劉傳軍 謝忠桔 王星元

(四川大學(xué)公共管理學(xué)院社會(huì)學(xué)與心理學(xué)系，四川大學(xué)心理所，成都 610065)

1 引言

前人研究發(fā)現(xiàn)，誘發(fā)高興情緒會(huì)增加人們對(duì)道德兩難決策中功利性行為提議的贊同程度（Strohminger, Lewis, & Meyer, 2011; Valdesolo &Desteno, 2006）。比如，在“電車難題”（決策者面對(duì)是否要犧牲一個(gè)無(wú)辜者來(lái)拯救五個(gè)人的兩難選擇）中，誘發(fā)高興情緒的實(shí)驗(yàn)組會(huì)比控制組被試更傾向于贊同犧牲一人而拯救五人的功利性提議。然而，即使該效應(yīng)是可靠的，也可能存在著其他解釋。根據(jù)Gawronski和Beer（2017）的分析，相比控制組，高興組被試會(huì)做出更多功利性道德決策，存在以下三種可能解釋：第一，高興組更關(guān)注道德后果，為了實(shí)現(xiàn)收益最大化而更愿意執(zhí)行功利性提議；第二，高興組更不在意道德規(guī)范，高興情緒可能中和被試對(duì)犧牲無(wú)辜者的厭惡感，從而更不在意犧牲無(wú)辜者背后的道德問(wèn)題；第三，高興情緒僅僅增加了被試的一般性接受行為提議的傾向，無(wú)論是何提議被試都更愿意接受。這三種可能性在傳統(tǒng)的道德兩難范式中無(wú)法得到有效分離，Gawronski，Armstrong，Conway，F(xiàn)riesdorf和Hütter（2017）使用多項(xiàng)式?jīng)Q策加工樹(shù)開(kāi)發(fā)了可分離上述三種可能性的CNI模型法，并使用該方法探究了誘發(fā)情緒（高興、悲傷和憤怒）對(duì)道德兩難決策中的三種心理過(guò)程的影響，發(fā)現(xiàn)誘發(fā)的高興情緒降低了人們對(duì)道德規(guī)范的敏感度，但不影響道德后果敏感度和一般性接受傾向，從而支持了第二種解釋（Gawronski, Conway,Armstrong, Friesdorf, & Hütter, 2018）。

但是，CNI模型法本身受到了很多爭(zhēng)議，越來(lái)越多的研究者認(rèn)識(shí)到該方法存在系統(tǒng)性缺陷（Baron & Goodwin, 2020; Liu & Liao, 2021）。特別是CNI模型法以序列加工為理論預(yù)設(shè)，與當(dāng)下已被許多研究證據(jù)支持的道德雙加工理論存在沖突（Baron & Goodwin, 2020）。道德雙加工理論分為兩種，序列加工的道德雙加工理論認(rèn)為，決策者首先基于直覺(jué)驅(qū)動(dòng)的道德規(guī)范考慮來(lái)決策，然后基于理性驅(qū)動(dòng)的道德后果權(quán)衡來(lái)補(bǔ)充或修正已做出的決策（Bj?rklund, Haidt, & Murphy,2000; Greene & Haidt, 2002）；并行加工的道德雙加工理論則認(rèn)為，道德決策受到直覺(jué)加工與理性加工的并行影響和獨(dú)立作用（Greene, 2007,2009; Greene, Morelli, Lowenberg, Nystrom, & Cohen,2008; Koenigs et al., 2007），驅(qū)動(dòng)人們?cè)跊Q策時(shí)同時(shí)考慮道德規(guī)范與道德后果。CNI模型法假定決策者先考慮道德后果，再考慮道德規(guī)范，最后考慮一般性不接受或接受反應(yīng)，這種決策加工順序與道德雙加工理論存在沖突，受到研究者批評(píng)（劉傳軍, 廖江群, 2021; Baron & Goodwin,2020; Liu & Liao, 2021）。

