陳思靜 徐燁超

(浙江科技學院經(jīng)濟與管理學院,杭州 310023)

1 前言

在社會科學文獻中,合作通常被定義為個體付出成本而使他人受益的行為(Rand,2016),合作是人類社會大量問題得以解決的關鍵所在(Bear &Rand,2016),為此我們發(fā)展出了合作的規(guī)范(de Kwaadsteniet et al.,2007; Fehr & Schurtenberger,2018)。然而對合作規(guī)范的遵守并非自然而然之事,因為個體傾向于追求私利,而這通常導致公共產(chǎn)品的供給不足和社會運行效率的損失(de Kwaadsteniet et al.,2019)。那么,非親緣個體間的大規(guī)模合作是如何得以維系的？Fehr 和G?chter (2002)的第三方懲罰理論為此提供了部分解釋,該理論認為某些個體具有懲罰規(guī)范破壞者的先天傾向,只要存在足夠數(shù)量的此類個體,那么群體成員間的合作關系就能得以維系(Carpenter et al.,2009)。但由于第三方懲罰的成本(花費的金錢、時間、精力以及可能受到的潛在報復)由懲罰者承擔,而收益卻由群體成員共享,第三方懲罰引發(fā)了二階社會兩難問題(secondorder social dilemma) (Colman,2006; Hauert et al.,2007)：相對于懲罰性合作者(下簡稱懲罰者),只合作但不懲罰的個體就是一個二階搭便車者(secondorder free rider)。由于懲罰成本由懲罰者承擔,二階搭便車者的演化適應度必然高于懲罰者(謝曉非等,2017; Hu et al.,2016),這又提出了一個新的問題：懲罰者是如何從演化中勝出的？

一種廣受關注的觀點是第三方懲罰能為懲罰者帶來積極的聲譽(Barclay,2006; Barclay & Kiyonari,2014),而積極的聲譽能帶來相應的收益,比如懲罰者在未來人際互動中得到他人幫助或獎勵的概率得以提升(Santos et al.,2010),或向外界傳達了懲罰者擁有良好品質的可靠信號(Jordan et al.,2016)。如果這種收益能超過懲罰成本,那么懲罰者就能在演化中得到選擇。上述觀點主要基于間接互惠理論(indirect reciprocity theory)或高成本信號理論(costly signaling theory),一方面為第三方懲罰的演化提供了理論解釋,并獲得了一定數(shù)量的研究支持(e.g.,Jordan & Rand,2019; Kurzban et al.,2007),另一方面,上述觀點的前提條件是懲罰者的聲譽必然是積極的。然而,有越來越多的證據(jù)顯示,懲罰者的聲譽未必是積極的(Bornstein & Weisel,2010),甚至很有可能是負面的(de Kwaadsteniet et al.,2019;Ozono & Watabe,2012),而且懲罰也未必能提高懲罰者得到他人幫助的概率(Kiyonari & Barclay,2008)。這就意味著第三方懲罰與懲罰者聲譽之間的關系可能比我們預想的要更為復雜,因此我們需要更深入地檢視懲罰者的聲譽機制,從而才能有效探討聲譽能否充分解釋第三方懲罰的演化優(yōu)勢。

Rand 和Nowak (2013)注意到,探討合作的主流演化理論往往將個體簡化為不具備動機的行動者(agent),而完全忽視了心理動機的重要性。這可能是因為目前有關合作與懲罰的文獻主要來自經(jīng)濟學、生物學和博弈論等領域(陳思靜,楊莎莎,2020),而心理學視角的缺席導致我們在很大程度上忽略了動機在懲罰者聲譽機制中的作用。事實上,人們總是依據(jù)動機來對他人行為做出道德判斷進而影響后續(xù)的人際互動(Bigman & Tamir,2016),這意味著同樣的行為在不同動機歸因下會對人際關系產(chǎn)生截然不同的效果。就懲罰而言,Fehr 和Rockenbach (2003)以及劉國芳和辛自強(2014)的研究證實了動機歸因顯著影響了懲罰對合作的效果：只有當懲罰者的動機被歸因為利他時,第三方懲罰才能促進受罰者的合作水平,反之,懲罰則抑制了受罰者的合作行為。一個合理的推測是懲罰動機對懲罰者的聲譽也具有相似的作用機制,即只有動機合理的第三方懲罰才能提升懲罰者的聲譽?；谏鲜鐾评?本文提出研究問題1：人們對第三方懲罰動機的歸因是否會顯著影響懲罰者的聲譽？

其次,先前研究者傾向于將聲譽當作一個單維度概念(uni-dimensional variable),而忽略了其不同維度,這導致先前研究中懲罰者聲譽要么是全然積極的,要么就是全然消極的(de Kwaadsteniet et al.,2019)。正如Beersma 和van Kleef (2011)指出,聲譽本質上是個體對他人的感知或評價,而在相應文獻中,一個重要發(fā)現(xiàn)是人們通常運用兩個基本維度來形成對他人的評價(Fiske et al.,2007)：溫暖(warmth)和能力(competence)。溫暖指的是個體在與他人互動中表現(xiàn)出來的良善特質,如值得信賴; 而能力指的是一個人實現(xiàn)其預期目標的本領,如行動效率。中國古典文獻中,孔子“智者若何,仁者若何”(《荀子·子道》)的發(fā)問也在一定程度上體現(xiàn)了二者的差別; 魏征在《諫太宗十思疏》中也論及了這一點：“智者盡其謀……仁者播其惠?！爆F(xiàn)實生活中,在溫暖維度得到較高評價的個體在能力維度未必有同樣結果,“老好人”就是一個典型例子,反之亦然。我們認為Fiske 等(2007)的聲譽雙維度理論同樣適用于第三方懲罰,這引出了本文的研究問題2：第三方懲罰對懲罰者聲譽的兩個維度是否具有不同影響？換言之,第三方懲罰是否同時影響了懲罰者聲譽的兩個維度？影響的方向和程度是否一致？如能回答上述問題,我們就能更為細致地揭示懲罰影響聲譽的不同途徑。

