性特质启动材料包括的词语有：“关心 的” “慷慨的” “公正的” “善良的” “诚实的” “正直 的” “大度的” “谦逊的” “无私的”。负性特质启动材 料选取的词语包括：“自私的” “贪婪的” “吝啬的” “狡诈的” “小气的” “暴力的” “妒忌的” “欺骗的” “傲慢的”。中性词语启动材料包括的词语有：“草 地” “电脑” “拖鞋” “钥匙” “公车” “花瓶” “手机” “杯子” “香皂”。 2.1.3 实验流程 实验由两名装作互不相识的研究者共同完成。 在某心理学课程即将下课时, 该课程教师首先介绍 研究者甲进入教室, 请学生自愿完成“一项记忆实 验的前测”。研究者甲安排学生隔列坐好, “以便大 家能独立完成, 保证实验的有效性”。随后, 随机分 发三类启动材料, 并提醒大家在写故事的时候尽量 回忆这些词语和自己生活是如何联系在一起的。填 写完启动材料后, 请学生完成了两个非常简单的问 答, 作为填充任务, 以免学生猜到实验的目的。 学生完成后, 研究者甲宣布“研究结束”, 收上材料 后离开教室。 过几分钟, 研究者乙进入课室, 向被试介绍自 己为“**大学爱心助学同盟”的成员, 正在为贫困地 区的学生募集资金。为了确保被试信任募集资金的 有效性, 研究者乙向被试发放了介绍材料, 并请被 试先把他们想捐助的金额写在材料上, 明天再来收 取现金。 收集完被试填写好的材料后, 研究者乙对实验 目的进行澄清, “这是一次关于志愿者心理和行为 的实验研究。结果对于我们了解如何促进年轻人的 志愿行为非常有帮忙。捐款时提到的基金会是我们 虚拟的一个单位, 所以不会真的向大家收取捐款。 再次我们也向各位同学保证, 我们不会分析单个同 学的情况, 只会集体分析不同情形下拟捐款额的差 异。我们也将对各位同学的个人信息严格保密。” 2.2 结果和讨论 本研究以被试拟捐助金额作为因变量进行分 析。正式分析前, 我们先删除了各组内 z 分数大于 3.29 (α = 0.001, 双边检验)的极端数据以满足方差 分析(ANOVA)的前提假设(见 Tabachnick & Fidell, 2001, pp. 83‒86)。对剩余的 153 个数据, 以道德同 一性启动为自变量, 被试拟捐助金额为因变量进行 方差分析。结果显示, 不同启动条件对捐助金额的 影响显著, F(2,150) = 3.12, p = 0.047, η2 = 0.04。进 一步的事后分析(Fisher’s LSD)表明 , 正性特质启 动组拟捐助金额(M = 8.17, SD = 14.39, n = 59)显著 高于中性词语启动组(M = 2.62, SD = 5.09, n = 52), p = 0.014, 而负性特质启动组(M = 6.31, SD = 13.57, n = 42)和中性词语启动组没有显著差异, p = 0.133, 负性特质启动组和正性特质启动组也没有显著差 异, p = 0.436。 本研究结果对 Sachdeva 等(2009)提出的道德负 反馈调节机制提出了质疑。他们认为, 道德启动会 6 期 李 谷 等: 道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响 675 影响到被试的道德自我知觉。而道德自我知觉和道 德自我形象的差异会促使人们会做出更多或更少 的道德行为。根据其理论, 本研究应该是负性道德 启动组的被试应该捐助更多, 而正性道德启动组被 试应该捐助更少。但是, 与预期不符, 本研究中负 性特质启动组被试与中性词语启动组被试捐助金 额没有差异 , 即并没有发现道德净化效应。并且 , 本研究中正性特质启动组捐助要显著多于中性词 语启动组, 这与道德许可效应的预期完全相反。 3 研究二：道德自我调节对违规行 为的影响 3.1 研究方法 3.1.1 被试 华南地区某著名高校心理学通识课程学生 96 名, 其中男生 36 名, 女生 51 名, 另有 9 人性别不详。 3.1.2 实验设计和材料 研究二同样采用三因素实验设计。自变量为道 德同一性启动的 3 个不同水平, 分别抄写正性特 质、负性特质和中性词语并编故事。