Gawronski等（2020）就序列加工的不恰當(dāng)預(yù)設(shè)問(wèn)題做出了回應(yīng)，認(rèn)為C-N-I的模式只是決策建模上的條件關(guān)系，而非對(duì)決策者認(rèn)知加工的順序進(jìn)行界定。但是，Liu和Liao（2021）使用CNI模型法的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行重分析，表明這種條件關(guān)系會(huì)導(dǎo)致代表道德規(guī)范敏感度的N參數(shù)被高估，并且使代表一般性不接受/接受傾向的I參數(shù)不可靠。在數(shù)據(jù)重分析的基礎(chǔ)上，Liu和Liao提出了解決該方法局限的CAN算法，并在后續(xù)研究中擴(kuò)展出了6個(gè)代表決策者道德決策傾向的參數(shù)：C參數(shù)代表其道德后果敏感度；N參數(shù)代表其道德規(guī)范敏感度；A參數(shù)代表其無(wú)論受何因素影響總體上傾向于接受行為提議的偏好程度；IrrespectiveI參數(shù)代表在道德規(guī)范提倡接受行為提議并且道德后果有利的情形下，決策者仍選擇不接受的偏好程度；IrrespectiveA參數(shù)代表在道德規(guī)范禁止接受行為提議并且道德后果不利的情形下，決策者仍選擇接受行為提議的偏好程度；Moral obedience參數(shù)代表決策者遵循道德規(guī)范和道德后果原則的要求來(lái)決策的程度（算法詳見(jiàn)https://osf.io/8mzq4/）。由于CNI模型法主要用于探討兩組被試之間道德決策參數(shù)的差異，其中，若N參數(shù)被高估，則意味著組間差異比較的結(jié)果不可靠，需要對(duì)其結(jié)果進(jìn)行重新檢驗(yàn)。

Gawronski等（2018）發(fā)現(xiàn)高興組的道德規(guī)范敏感度（即N參數(shù)）顯著低于參照組，基于前述分析可知該效應(yīng)需要重新檢驗(yàn)。因此，本研究首先使用修訂后的CAN算法來(lái)對(duì)該效應(yīng)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行重分析，考察在CAN算法下N參數(shù)在高興組與參照組間是否存在顯著差異（研究1）。其次，對(duì)該效應(yīng)進(jìn)行了概念性重復(fù)，以檢驗(yàn)該效應(yīng)能否得到復(fù)現(xiàn)（研究2）。在Gawronski等的研究中，被試只需要回答道德判斷框架問(wèn)題（“你認(rèn)為……是道德的嗎？”），但是，大量研究表明道德選擇框架問(wèn)題（“你會(huì)那樣做嗎？”）對(duì)于個(gè)體的道德決策和行為具有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)力（Patil, Cogoni, Zangrando, Chittaro, &Silani, 2014; Pletti, Lotto, Buodo, & Sarlo, 2017）。因此，在研究2中增加了道德選擇框架問(wèn)題，從判斷和選擇兩個(gè)視角上綜合考察高興情緒是否會(huì)降低道德規(guī)范敏感度。最后，對(duì)探究該效應(yīng)的跨研究數(shù)據(jù)進(jìn)行了元分析，以進(jìn)一步評(píng)估該效應(yīng)的可重復(fù)性。

2 研究1：對(duì)Gawronski等（2018）的數(shù)據(jù)重分析

2.1 研究方法

首先，對(duì)本次數(shù)據(jù)重分析工作進(jìn)行了注冊(cè)（https://osf.io/unpdm/），明確說(shuō)明本研究將使用CAN算法來(lái)分析Gawronski等（2018）的原始數(shù)據(jù)，特別是檢驗(yàn)高興情緒是否會(huì)顯著降低決策者的道德規(guī)范敏感度。其次，通過(guò)開(kāi)放科學(xué)中心（https://osf.io/e8nrt/）下載了Gawronski等（2018）的原始數(shù)據(jù)。使用CAN算法（Liu &Liao, 2021）對(duì)道德決策參數(shù)進(jìn)行了重新計(jì)算。最后，使用SPSS23.0將新獲得的道德決策參數(shù)在高興組和參照組之間進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，以考察組間差異是否顯著，特別是道德規(guī)范敏感度的組間差異是否顯著。