最后,實驗室環(huán)境下的第三方懲罰多采用經(jīng)濟懲罰(financial sanction)的形式(陳欣 等,2014),即懲罰者支付一定的金錢成本用以扣減違規(guī)者的報酬(Balliet et al.,2011),盡管在不同的研究中金錢成本的支付往往采取不同形式(陳思靜 等,2020),但Guala (2012)指出,這種形式的懲罰很可能只是實驗室環(huán)境下的人為設定,現(xiàn)實生活中,人們更傾向于運用社會懲罰(social sanction)來維系規(guī)范的運作。社會懲罰亦被稱為道德懲罰(崔麗瑩 等,2017)、非金錢懲罰(Noussair & Tucker,2005)或流言(Wu et al.,2016),其基本形式為人們通過言語來表達對某種違規(guī)行為的道德譴責,而不涉及金錢或物質成本(Nelissen & Mulder,2013; Noussair & Tucker,2005)。盡管有學者開始考察經(jīng)濟懲罰和社會懲罰對合作或社會規(guī)范的影響,但目前尚無研究檢驗懲罰形式對懲罰者聲譽的影響,而現(xiàn)有的關于懲罰者聲譽的文獻多基于經(jīng)濟懲罰,得出的結論可能在一定程度上存在片面性。由于經(jīng)濟懲罰和社會懲罰在表現(xiàn)形式(物質扣減vs.言語譴責)、成本(物質成本vs.非物質成本)、對個體結果(降低受罰者的物質收益 vs.降低受罰者在群體中的名聲)和對群體結果(降低群體的凈收益vs.不影響群體凈收益)等方面均存在明顯差異(Guala,2012),我們推測這兩種懲罰同樣會在懲罰者的聲譽中產(chǎn)生不同影響。由此,本文的研究問題3 為：經(jīng)濟懲罰和社會懲罰是否對懲罰者聲譽具有不同影響？

2 實驗1：懲罰動機對聲譽不同維度的影響

2.1 被試

我們通過軟件G*Power 3.1 來確定所需樣本量：取中等效應量f2=0.15,顯著性水平α=0.05,需要89 名被試才能達到95% (1-β)的統(tǒng)計檢驗力,而實際參與實驗1 的被試為90 名來自某高校非心理學專業(yè)的本科生。被試平均年齡為20.86 ± 1.27歲,女性占 61.11%,所有被試從未參加過類似實驗。被試的專業(yè)分布如下：理工科占36.67%、社會科學占33.33%、人文學科占22.22%、藝術及其他占7.78%。實驗開始前,我們通過指導語和練習題確保被試完全了解了實驗規(guī)則和專業(yè)術語的準確含義,并獲得了所有被試的知情同意書。

2.2 設計與變量

實驗1 為被試內(nèi)設計。自變量是懲罰,操作定義是被試扮演第三方時做出的平均懲罰次數(shù)。因變量是懲罰者聲譽的兩個維度(溫暖與能力),通過6個題項的Likert 量表來測量。溫暖維度的題項包括我覺得某成員：1)值得信賴; 2)受人尊敬; 3)很友善;而能力維度的題項包括我覺得某成員：4)能為團體帶來更多收益; 5)其舉動對維護團體利益很有幫助;6)可以起到統(tǒng)率團體的作用。題項 1～3 改編自Barclay (2006),4～6 改編自Hardy 和van Vugt (2006),所有題項均為7 點計分,1 表示完全不同意,7 表示完全同意。調節(jié)變量是對懲罰動機的歸因,通過1個題項來測量：針對某成員的懲罰情況,我認為他/她的這種表現(xiàn)是出于自我聚焦的——集體聚焦的動機。該題項同樣為7 點計分,1 表示完全自我聚焦(self-focused,即關注個人利益),7 表示完全集體聚焦(group-focused,即關注集體利益)。

2.3 程序

實驗1 由12 輪帶有第三方的獨裁者博弈組成,通過z-Tree 上機實驗的方式完成(Fischbacher,2007)。被試被隨機分為30 組,每組3 人,被試的真實姓名均被A、B 和C 等編號所取代。實驗期間,被試位于單獨隔間內(nèi)并且不允許相互交流。實驗指導語一律采用中性語言(如扣減)來代替帶有感情色彩的語言(如懲罰)。實驗開始前,告知被試他/她將與其他2 名成員分別扮演分配者、接受者和第三方(為避免對被試產(chǎn)生潛在暗示,在實際指導語中,分配者、接受者和第三方分別用角色甲、角色乙和角色丙代替,實驗2 亦如此,不再贅述)。在每一輪博弈中,被試隨機扮演分配者、接受者或第三方的角色,但在整個實驗中,每個被試扮演每個角色的總次數(shù)相等,均為4 次。每一輪博弈開始時,分配者都從實驗者手里獲得10 代幣(相當于30 人民幣)的初始金額,而第三方和接受者分別獲得5 和0 代幣。分配者根據(jù)自己意愿將隨意比例的金額分配給接受者,而接受者無法反對,無論分配方案是否公平。如果第三方認為分配方案不公平,可懲罰分配者,懲罰規(guī)則統(tǒng)一為第三方付出2 代幣扣減分配者6 代幣。

實驗開始后,分配者對初始金額進行分配,第三方看到分配方案后選擇是否進行懲罰,然后,分配方案以及第三方的懲罰決定呈現(xiàn)在每個被試的屏幕上。最后一輪博弈結束后,實驗者向每個被試反饋同組其他2 名成員在12 輪博弈中的表現(xiàn),包括：1)作為第三方時做出的平均懲罰次數(shù); 2)作為接受者時接受到的平均金額; 3)實驗結束時手中的代幣總數(shù)。12 輪博弈結束后,被試使用前文提及量表逐一評價同組其他2 名成員,包括溫暖、能力和懲罰動機。完成上述步驟后,實驗者向被試解釋實驗目的并支付實驗報酬,報酬由出場費和12 輪實驗中隨機抽取一輪后被試手中的代幣組成。

2.4 結果與討論

對這兩個維度的6 個題項進行驗證性因子分析,預期的二因子模型顯示出較高的擬合度(χ2/df=3.020,RMSEA=0.048,GFI=0.991,CFI=0.997,NFI=0.995,PNFI=0.531,PGFI=0.378),且二因子模型顯著優(yōu)于(Δχ2/df=366.461,p＜0.001)單因子模型(χ2/df=43.402,RMSEA=0.219,GFI=0.846,CFI=0.924,NFI=0.922,PNFI=0.553,PGFI=0.362)。表1 描述了各變量的均值、標準差和相關系數(shù)。不同性別(F=0.03～1.28,p=0.261～0.864)和專業(yè)(F=0.48～1.45,p=0.197～0.846)下懲罰、歸因、溫暖和能力四個主要變量的差異不顯著。

表1 變量描述性統(tǒng)計與相關系數(shù)

表2 層次回歸對主效應和調節(jié)效應的檢驗(能力維度)

以能力為因變量,采用層次回歸對懲罰和歸因的主效應及調節(jié)效應進行檢驗,為降低多重共線性,對自變量、調節(jié)變量和控制變量均進行了中心化處理?；貧w分析結果如表2 所示：在模型M1中懲罰(B=3.52,β=0.55,p＜0.001,95% CI=[2.59,4.46])和歸因(B=0.47,β=0.45,p＜0.001,95% CI=[0.32,0.62])對能力的主效應都顯著：被試做出的懲罰次數(shù)越多或懲罰被歸因為集體聚焦的程度越高,獲得的能力評價就越高。上述結果表明,懲罰與動機歸因均會顯著影響他人對懲罰者能力的評價。