因变量为被试 在启动后表现出的考试作弊行为(包括考试作弊的 组内发生率和严重程度)。研究者使用了与研究一 相同的启动材料操纵被试的道德自我知觉。 3.1.3 实验流程 本研究在真实的课堂情境下进行。第一节课, 学生参加了一堂 20 分钟的小测验, 整个测验在 3 名考官(不含研究者)的严格监督下完成, 保证学生 没有机会作弊。考试结束后, 研究者在学生不知情 的情况下将学生的原始答案复印。 第三节课开始前, 研究者进入课室, 请学生配 合完成“一项记忆实验的前测”。研究者安排学生隔 列坐好 , “以便大家能独立完成 , 保证实验的有效 性”。随后, 研究者随机分发三类启动材料, 并提醒 大家在写故事的时候尽量回忆这些词语和自己生 活是如何联系在一起的。研究者离开后, 课程助教 告诉学生, 因为一些突发事件的干扰, 她未能按照 老师的要求完成批改第一节课测验的试卷。经过老 师的同意, 需要学生自行对照答案批改自己的 答卷。此项设置是为了制造一个可以作弊的情境： 因为在学生看来, 助教并不知道自己实际答对的题 数; 他们可以随意更改自己原本错误的答案。此外, 同学之间隔列坐的状态增加了作弊的可行性。 待所有人批改完毕并将答卷上交后, 助教开始 评讲试卷 , 整个实验结束。为了保护被试的权利 , 课程讲师在第二次课上向被试澄清了实验的目的 和流程, 并保证除了研究者本人, 其他人不会有任 何机会看到带有被试身份的数据 , 包括老师和助 教。最后, 老师向学生保证, 为了公平, 上次测验 的分数不计入课程总分。 3.2 结果和讨论 两名被试因参加过类似的研究并知道实验目 的而被删除。另有 7 名被试未完成启动任务。还有 一名被试没有报告自己的成绩。因此, 最终样本包 括 86 份有效数据。 首先, 为了检验作弊发生率, 我们建立了一个 二分变量：原始成绩和自我报告成绩不同的学生记 为 1, 相同的记为 0。其次, 为了检验作弊的严重程 度, 我们建立了一个连续变量(即粗分差), 其值为 自我报告的分数减去原始分数。 3.2.1 启动组别与作弊发生率的关系 研究中一共有 25 名学生(29.1%)作弊。3×2 相 依表表明, 道德启动组别和作弊发生率的关系边缘 显著, χ2(2, 86) = 5.06, exact p = 0.086。进一步分析 发现, 负性特质启动组的作弊发生率(n = 5; 17.2%) 显著低于中性词语启动组(n = 13; 43.3%), χ2(1, 59) = 4.74, exact p = 0.047, 这表明在负性道德知觉被启动 后, 被试表现出了道德净化效应。但是, 我们没有观 察到道德许可效应, 正性特质启动组作弊的学生比 例(n = 7; 25.9%)与中性词语启动组的比例没有显 著差异, χ2(1, 57) = 1.89, exact p = 0.136 (图 1)。 3.2.2 启动组别与作弊严重程度的关系 在假设检验之前, 我们检查了方差分析的基本 前提假设。根据 Tabachnick 和 Fidell (2001, pp. 83‒86)的建议, 我们删去了两个单因素极值(组内 z 分数大于 3.29; α = 0.001, 双边检验)。最终的样本 中, 正性特质、负性特质和中性词语启动组各有 26, 28 和 30 个有效数据。 考虑到随着学生原始成绩的增加, 其(向上)改 动分数的空间会减小, 我们将原始成绩作为协变量, 启动组别作为自变量, 粗分差作为因变量, 做了协 方差分析(ANCOVA)。结果表明, 自变量的主效应 显著, F(2,80) = 4.56, p = 0.013, η2 = 0.10。具体说来, 在控制了原始成绩后, 负性特质启动组被试的粗分 差(M = 0.47, SE = 0.25)显著低于中性词语启动组 (M = 1.27, SE = 0.24), B = −0.80, SE = 0.35, t(80) = −2.29, p = 0.025, η2 = 0.06, 表明负性特质启动后出 现了净化效应。