2.2 結(jié)果

對(duì)Gawronski等（2018）研究1a的數(shù)據(jù)重分析結(jié)果如圖1所示，道德決策各參數(shù)在參照組與高興組之間的差異不顯著，|t|s≤1.66，ps＞0.05。特別是，代表道德規(guī)范敏感度的N參數(shù)在參照組（M=0.29,SD=0.30）與高興組（M=0.20,SD=0.28）之間的差異不顯著，t(126)=1.63，p＞0.05。

圖1 Gawronski等（2018）研究1a高興組與參照組的道德決策參數(shù)比較

對(duì)Gawronski等（2018）研究1b的數(shù)據(jù)重分析結(jié)果如圖2所示，道德兩難決策各參數(shù)在參照組與高興組之間的差異不顯著，|t|s≤1.49，ps＞0.05。特別是，代表道德規(guī)范敏感度的N參數(shù)在參照組（M=0.34,SD=0.27）與高興組（M=0.26,SD=0.31）之間的差異不顯著，t(118)=1.49，p＞0.05。

圖2 Gawronski等（2018）研究1b高興組與參照組的道德決策參數(shù)比較

此外，Gawronski等（2018）還探討了悲傷和憤怒情緒對(duì)道德決策的影響，均未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)效應(yīng)。本次數(shù)據(jù)重分析也未發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)，詳見(jiàn)在線附錄（https://osf.io/8mzq4/）。

3 研究2：重新檢驗(yàn)高興情緒的道德決策效應(yīng)

3.1 研究方法

3.1.1 被試

158名被試參加了本研究，其中女生98人，男生47人，13人未報(bào)告性別信息，年齡范圍17～23歲，平均年齡19.46±1.24歲。共30人未通過(guò)作答態(tài)度檢測(cè)，其數(shù)據(jù)未進(jìn)入后續(xù)分析。所有被試均通過(guò)紙質(zhì)問(wèn)卷首頁(yè)填寫(xiě)了書(shū)面知情同意書(shū)。被試在問(wèn)卷填寫(xiě)完成后獲得一份價(jià)值5元左右的小禮物作為回報(bào)。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與材料

采用被試間設(shè)計(jì)。參照組被試被要求“請(qǐng)寫(xiě)下您通常一天的學(xué)習(xí)或工作安排，100字左右”；高興組被試被要求“請(qǐng)寫(xiě)下一件讓您感到高興和快樂(lè)的事情，不論是您親身經(jīng)歷的還是您看到的都可以，100字左右，請(qǐng)盡可能把您的感受寫(xiě)下來(lái)”。被試的填答時(shí)間不限。這種誘發(fā)情緒的方式在研究中較為常見(jiàn)，如邱林、鄭雪和王雁飛（2008）通過(guò)要求被試回憶積極或消極情緒經(jīng)歷的方式來(lái)誘發(fā)積極或消極情緒體驗(yàn)，本研究也采用了該方法。

然后，要求被試使用10點(diǎn)量表對(duì)10種情緒（放松的、生氣的、高興的、悲傷的、自豪的、惡心的、振奮的、慚愧的、崇敬的、恥辱的）進(jìn)行評(píng)分，1代表“完全沒(méi)感覺(jué)”，10代表“感覺(jué)很強(qiáng)烈”。情緒評(píng)分結(jié)果作為操作檢驗(yàn)項(xiàng)目。