在模型M2中懲罰與歸因的交互項對能力有顯著的正向影響(B=1.19,β=0.36,p＜0.001,95% CI=[0.75,1.62]),可以解釋能力變異量的12%。這說明懲罰對能力的影響受到歸因的正向調節(jié)作用。為了更清晰地顯示歸因的調節(jié)作用,用 Johnson-Neyman 法進一步量化分析歸因對懲罰與能力關系的影響,并檢驗調節(jié)效應的統(tǒng)計顯著區(qū),結果如圖1 所示。

圖1 歸因對懲罰和能力之間關系的影響

通過圖1 可以看出,當歸因超過2 時,懲罰影響能力的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點以上,說明當懲罰動機歸因超過上述閾值時,被歸因為集體聚焦程度越高的懲罰對能力的提升作用也就越大; 而當歸因低于2 時,置信區(qū)間包含0 點,此時懲罰對能力的影響不顯著。上述結果表明懲罰對能力的影響是有條件的,歸因為自我聚焦的懲罰易被感知為一種自利手段,而非維護社會規(guī)范的行為,因而不大可能對集體利益產(chǎn)生積極的影響,從而失去了提升能力評價的作用。因此有理由認為,被看作聚焦于集體利益的懲罰才可能提升懲罰者的能力評價。

以聲譽的另一個維度——溫暖為因變量,采用相同方法對懲罰和歸因的主效應及調節(jié)效應進行檢驗,結果如表3 所示：在模型M1中懲罰(B=-1.24,β=-0.27,p=0.003,95% CI=[-2.05,-0.44])和歸因(B=0.42,β=0.55,p＜0.001,95% CI=[0.29,0.55])對溫暖的主效應都顯著：被試做出的懲罰次數(shù)越多,獲得的溫暖評價就越低; 懲罰被歸因為集體聚焦的程度越高,獲得的溫暖評價就越高。上述結果表明,懲罰會顯著降低對溫暖的評價,而偏于集體聚焦的歸因有助于減緩這種負面影響。

在模型M2中懲罰與歸因的交互項對溫暖有顯著的正向影響(B=0.52,β=0.22,p=0.015,95%CI=[0.10,0.94]),可以解釋溫暖變異量的4%。這說明懲罰對溫暖的影響受到歸因的調節(jié)作用。用Johnson-Neyman 法進一步量化分析歸因對懲罰與溫暖關系的影響,并檢驗調節(jié)效應的統(tǒng)計顯著區(qū),結果如圖2 所示。

通過圖2 可以看出,當歸因低于4.39 時,懲罰影響溫暖的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點以下,這說明當歸因低于上述閾值時,懲罰被歸因為個體聚焦的程度越高,懲罰降低溫暖評價的作用也就越大;而當歸因高于4.39 時,置信區(qū)間包含0 點,此時懲罰對溫暖的影響不顯著,這說明當動機歸因偏向集體聚焦時,懲罰降低溫暖的負面作用就消失了。上述結果表明,懲罰大體上會降低我們對懲罰者在溫暖維度上的評價,但歸因為集體聚焦的懲罰會被感知為一種維護群體規(guī)范、提升群體利益的行為,從而消除了對溫暖的負面作用。因此有理由認為,只要懲罰在足夠高的程度上被認為是出于維護集體利益,懲罰就不會降低懲罰者的溫暖評價。

圖2 歸因對懲罰和溫暖之間關系的影響

實驗1 的結果為研究問題1 和2 提供了初步回答。從實驗1 的結果中我們可以得出兩個重要結論：1)懲罰行為對懲罰者聲譽的兩個維度具有顯著不同的作用,簡言之,懲罰在總體上提高懲罰者的能力評價而降低其溫暖評價。這意味著懲罰對聲譽兩個維度的影響方向是相反的,這在一定程度上解釋了先前研究中看似矛盾的發(fā)現(xiàn),如de Kwaadsteniet等(2019)注意到,比起從不懲罰失職員工的領導來,人們對采取懲罰措施的領導的評價更高,但矛盾的是,人們卻更喜歡前者; Barclay (2006)也有類似的發(fā)現(xiàn)。基于實驗1 的結果,我們認為這是因為懲罰提高懲罰者能力評價的同時也降低了其溫暖評價。2)對懲罰動機的歸因顯著影響了他人對懲罰者聲譽的評價,具體而言,懲罰動機越表現(xiàn)為關注集體利益,就越能提升懲罰對能力的正面影響,同時也越能降低對溫暖的負面影響。這也意味著懲罰與社會規(guī)范之間可能存在雙向的作用機制,盡管目前相關研究多關注第三方懲罰對社會規(guī)范的維系作用(Fehr & Fischbacher,2004; Fehr & G?chter,2002),但也有學者指出,當缺乏社會規(guī)范的合理指引時,懲罰會對合作產(chǎn)生負面作用(Bicchieri et al.,2018;Fehr & Rockenbach,2003),實驗1 表明上述效應同樣存在于懲罰者的聲譽里,即只有被認為是符合規(guī)范的懲罰(關注集體利益)才有可能在總體上提升懲罰者的聲譽。

3 實驗2：信息線索與懲罰形式的影響

實驗1 表明第三方懲罰對懲罰者聲譽的兩個維度具有不同影響,同時人們對懲罰動機的歸因會影響對懲罰者聲譽的評價。尚需進一步回答的問題是人們依據(jù)什么對懲罰動機進行歸因。正如Kiyonari和Barclay (2008)指出,現(xiàn)實生活中旁觀者不大可能完全了解懲罰的前因后果,旁觀者需要通過可用線索來判斷懲罰動機。在實驗2 中,我們引入了被試可據(jù)以判斷懲罰動機的信息線索。我們推測,懲罰者本人合作水平的高低在一定程度上暗示了其懲罰動機是否合理,例如,對公共物品從無貢獻或者在分配資源時表現(xiàn)吝嗇的個體似乎很難認為其懲罰動機是為了維護某種規(guī)范。此外,盡管經(jīng)濟懲罰是目前第三方懲罰實驗室研究的主流,但正如Guala (2012)注意到,和實驗室環(huán)境相反,現(xiàn)實生活中人們更愿意采用社會懲罰而不是經(jīng)濟懲罰去懲戒違規(guī)者。因此,實驗2 的另一個目的是引入經(jīng)濟懲罰和社會懲罰兩種懲罰形式并考察它們對懲罰者聲譽的影響。