但是, 我们不仅没有观察到道德许 可效应 , 反而发现了与道德许可效应相反的结果, 676 心 理 学 报 45 卷 图 1 启动条件对作弊行为的影响 即控制了原始分值后, 正性特质启动组学生自我报 告的成绩和原始成绩的差值(M = 0.30, SE = 0.25)也 显著低于中性词语启动组, B = −0.97, SE = 0.35, t(80) = −2.81, p = 0.006, η2 = 0.09 (图 1)。 总的说来, 在违规行为范畴, 我们观察到了道 德净化效应：当被试的道德自我知觉降低时, 他们 作弊的可能性和严重性均有降低。然而, 那些道德 自我知觉提升的被试作弊发生率和严重程度也有 降低(虽然前者并未显著), 这与道德许可效应的预 期是完全相反的。 4 总讨论 前人研究认为, 道德自我调节是一个负反馈的 过程 , 主要表现为道德净化效应和道德许可效应 (Zhong et al., 2009; Sachdeva et al., 2009)。具体说来, 当人们的道德自我知觉低于理想的道德自我形象 时, 他们会做出更多的道德行为来“补偿”受损的道 德自我形象; 当人们的道德自我知觉高于理想的道 德自我形象时, 他们会感到有“资格”减少道德行为 或者做出不道德行为。本研究中, 道德净化效应在 违规行为范畴得到了部分证实：被试回忆自己做过 的不道德的事情之后, 作弊的比例显著下降, 作弊 情节的严重性也有所缓解。然而, 道德净化效应并 没有在亲社会行为范畴得到验证：回忆不道德行为 历史后 , 被试的捐款金额并没有显著提高。此外 , 在本研究中道德许可效应不但没有被确认, 反而观 察到了相反的结果：被试回忆自己做过的道德行为 后, 违规行为显著降低(至少表现为作弊严重程度 的降低), 而亲社会行为显著增高。 对于道德净化效应在禁止性道德范畴(体现为 禁止违规行为的发生)和指定性道德范畴(体现为鼓 励亲社会行为的发生)的不对称出现的现象, 我们 认为这可能与人们的“负面偏差” (negative bias; 综 述见 Baumeister, Bratslavsky, Finkenauer, & Vohs, 2001)有关; 即, 比起“趋利”的动机, 人们的“避害” 动机更加强烈。Janoff-Bulman 等人(2009)认为, 在 道德调节中, 负面偏差同样存在。具体说来, 由于 负性结果的威慑力更大、主导性更强, 人们在禁止 性道德系统“避免错误”的动机比在指定性道德系 统“做好事”的动机更强。因此, 相较于趋向好的、 道德的行为, 人们会更迫切地去避免坏的、不道德 的行为。尽管人们都推崇“做好事”和“不做坏事”, 但是禁止性道德系统自我调节会更具强制性、更加 严格; 而指定性道德系统中的自我调节相对而言更 加自由。 在本研究中, 禁止性道德系统表现为对作弊行 为的惩罚, 其后果可能为取消学生的学士学位; 指 定性道德系统表现为对捐赠行为的认可, 但因为捐 赠是匿名情境下进行的, 其肯定作用并不明显。对 于回忆了负性道德事件后道德知觉降低的被试, 匿 名捐赠可能并不能让他们的道德知觉迅速靠近理 想的道德自我形象; 而一旦作弊, 他们的道德自我 知觉将毫无疑问地再次大跨步远离道德自我形象。 因此, 本研究中, 道德净化效应更容易出现在作弊 (违规)情境中, 而不容易出现在捐赠(亲社会)情境 中。本研究结果进一步为禁止性道德和指定性道德 调节系统的不对称性提供了实证依据。道德净化效 应更容易出现在禁止性道德调节系统中, 而更不容 6 期 李 谷 等: 道德自我调节对亲社会行为和违规行为的影响 677 易出现在指定性道德系统中。 本研究另一个重要的发现是, 我们在制止性和 指定性两个道德系统中均观察到了与道德许可效 应相反的现象：那些回忆正性道德行为的被试更倾 向于做出符合规则、有益他人的行为。这个结果与 Sachdeva 等(2009)的研究正好相反, 从而对道德调 节的负反馈机制(即道德知觉的升高或降低将驱使 补偿性道德或不道德行为的发生)提出了质疑。事 实上, 有研究者曾从社会认知的角度指出了道德同 一性(moral identity)在决定一致性道德行为中的作 用(Aquino & Reed, 2002; Aquino, Freeman, Reed, Lim, & Felps, 2009; Blasi, 1980, 1983)。