因變量為被試的道德決策結(jié)果。被試在操作檢驗(yàn)之后，將閱讀24段故事情境，其中16段情境材料來(lái)自Gawronski等（2017）的研究，譯稿參考了Li，Gao，Zhao和Li（2021）的翻譯，其余8段情境材料為本研究團(tuán)隊(duì)自編。所有材料在中國(guó)被試中均被評(píng)價(jià)為與道德顯著相關(guān)，并已被應(yīng)用于道德決策研究（劉傳軍, 廖江群, 印刷中）。在每個(gè)情境結(jié)束時(shí)，均有一個(gè)行為提議，如“作為部隊(duì)首長(zhǎng)，你可以同意贖金支付”。然后，被試進(jìn)行“是”和“否”的二元迫選：道德判斷框架問(wèn)題為“你認(rèn)為如情境提議那樣的打算是道德的嗎？”，道德選擇框架問(wèn)題為“你會(huì)（如情境所提議的）那樣做嗎？”，兩種框架問(wèn)題出現(xiàn)的順序進(jìn)行了隨機(jī)平衡。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

本實(shí)驗(yàn)使用隨機(jī)問(wèn)卷的方法進(jìn)行組織。問(wèn)卷中，首先，以“情境故事記憶實(shí)驗(yàn)”為名，被試書(shū)面簽名同意參與本實(shí)驗(yàn)后，接受高興組或參照組的情緒啟動(dòng)操作。其次，被試將完成當(dāng)前情緒狀態(tài)的評(píng)分。再次，被試將閱讀24段情境故事，并完成道德決策任務(wù)。情境故事的呈現(xiàn)順序參照Gawronski等（2017）進(jìn)行了預(yù)隨機(jī)控制，以確保相鄰兩段情境來(lái)自不同的故事類型。最后，要求被試回答4個(gè)問(wèn)題，第1個(gè)為作答態(tài)度檢測(cè)題目，“請(qǐng)選出下列哪個(gè)故事主題，在您閱讀過(guò)的故事中沒(méi)有出現(xiàn)過(guò)？A.廢氣排放 B.插隊(duì)買(mǎi)票 C.器官移植 D.邊境綁架 E.刑訊逼問(wèn)”，其余3題為填充題目；并填寫(xiě)基本人口學(xué)信息。

高興組和參照組兩種版本的問(wèn)卷被提前編號(hào)后，使用相同的封面進(jìn)行了封裝，并打亂了版本順序。之后交由主試在圖書(shū)館、教室等地點(diǎn)尋找獨(dú)坐的同學(xué)，邀請(qǐng)其參與問(wèn)卷填寫(xiě)。主試將問(wèn)卷按從上往下的順序發(fā)放給被試，因而無(wú)法事先知道被試所填問(wèn)卷的組別等信息。被試開(kāi)始填寫(xiě)問(wèn)卷時(shí)，主試隨即離開(kāi)并在15分鐘后返回，回收問(wèn)卷并對(duì)被試的疑問(wèn)進(jìn)行解答。

在數(shù)據(jù)分析階段，首先篩選出通過(guò)作答態(tài)度檢測(cè)的被試，然后確定操作檢驗(yàn)是否成功，最后對(duì)道德決策結(jié)果進(jìn)行分析以檢驗(yàn)研究假設(shè)。

3.2 結(jié)果

被試的自評(píng)情緒得分中，有12名被試存在全部或部分情緒條目評(píng)分存在缺失，但完成了后續(xù)道德決策任務(wù)。因此其數(shù)據(jù)仍然納入了后續(xù)分析，只在情緒操作檢驗(yàn)時(shí)未納入分析。

在情緒操作中，只有高興情緒具有顯著的組間差異，高興組（M=6.16,SD=2.52）顯著高于參照組（M=5.03,SD=2.37），t(115)=2.50，p=0.014，Cohen’sd=0.46。其他情緒條目的自評(píng)得分均無(wú)顯著的組間差異，|t|s≤1.24，ps＞0.05。這說(shuō)明高興情緒啟動(dòng)成功。

如圖3所示，在道德判斷框架下，高興組的總體接受偏好顯著低于參照組，t(126)=2.09，p=0.039，Cohen’sd=0.37；其他各參數(shù)在參照組與高興組之間的差異不顯著，|t|s≤1.32，ps＞0.05。特別是，道德規(guī)范敏感度在參照組與高興組之間的差異不顯著，t(126)=0.05，p＞0.05。