3.1 被試

實驗2 使用二元三因素方差分析檢驗自變量的主效應和交互作用。我們通過軟件G*Power 3.1 確定樣本量：取中等效應量f2=0.0625,顯著性水平α=0.05,需要171 名被試才能達到95% (1-β)的統(tǒng)計檢驗力,而實際共有176 名社會被試參與了實驗2。被試平均年齡為 35.07±17.49 歲,女性占59.66%; 職業(yè)分布為：學生占25.57%,機關及事業(yè)單位占18.75%,各類企業(yè)占24.43%,個體經(jīng)營占19.32%,其它占11.93%; 受教育程度分布為：中專及以下占27.27%,大專占21.59%,本科占45.45%,碩士和博士占5.68%; 月收入分布為：2000 元以下占10.80%,2000～5000 元占28.41%,5000～1 萬元占44.89%,1 萬元以上占15.91%。所有被試之前均未參加過類似實驗并在實驗開始前均已簽署知情同意書。

3.2 設計與變量

實驗2 是2(合作：低/高)×2(經(jīng)濟懲罰：無/有)× 2(社會懲罰：無/有)的被試內(nèi)設計。合作的操作定義是被試作為分配者時分配給接受者的金額; 經(jīng)濟懲罰的操作定義是被試付出2 代幣扣減分配者6代幣; 社會懲罰的操作定義是被試向分配者發(fā)送信息,信息為“我認為你的分配方案不公平” (Nelissen& Mulder,2013)。和實驗1 一樣,因變量是懲罰者聲譽的兩個維度,通過6 個題項的Likert 量表來測量(見實驗1)。

3.3 程序

實驗2 仍然是12 輪帶有第三方的獨裁者博弈,程序和實驗1 大致相似,除了：1)告知被試他/她將與其他8 名成員分別扮演分配者、接受者和第三方,但事實上,其他8 名成員并非真實被試,而是實驗者事先設定的程序; 2)告知被試,每一輪博弈中每個小組9 名成員將隨機分成3 個分組,每個分組中都有1 名分配者、1 名接受者和1 名第三方,并且,當被試扮演第三方時,實驗者向其反饋所在分組的分配方案; 而當被試扮演其他角色時,本輪無信息反饋,這樣安排的目的是盡管每一輪博弈都是以3名成員為單位展開,但由于每一輪博弈中3 個分組都是隨機組成的,因此被試有同等幾率與同組其他8 名虛擬成員進行直接互動; 3)面對第三方認為不公平的分配方案,第三方可選擇不懲罰、經(jīng)濟懲罰、社會懲罰或同時實施兩種懲罰; 4)在每一輪博弈中,被試隨機扮演分配者、接受者或第三方的角色,但在整個實驗中,每個被試扮演每個角色的總次數(shù)相等,均為4 次; 5)最后一輪博弈結束后,實驗者向每個被試反饋同組其他8 名成員在12 輪博弈中的表現(xiàn),包括：①作為分配者分配給接受者的金額水平(低/高); ②作為第三方是否做出過經(jīng)濟懲罰(無/有);③作為第三方是否做出過社會懲罰(無/有)。事實上,反饋由實驗者事先設定,包含2(合作：低/高)×2(經(jīng)濟懲罰：無/有)×2(社會懲罰：無/有)這8 種情況,每種情況對應1 名成員。所有被試看到的反饋都是相同的,但按隨機順序呈現(xiàn)。接著,被試評價同組其他8 名成員,并對這些成員的懲罰情況進行歸因。評價和歸因所使用量表與實驗1 相同。完成上述步驟后,實驗者宣布實驗結束,并向被試解釋實驗目的和支付實驗報酬。

3.4 結果與討論

首先檢驗合作高低是否顯著影響了被試對懲罰的歸因：被試對高合作者懲罰的歸因(M=3.01,SD=1.45)顯著高于低合作者(M=2.45,SD=1.81)(t=6.46,p＜0.001,d=0.34,95% CI=[0.24,0.45]),這表明高合作者的懲罰更可能被歸因為集體聚焦,因此和我們預測的一樣,懲罰者的合作行為確實是一種重要的歸因線索。不同性別、職業(yè)、受教育程度和收入水平下溫暖(F=0.23～1.01,p=0.463～0.921)和能力(F=0.60～1.64,p=0.07～0.62)兩個主要變量的差異不顯著,年齡與溫暖(r=-0.04,p=0.635)和能力(r=0.09,p=0.247)的相關系數(shù)都不顯著。表4 展示了描述統(tǒng)計結果。

以溫暖和能力為因變量,合作、社會懲罰和經(jīng)濟懲罰為自變量進行二元三因素方差分析。多變量檢驗結果顯示,合作(Wilks’ Lambda=0.82,F=157.17,p＜0.001,偏η2=0.18)、社會懲罰(Wilks’Lambda=0.97,F=22.77,p＜0.001,偏η2=0.03)和經(jīng)濟懲罰(Wilks’ Lambda=0.96,F=29.04,p＜0.001,偏η2=0.04)對兩個因變量的主效應顯著;合作與社會懲罰(Wilks’ Lambda=0.99,F=5.15,p=0.006,偏η2=0.01)以及經(jīng)濟懲罰與社會懲罰(Wilks’ Lambda=0.99,F=10.99,p＜0.001,偏η2=0.02)的交互作用也顯著; 而合作與經(jīng)濟懲罰(Wilks’Lambda=0.99,F=0.88,p=0.415)及三者(Wilks’Lambda=1,F=0.08,p=0.929)的交互作用不顯著。這說明總體上社會懲罰和經(jīng)濟懲罰都會直接影響聲譽,同時,在不同合作水平下社會懲罰對聲譽的影響有所不同,而在不同社會懲罰水平下經(jīng)濟懲罰對聲譽的影響也不同。

表4 溫暖與能力的描述統(tǒng)計結果

進一步對主體間效應進行檢驗,結果如表5 所示。分析結果顯示,合作對溫暖和能力的主效應都顯著; 經(jīng)濟懲罰對能力的主效應不顯著,對溫暖的主效應顯著; 社會懲罰對能力的主效應顯著,對溫暖的主效應不顯著; 此外,合作與社會懲罰的交互作用在能力和溫暖兩個維度上都顯著,經(jīng)濟懲罰與社會懲罰的交互作用在能力維度上顯著。