他们认为, 作为自我概念的一部分, 道德同一性是储存在记忆 中的, 由和道德相关的观念、目标、特质和行为脚 本组成的一个复杂的知识系统(Aquino & Freeman, 2009; Aquino & Reed, 2002; Aquino, Reed, Stewart, & Shapiro, 2005; Lapsley & Narvaez, 2004)。与其他 同一性的动机作用一样, 道德同一性的激活会促使 人们做出与自我看法一致的行为, 并且时刻警惕做 出 违 反 道 德 自 我 概 念 的 行 为 (Blasi, 1980, 1983; Shao, Aquino, & Freeman, 2008)。例如, 研究者发现, 道德同一性的激活会影响更多的被试去当地的食 品保障机构做义工并捐款(Aquino & Reed, 2002), 更 多 的 对 外 群 福 利 机 构 的 捐 款 (Reed & Aquino, 2003), 更少的运动犯规行为(Sage, Kavussanu, & Duda, 2006), 以及更多的向红十字会献出时间(相 较于金钱)的意愿(Reed et al., 2007)。我们认为, 在 正性道德词语启动下, 如果激活的是被试的道德同 一性 , 则会促使人们做出与自我看法一致的行为 , 而不是出现道德许可效应。 那么, 究竟什么时候人们的道德同一性会被激 活, 从而产生一致的道德行为？而在什么时候人们 又会遵循道德自我调节的负反馈机制作出补偿的 道德行为呢？Conway 和 Peetz (2012)在他们最新的 研究中尝试着解开这个谜团。他们发现, 当人们回 忆近期(具体)的道德或不道德行为后, 他们更容易 表现出补偿的行为; 然而当被试回忆相隔时间较远 (抽象)的道德行为后, 他们更容易表现出一致的行 为。在一个研究中, Conway 和 Peetz (2012)让被试 抄写九个道德特质的词语, 然后, 他们分别让被试 体会这些道德特质对他们人格的意义, 或者让他们 去想象自己会如何实际做出和这些道德特质相关 的行为。他们发现, 那些抽象地描述人格意义的被 试比那些具体地描述道德行为的被试会捐出更多 的金钱。因此, 他们认为, 具体的道德自我知觉会 激活道德自我调节机制, 而抽象的道德自我知觉会 激活道德同一性机制。由于本研究的启动任务与 Sachdeva 等(2009)的研究有所差异, 因此很可能启 动了被试的道德同一性, 而非具体的道德知觉。首 先, Sachdeva 等(2009)的研究中每组启动材料里面 只提供了 4 个词语, 而我们提供了 9 个, 并要求被 试至少用 4 个。第二, 由于担心有的被试不认真或 不知道如何写这段短材料, 我们给出了相应的例子, 而 Sachdeva 等(2009)的研究并没有给出例子。我们 启动材料的这些特点, 可能会导致部分被试为了满 足词语和字数的限制, 并没有具体地回忆和这些特 质相关的行为, 反而只是说出了抽象的道德特质。 如, 有的被试写道“我不管对人对事都会持一种比 较公正的态度” “对朋友我会很大度” “我觉得我是 个善良的人”。因此, 有可能部分启动正性道德特 质的被试因为道德同一性被启动而做出一致性的 行为。 那么, 为什么回忆不道德故事的被试不仅没有 比中性启动组被试做出更多不道德行为, 反而出现 了道德净化效应呢？事实上, 以往关于道德同一性 的研究都是探讨个体对积极道德特质, 及各种美德 的认同程度。这些研究发现, 正常人群对美德的认 同程度都非常高(Aquino & Reed, 2002; Reed et al., 2007; Monin & Jordan, 2009)。即, 人们都希望自己 有一个比较高的道德标准。即使在回忆自己的不道 德行为时 , 被试同样重视和认同积极的道德特质 (Jordan, Mullen, & Murnighan, 2011)。因此, 回忆不 道德行为并没有激活被试对不道德特质的认同, 从 而做出不道德行为。