合作與社會懲罰的交互作用在能力和溫暖兩個維度上顯著,因此進一步分析在不同合作水平下社會懲罰的簡單效應。多變量檢驗結果顯示,低合作水平(Wilks’ Lambda=0.99,F=7.27,p=0.001,偏η2=0.01)和高合作水平(Wilks’ Lambda=0.97,F=20.65,p＜0.001,偏η2=0.03)下,社會懲罰對兩個因變量的簡單效應都顯著,從效應量上來看,在高合作水平下,社會懲罰對聲譽的影響更大。對溫暖和能力兩個維度做單變量檢驗結果顯示：低合作水平下社會懲罰對溫暖的簡單效應顯著(F=6.22,p=0.013,偏η2=0.004),高合作水平下社會懲罰對溫暖的簡單效應不顯著(F=0.13,p=0.721),說明低合作成員做出的社會懲罰會顯著降低溫暖評價,而高合作成員做出的社會懲罰不會對溫暖有負面影響; 低合作水平下社會懲罰對能力的簡單效應不顯著(F=0.002,p=0.961),高合作水平下社會懲罰對能力的簡單效應顯著(F=20.50,p＜0.001,偏η2=0.01),說明只有高合作成員做出的社會懲罰才能顯著提升能力評價。成對比較(Bonferroni 法校正)的結果進一步驗證了上述判斷(見圖3 和圖4)：在低合作水平下,相比于不做社會懲罰(M=3.48,SE=0.08)的成員,被試對做出社會懲罰(M=3.22,SE=0.08)的成員的溫暖評價顯著偏低(p=0.013,95% CI=[0.06,0.47]); 在高合作水平下,與不做出社會懲罰(M=4.66,SE=0.075)的成員相比,被試對做出社會懲罰(M=4.70,SE=0.08)的成員溫暖評價并未顯著降低(p=0.721,95% CI=[-0.25,0.17])。在高合作水平下,相比于不做社會懲罰(M=4.18,SE=0.08)的成員,被試對做出社會懲罰(M=4.70,SE=0.08)的成員能力評價顯著提高(p＜0.001,95% CI=[-0.75,-0.30]); 在低合作水平下,與不做出社會懲罰(M=3.33,SE=0.08)的成員相比,被試對做出社會懲罰(M=3.34,SE=0.08)的成員能力評價并未顯著提高(p=0.961,95% CI=[-0.23,0.22])。

表5 二元三因素方差分析結果

圖3 不同合作水平下社會懲罰對溫暖的影響

圖4 不同合作水平下社會懲罰對能力的影響

另一方面,社會懲罰與經(jīng)濟懲罰的交互作用在能力維度上顯著,因此需進一步分析在不同社會懲罰水平下經(jīng)濟懲罰的簡單效應。多變量檢驗結果顯示,無社會懲罰(Wilks’ Lambda=0.96,F=33.06,p＜0.001,偏 η2=0.05)和有社會懲罰時(Wilks’Lambda=0.99,F=6.97,p=0.001,偏η2=0.01),經(jīng)濟懲罰對兩個因變量的簡單效應都顯著,從效應量上來看,在無社會懲罰時,經(jīng)濟懲罰對聲譽的影響更大。對溫暖和能力兩個維度做單變量檢驗結果顯示：無社會懲罰(F=11.00,p=0.001,偏η2=0.01)和有社會懲罰時(F=13.30,p＜0.001,偏η2=0.01)經(jīng)濟懲罰對溫暖的簡單效應均顯著,說明不管有沒有做出社會懲罰,經(jīng)濟懲罰均會顯著降低對溫暖的評價; 無社會懲罰(F=6.00,p=0.014,偏η2=0.004)和有社會懲罰時(F=4.81,p=0.028,偏η2=0.003)經(jīng)濟懲罰對能力的簡單效應均顯著,說明不管有沒有做出社會懲罰,經(jīng)濟懲罰均會影響能力評價,但影響的方向不同。成對比較(Bonferroni 法校正)的結果進一步表明(見圖5 和圖6)：在無社會懲罰時,相比于不做經(jīng)濟懲罰(M=4.25,SE=0.08)的成員,被試對做出經(jīng)濟懲罰(M=3.89,SE=0.08)的成員溫暖評價顯著降低(p=0.001,95% CI=[0.14,0.56]); 在有社會懲罰時,與不做經(jīng)濟懲罰(M=4.15,SE=0.08)的成員相比,被試對做出經(jīng)濟懲罰(M=3.76,SE=0.08)的成員溫暖評價也顯著降低(p＜0.001,95% CI=[0.18,0.59])。在無社會懲罰時,相比于不做經(jīng)濟懲罰(M=3.62,SE=0.08)的成員,被試對做出經(jīng)濟懲罰(M=3.90,SE=0.08)的成員能力評價顯著提高(p=0.014,95% CI=[-0.51,-0.06]); 在有社會懲罰時,與不做經(jīng)濟懲罰(M=4.15,SE=0.08)的成員相比,被試對做出經(jīng)濟懲罰(M=3.89,SE=0.08)的成員能力評價顯著降低(p=0.028,95% CI=[0.03,0.48])。也就是說,在無/有社會懲罰時,經(jīng)濟懲罰對能力維度的作用方向是相反的。

圖5 無/有社會懲罰時經(jīng)濟懲罰對溫暖的影響

圖6 無/有社會懲罰時經(jīng)濟懲罰對能力的影響

實驗1 初步回答了本文的研究問題1,即旁觀者對懲罰動機的歸因是否對聲譽的兩個維度具有不同影響,實驗2 一方面進一步拓展了研究問題1,即旁觀者依據(jù)什么線索來對懲罰動機進行歸因。結果發(fā)現(xiàn),懲罰者本人的合作水平是他人進行動機歸因的一種重要線索：懲罰者的高合作水平使得旁觀者傾向于將其懲罰動機歸因為關注集體利益,而低合作水平則是懲罰者關注私利的一個信號。實驗1表明,懲罰總體上降低懲罰者的溫暖評價而提高其能力評價,被歸因為集體聚焦的懲罰能顯著降低對溫暖的負面作用并進一步提高對能力的正面作用。在實驗2 中,我們也觀察到了類似的結果：高合作懲罰者做出的社會懲罰并不影響其溫暖評價,但提升了其能力評價。

另一方面,實驗2 的結果也部分地回答了研究問題 3：不同形式的懲罰對聲譽是否具有不同影響？實驗2 的結果表明回答是肯定的：經(jīng)濟懲罰不顯著影響能力評價,但降低溫暖評價; 而社會懲罰不顯著影響溫暖評價,但提升能力評價。此外,對社會懲罰和經(jīng)濟懲罰的交互分析支持了現(xiàn)有文獻的一個結論,即經(jīng)濟懲罰經(jīng)常產(chǎn)生副作用(陳思靜,朱玥,2020; Houser et al.,2008),尤其在個體具備其他選項時(謝東杰,蘇彥捷,2019)。在實驗2 中,經(jīng)濟懲罰的副作用主要表現(xiàn)為無論個體是否做出社會懲罰,經(jīng)濟懲罰都降低了溫暖評價,這可能是因為社會懲罰被認為是維護社會規(guī)范的更好選項(崔麗瑩 等,2017)。在存在社會懲罰這個選項的情況下,被試仍然采用經(jīng)濟懲罰可能會被認為是出于負面動機,如自利與惡意(Fehr & Rockenbach,2003),從而降低了懲罰者的溫暖評價。能力維度上的情況有所不同,在社會懲罰缺席的情況下,經(jīng)濟懲罰提高了能力評價,反之,則降低了能力評價。我們推測這和懲罰的效果與效率有關(Balliet et al.,2011)：懲罰效果指懲罰是否能提高合作水平,而懲罰效率是指扣除懲罰成本后懲罰是否能提高集體的凈收益。在缺乏社會懲罰的情況下,經(jīng)濟懲罰客觀上起到了向違規(guī)者提示社會規(guī)范的作用(無論其懲罰動機如何),在一定程度上促進了違規(guī)者(未來的)合作行為(Bicchieri et al.,2018; Chen et al.,2020),即從效果的角度來講,經(jīng)濟懲罰客觀上具有正面作用,因此提高了懲罰者的能力評價; 相反,在社會懲罰已經(jīng)起到了提示社會規(guī)范的情況下,經(jīng)濟懲罰這方面的額外作用可能未必顯著,同時,由于經(jīng)濟懲罰的成本較高,最終反而降低了集體的凈收益(Dreber et al.,2008),即從效率的角度來說,經(jīng)濟懲罰此時具有潛在的負面作用,從而降低了懲罰者的能力評價。

4 實驗3：懲罰動機與懲罰形式的交互作用

實驗1 和2 基本回答了本文提出的三個研究問題,然而,為了進一步考察本文主要變量之間的關系,我們尚需檢驗對懲罰動機的歸因與懲罰形式間的交互機制,實驗3 旨在解決這一問題。此外,前兩個實驗已經(jīng)檢驗了懲罰者在扮演其他角色時的表現(xiàn)對其聲譽的影響(實驗1 顯示被試扮演接受者時的表現(xiàn)并不影響其作為懲罰者的聲譽,而實驗2表明被試扮演分配者時的表現(xiàn)顯著影響了其作為懲罰者的聲譽),在實驗3 中,我們對經(jīng)典的獨裁者博弈范式進行了適當修改,我們不再檢驗懲罰者的角色效應,而是集中探討懲罰形式與歸因之間的交互作用。最后,由于前兩個實驗已經(jīng)考察了是否采取懲罰對聲譽的影響,實驗3 不再設置“不懲罰”這一選項。

4.1 被試

我們通過軟件G*Power 3.1 來確定樣本量：取中等效應量f2=0.15,顯著性水平α=0.05,需要119 名被試才能達到95% (1-β)的統(tǒng)計檢驗力,而實際共有120 名來自某高校非心理學專業(yè)本科生參加了實驗3。被試平均年齡為21.20 ± 1.72 歲,女性占53.33%; 專業(yè)分布為：理工科 32.50%,社科類29.17%,人文學科20.83%,藝術類及其它17.50%。

4.2 設計與變量

實驗3 為被試內(nèi)設計。自變量是懲罰形式(經(jīng)濟懲罰 vs.社會懲罰,操作定義同實驗2)。因變量是懲罰者聲譽的兩個維度,調節(jié)變量是對懲罰動機的歸因。測量聲譽的量表同實驗1; 測量歸因所使用的問題為：針對某成員的懲罰情況,我認為他/她的這種表現(xiàn)是出于關心自我利益(自我聚焦)——關心集體利益(集體聚焦)。該問題為7 點計分,1 表示完全自我聚焦,7 表示完全集體聚焦。

4.3 程序

實驗3 采用了帶有多名第三方的獨裁者博弈(Ouss & Peysakhovich,2015),即在每個小組除了1名分配者(角色A)和1 名接受者(角色B)外,有2 名第三方(角色C 和D)。博弈開始前,分配者、接受者和2 名第三方分別擁有10、0 和5 代幣的初始金額,分配者在自己與接受者之間自由分配這筆初始金額,接受者無權干預,但2 名第三方均可對其認為的不公平分配進行懲罰,懲罰分經(jīng)濟懲罰和社會懲罰兩個水平。實驗3 中所有被試均為旁觀者,不直接參與博弈,而是旁觀1 輪上述由4 名個體參與的獨裁者博弈,他們的任務是在上述博弈完成后,盡快計算出每個個體的最終收益。直接參與博弈的4 名個體實際上是實驗者事前設定的程序。博弈開始后,所有被試看到的分配方案均為分配者將2 代幣(即初始金額的20%)分配給了接受者,并且第三方C 和第三方D 分別對分配者進行了經(jīng)濟懲罰和社會懲罰。接著,被試計算每個個體的收益,對分配者和2 名第三方1實驗3 的主要目的在于考察旁觀者對懲罰者聲譽的評價,但為了避免問題顯得過于具有誘導性,我們也要求被試評價分配者,但在后續(xù)統(tǒng)計分析中,我們主要關注被試對懲罰者的評價。進行評價,并對2 名第三方的懲罰動機進行歸因。

4.4 結果與討論

在實驗 3 中,不同性別(F=1.09～1.47,p=0.23～0.30)和專業(yè)(F=1.38～1.42,p=0.238～0.740)下歸因、溫暖和能力三個主要變量的差異并不顯著。3 個變量的描述統(tǒng)計如表6 所示。

表6 變量描述性統(tǒng)計與相關系數(shù)

以懲罰形式(經(jīng)濟懲罰=1,社會懲罰=0)為自變量、歸因為調節(jié)變量、溫暖為因變量做分層回歸檢驗歸因的調節(jié)作用,結果如表7 所示。模型M1中懲罰形式(B=0.80,β=0.28,p＜0.001,95%CI=[0.45,1.14])和歸因(B=0.12,β=0.14,p=0.027,95% CI=[0.01,0.23])的主效應都顯著,這說明懲罰形式和歸因都能顯著影響被試對懲罰者溫暖的評價。模型M2懲罰形式與歸因的交互作用也顯著(B=-0.30,β=-0.47,p=0.005,95% CI=[-0.52,-0.09]),加入交互項后R2變化量顯著增加,可以解釋溫暖變異量的3%。交互項的系數(shù)為負,這說明隨著被試將懲罰歸因為集體聚焦的傾向越來越強,懲罰形式對溫暖的影響逐漸變小。為了更清晰地顯示歸因的調節(jié)作用,用Johnson-Neyman 法進一步量化分析歸因對懲罰形式與溫暖關系的影響,并檢驗調節(jié)效應的統(tǒng)計顯著區(qū),結果如圖7 所示。

通過圖7 可以看出,當歸因低于4.89 時,懲罰形式影響溫暖的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點以上,這說明懲罰形式對溫暖有顯著影響,相對于經(jīng)濟懲罰,被試對做出社會懲罰個體的溫暖評價更高; 而當歸因大于4.89 時,置信區(qū)間包含0 點,此時懲罰形式對溫暖的影響不顯著,被試對做出兩種懲罰個體的溫暖評價無顯著差別。上述結果表明懲罰形式對溫暖的影響是有條件的：當被試將懲罰歸因為自我聚焦時,會對做出經(jīng)濟懲罰的個體更低的溫暖評價; 當被試將懲罰歸因為集體聚焦時,對兩種懲罰者的溫暖評價無顯著差異。