反而, 回忆不道德行为使被试 原有的对美德的高认同受到了挑战, 因此他们会做 出补偿行为。 本研究对于道德自我知觉和道德行为领域的 贡献在于, 第一, 我们发现了道德自我调节过程在 禁止性道德和指定性道德范畴可能是不同的; 第二, 我们观测到和道德许可效应预期相反的结果。研究 结果启示 , 道德自我调节的机制可能是更为复杂 的。一方面, 在不同的道德领域, 道德自我调节的 方式也都可能不同; 另一方面, 个体的实际道德行 为可能同时受到道德自我调节以及道德同一性的 影响。如果要更好的预测个体的道德行为, 将来的 研究需要同时考虑道德自我调节、道德自我同一性 及不同的道德范畴。 虽然本研究结果具有一定启发性, 但是研究本 678 心 理 学 报 45 卷 身还存在一些需要改进的地方。首先, 本研究样本 的性别不均衡可能会影响到研究结果的代表性, 尽 管以往研究并没有发现道德自我调节过程的性别 差异。其次, 被试在启动任务中选取的词语可能会 影响道德任务的结果。比如, 选取正性道德特质“诚 实的”和选取其他正性道德特质对作弊行为的影响 可能不同 (参见石伟, 2011, pp. 1233–1235：相同行 为领域的道德许可)。最后, 实验对启动的控制还需 要加强, 要检验启动程序是启动了被试具体的道德 概念, 还是抽象的道德概念。 5 结论 本通过两个研究探讨了道德自我调节对 捐助行为和学业欺骗行为的影响。结果发现： 1) 正性特质启动组被试愿意捐助的数目显著 高于负性特质和中性词语启动组。 2) 正负性特质启动组的作弊严重程度显著低 于中性词语启动组。 3) 本研究表明 , 道德自我调节过程在禁止性 道德和指定性道德范畴可能是不同的。 4) 道德自我 调节过程不 一定遵循负 反馈机 制：虽然“道德净化效应”在本研究中得到了部分验 证, 但是我们的实验结果并不符合“道德许可效应” 的预期。 参 考 文 献 Aquino, K., & Freeman, D. 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Whereas moral licensing and cleansing have been frequently reported in studies on prosocial behavior, less is so in rule infraction (e.g., cheating). In the current study, the authors designed two experiments to study the effects of moral self-regulation on prosocial behavior and rule infraction. We predicted that after moral (immoral) priming, participants would demonstrate less (more) charitable giving and more (less) cheating. Moreover, because people are more motivated to avoid harms than to approach benefits, the moral self-regulation process may be asymmetric in terms of prescriptive morality (what we should do) versus proscriptive morality (what we should not do). Specifically, we hypothesized that moral licensing would be more readily observed in charitable giving than in cheating; in contrast, we expected the reverse in moral cleansing. I