進一步以懲罰形式(經(jīng)濟懲罰=1,社會懲罰=0)為自變量、歸因為調節(jié)變量、能力為因變量做分層回歸檢驗歸因的調節(jié)作用,結果如表8 所示。模型M1中懲罰形式(B=0.70,β=0.22,p＜0.001,95%CI=[0.31,1.10])和歸因(B=0.26,β=0.25,p＜0.001,95% CI=[0.13,0.38])的主效應都顯著,這說明懲罰形式和歸因都能顯著影響被試對懲罰者能力的評價。模型M2懲罰形式與歸因的交互作用也顯著(B=0.51,β=0.69,p＜0.001,95% CI=[0.28,0.75]),加入交互項后R2變化量顯著增加,可以解釋能力變異量的6%。交互項的系數(shù)為正,這表明隨著被試將懲罰歸因為集體聚焦的傾向越來越強,懲罰形式對能力的影響逐漸變大。為了更清晰地顯示歸因的調節(jié)作用,用Johnson-Neyman 法進一步量化分析歸因對懲罰形式與能力關系的影響,并檢驗調節(jié)效應的統(tǒng)計顯著區(qū),結果如圖8 所示。

通過圖8 可以看出,當歸因大于3.29 時,懲罰形式影響能力的回歸斜率置信區(qū)間都在0 點以上,這說明懲罰形式對能力有顯著影響,也就是說,在這種情況下相對于經(jīng)濟懲罰,被試對做出社會懲罰的個體的能力評價更高; 而當歸因小于3.29 時,置信區(qū)間包含0 點,此時懲罰形式對能力的影響不顯著,被試對做出兩種懲罰的個體的能力評價無顯著差別。上述結果表明懲罰形式對能力的影響是有條件的：當被試將懲罰歸因為集體聚焦時,會對做出社會懲罰的個體更高的能力評價; 當被試將懲罰歸因為自我聚焦時,對兩種懲罰者的能力評價無顯著差異。

表7 層次回歸對主效應和調節(jié)效應的檢驗(溫暖維度)

圖7 歸因對懲罰形式和溫暖關系的調節(jié)作用

盡管經(jīng)濟懲罰目前仍然是有關第三方懲罰實驗室研究的主流范式,但近年來也有學者開始探討社會懲罰在合作中的作用機制(Noussair & Tucker,2005)。Nelissen 和Mulder (2013)比較了社會懲罰和經(jīng)濟懲罰對合作的促進作用,并發(fā)現(xiàn)前者的效果更為顯著,而Wu 等(2016)也注意到,相較于經(jīng)濟懲罰,社會懲罰不僅更有效地促進了個體間的合作,還提升了集體的最終凈收益。實驗3 比較了兩種懲罰形式對聲譽的影響,并發(fā)現(xiàn)社會懲罰在一定程度上優(yōu)于經(jīng)濟懲罰的效應同樣體現(xiàn)在了懲罰者的聲譽上：當懲罰動機被歸因為個體聚焦時,經(jīng)濟懲罰對溫暖的負面作用顯著高于社會懲罰,而當懲罰動機被歸因為集體聚焦時,社會懲罰對能力的正面作用顯著高于經(jīng)濟懲罰。先前有關懲罰者聲譽的研究多基于經(jīng)濟懲罰(e.g.,Barclay,2006; Hardy & van Vugt,2006; Kiyonari & Barclay,2008),本研究的結果意味著引入不同的懲罰形式會為懲罰者的聲譽研究提供新的思路。此外,和前兩個實驗相比,實驗3 的被試并不直接參與博弈,因此不存在角色效應(被試在扮演分配者或接受者時的表現(xiàn)對其作為懲罰者的聲譽的影響),但總體上我們?nèi)匀坏玫搅讼嗨频膶嶒灲Y果,這在一定程度上說明本文的結論具有較高的穩(wěn)健性。

表8 層次回歸對主效應和調節(jié)效應的檢驗(能力維度)

圖8 歸因對懲罰形式和能力關系的調節(jié)作用

5 總討論

在二階社會兩難問題中,第三方懲罰本身亦是一種公共物品(Colman,2006; Hauert et al.,2007),而這種公共物品的提供者——懲罰者——是如何產(chǎn)生并在演化中得到選擇是研究者所面對的難題之一。一種較為直觀的回答是第三方懲罰能為懲罰者帶來積極的聲譽以及由此產(chǎn)生的額外收益,從長期來看這部分收益能抵消懲罰成本(Barclay,2006;Barclay & Kiyonari,2014),從而為懲罰者帶來演化優(yōu)勢。上述理論的前提條件是第三方懲罰所帶來的聲譽是積極的,但現(xiàn)有文獻表明這一預設未必成立(de Kwaadsteniet et al.,2019; Ozono & Watabe,2012),本文從聲譽的雙維度、懲罰動機和懲罰形式入手進一步探討了上述現(xiàn)象的心理機制,從以下方面推進了我們對懲罰者聲譽機制的理解。

第一,以往研究傾向于將聲譽看作是單維度變量(de Kwaadsteniet et al.,2019),懲罰行為對聲譽的影響往往是單向的,要么是正面的(Barclay,2006;Barclay & Kiyonari,2014),要么是負面的(Ozono &Watabe,2012)。本研究基于Fiske 等(2007)的理論將聲譽劃分成溫暖和能力兩個維度,結果表明,懲罰行為對這兩個維度的影響方向是相反的,具體而言,懲罰降低懲罰者的溫暖評價而提升其能力評價,用中國古典文獻的標準來區(qū)分,懲罰者似乎更接近智者而非仁者。這意味著,如果未來研究者試圖用聲譽來解釋第三方懲罰的演化機制時,就必須將這兩者區(qū)分開,換言之,在不同情境下,第三方懲罰會為懲罰者帶來截然不同的后果。假設某個群體因遭遇危機而偏好能力突出的成員,那么在這種情況下懲罰者有機會獲得更高的權力或社會地位(Gross et al.,2016),因為曾經(jīng)的懲罰行為導致其具有較高的能力評價; 而如果種種原因導致群體更偏好友善溫和的成員,那么在這種情況下懲罰者可能將因為懲罰行為而面對不利后果,如遭到排斥或降低得到他人幫助的概率,因為其較低的溫暖評價意味著懲罰者不受人喜歡(Geiger & Swim,2016)。簡言之,聲譽機制只能部分地解釋懲罰者在特定情形下的選擇優(yōu)勢,因此必定存在其他有助于懲罰者在演化中得到選擇的機制(Dreber et al.,2008)。探討這些潛在機制是未來研究的重要方向之一。

第二,受經(jīng)濟學和生物學等學科的影響,在有關第三方懲罰的文獻中動機在很大程度上被忽視了,而第三方懲罰對懲罰者聲譽的影響被簡單理解為類似于“刺激-反應”的行為主義模式：懲罰直接引發(fā)了他人或正面或負面的評價,而無需考慮驅動懲罰的主觀動機。然而,生活經(jīng)驗和心理學文獻指出,人際互動在很大程度上依賴于人們對參與者行為動機的推斷(Bigman & Tamir,2016)。通過引入動機視角,本文證實了動機歸因對懲罰者聲譽的影響。具體而言,動機被歸因為集體聚焦的懲罰能減緩其對溫暖的負面作用而進一步提升其對能力的正面影響,相反,動機被歸因為自我聚焦的懲罰進一步降低了溫暖評價并失去了提升能力評價的積極功能。這一發(fā)現(xiàn)意味著在不同的動機歸因下,同一懲罰行為對懲罰者的聲譽具有截然不同的影響,因此將懲罰動機歸因納入相應的研究中對于理解懲罰者的聲譽機制具有重要意義。同時,這一結果也部分地說明了為何聲譽機制無法充分解釋懲罰者的選擇優(yōu)勢,陳思靜和楊莎莎(2020)對第三方懲罰動機的分析顯示,懲罰者的行為在很大程度上是由自利的動機所驅動,而這種自我聚焦的動機反而會阻礙了懲罰者獲得良好的聲譽。

第三,Guala (2012)指出,真實生活中的第三方懲罰更多地表現(xiàn)為社會懲罰而非實驗室環(huán)境中的經(jīng)濟懲罰,本研究通過引入懲罰的不同形式并檢驗其與懲罰動機間的交互作用進一步提高了社會懲罰這一概念的應用范圍。先前有研究指出,在促進合作與提高集體收益方面,社會懲罰比經(jīng)濟懲罰更有效(Nelissen & Mulder,2013; Wu et al,2016)。本研究的結果顯示,這種效應同樣存在于懲罰者的聲譽中：經(jīng)濟懲罰總體上降低了懲罰者的聲譽而社會懲罰總體上提升了懲罰者的聲譽,而懲罰動機歸因往往擴大了兩種懲罰形式對聲譽的影響：自我聚焦的歸因進一步放大了經(jīng)濟懲罰對溫暖的負面作用,而集體聚焦的歸因則進一步提高了社會懲罰對能力的正面作用。此外,就兩種懲罰形式的交互作用而言,我們發(fā)現(xiàn),當存在社會懲罰這個選項時,經(jīng)濟懲罰總是降低懲罰者的溫暖評價而無論個體是否做出社會懲罰,而在能力維度上,單獨的經(jīng)濟懲罰可提高懲罰者的聲譽,但雙管齊下反而對聲譽造成了負面影響。這意味著,懲罰作為維護社會規(guī)范的一種手段并非多多益善,這一方面呼應了眾多學者所提及的懲罰的潛在負面作用(陳思靜 等,2020;Fehr & Williams,2018),另一方面對政策制定者也具有一定的實際參考意義,過量實施懲罰反而可能降低了懲罰者的聲譽并損失了社會的運行效率。

第四,本研究的另一理論意義在于初步探索了個體對懲罰動機進行歸因的線索。正如Kiyonari 和Barclay (2008)指出,現(xiàn)實生活中人們很難完整地追蹤懲罰行為的前因后果,因此,有理由認為人們總是依據(jù)有限的線索來推測懲罰者的動機。本研究的結果初步表明,懲罰者的合作水平在一定程度上起到了線索的作用,即高合作水平意味著該個體的懲罰動機是出于維護集體利益。此外,先前有文獻認為社會懲罰通常對合作總是具有積極的促進作用(崔麗瑩 等,2017; Nelissen & Mulder,2013),本研究的結果表明,這可能是因為在先前研究中,不存在其他的信號機制,因此社會懲罰總是被認為出于良善的動機,但當社會懲罰與其他的信號之間存在明顯矛盾時(如懲罰者較低的合作水平),社會懲罰同樣會對聲譽會造成負面影響,如降低了懲罰者的溫暖評價。這使得我們有理由懷疑,在這種情況下,社會懲罰是否對合作依然有積極的促進作用。該發(fā)現(xiàn)的意義在于,懲罰行為對聲譽或合作的影響并不是存在真空之中,恰恰相反,它根植于懲罰者的種種行為,包括懲罰行為和非懲罰行為,而在后一類型中,某些行為(如合作)會被其他個體當作推斷懲罰動機的信號,而某些行為(如作為接受者的表現(xiàn))卻缺乏這種功能。在以往文獻中,我們注意到大部分實驗室研究為了得出更為明確的因果關系往往人為消除了這些線索,本研究的結果表明通過類似方式得到的結論可能存在一定的片面性。未來研究可從兩個方面來改進研究設計：1)將相應的信號線索納入到研究中,并考察這些線索對懲罰的影響; 2)檢驗其他更多的信號線索以及不同線索間的交互作用。

最后,盡管本文得到了若干有意義的結果,但作為一個探討懲罰動機、懲罰形式與懲罰者聲譽不同維度間關系的探索性研究,本文尚有種種不足之處。首先,就懲罰形式而言,一個值得進一步討論的問題是經(jīng)濟懲罰與社會懲罰之間的換算關系,換言之,多少單位經(jīng)濟懲罰的強度可被認為等同于相應單位的社會懲罰。如能解決上述問題,那么我們可在控制懲罰強度的基礎上進一步比較兩種懲罰形式的影響,這樣做無疑會極大提高研究結論的說服力。其次,本文雖然初步探討了合作作為歸因線索的作用,但顯而易見的是,現(xiàn)實生活中暗示懲罰動機的線索肯定要豐富得多,因此,除了懲罰者的合作水平外,我們尚需進一步探索其他線索以及不同線索間的交互作用,但限于研究技術與文章篇幅,我們未能對此做出進一步的分析。最后,在實驗1和2 中,評價者直接參與了與懲罰者的互動,而在實驗3 中評價者并未與懲罰者有直接互動,只是作為旁觀者參與了博弈,這分別對應了現(xiàn)實生活中的兩種典型情境(即評價者是否直接參與了他/她所評價的事件),但我們未能直接比較兩種條件對懲罰者聲譽的影響,未來研究可進一步探討評價者是否參與博弈的影響,這一點具有重要的現(xiàn)實意義,因為當我們在真實生活中扮演評價者時,我們有可能直接參與了該事件,更有可能只是一個旁觀者。