圖3 判斷框架下高興組與參照組的道德決策參數(shù)比較

如圖4所示，在道德選擇框架下，高興組的不顧道德原則要求而不接受傾向顯著高于參照組，t(126)=2.00，p=0.048，Cohen’sd=0.36；其他各參數(shù)在參照組與高興組之間的差異不顯著，|t|s≤1.33，ps＞0.05。特別是，道德規(guī)范敏感度在參照組與高興組之間的差異不顯著，t(126)=0.88，p＞0.05。

圖4 選擇框架下高興組與參照組的道德決策參數(shù)比較

通常而言，判斷框架主要反應(yīng)了人們的道德知識(shí)，而選擇框架則主要反應(yīng)了道德行為意愿?；谡J(rèn)知一致性理論（Gawronski & Brannon,2019），為避免失調(diào)反應(yīng)，人們的判斷和選擇通常會(huì)保持一致。因此在組間比較時(shí)，各指標(biāo)可能會(huì)同時(shí)顯著或同時(shí)不顯著。本研究中，總體接受偏好和不顧道德原則要求而不接受傾向只在判斷或選擇框架之一上存在顯著差異，因此認(rèn)為這可能只是隨機(jī)誤差所致，后續(xù)研究可以對(duì)此進(jìn)一步檢驗(yàn)。

研究2中有8個(gè)情境故事為本研究團(tuán)隊(duì)自編，與Gawronski等（2018）中的情境故事部分不同。因此，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)研究1、研究2結(jié)果的一致性，本研究針對(duì)兩個(gè)研究中完全相同的16個(gè)情境故事進(jìn)行了再次分析，結(jié)果與前述所有情境故事的綜合分析結(jié)果完全一致。因此，部分情境故事的差異并不影響研究所得結(jié)果的一致性。

為了對(duì)高興情緒的跨研究穩(wěn)定性進(jìn)行探究，本研究參考Bia?ek，Paruzel-Czachura和Gawronski（2019）的研究，使用匹配效應(yīng)（fixed effect, FE）模型方法對(duì)三個(gè)樣本中高興情緒對(duì)道德規(guī)范敏感度的效應(yīng)進(jìn)行元分析。由于目前只有該三個(gè)樣本使用了相同的結(jié)構(gòu)化情境，且均可以在CNI模型法和CAN算法下生成道德決策傾向參數(shù)。因此，元分析部分只使用了三個(gè)研究樣本來(lái)評(píng)估效應(yīng)穩(wěn)定性。鑒于Gawronski和Brannon（2019）的研究中，被試使用的是道德判斷框架進(jìn)行決策，因此只將研究2中判斷框架下的數(shù)據(jù)納入元分析，以保持各研究之間的一致性。

4 元分析

使用JASP 0.15.0.0開(kāi)源統(tǒng)計(jì)分析軟件的元分析功能對(duì)三個(gè)樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行了元分析，結(jié)果如圖5所示，模型系數(shù)的Omnibus檢驗(yàn)未通過(guò)，Q(1)=3.11，p=0.078，說(shuō)明不能排除該效應(yīng)為零的原假設(shè)。殘差異質(zhì)性檢驗(yàn)也未通過(guò)，Q(2)=1.77，p=0.413，說(shuō)明不能排除該效應(yīng)在各樣本中的效應(yīng)量相等的原假設(shè)。綜合起來(lái)，該效應(yīng)均值為?0.18，95%CI為 [?0.39, 0.02]，包含了 0 并且效應(yīng)系數(shù)檢驗(yàn)未通過(guò)，Z=?1.76，p=0.078，說(shuō)明該效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

圖5 高興情緒影響道德規(guī)范敏感度的跨研究元分析

5 討論

本研究通過(guò)對(duì)已有研究數(shù)據(jù)進(jìn)行重新分析和概念性重復(fù)驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)高興情緒對(duì)道德決策的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，為重新審視高興情緒對(duì)道德決策的影響和重新審視道德決策研究中的CNI模型法均提供了實(shí)驗(yàn)證據(jù)。

首先，本研究通過(guò)數(shù)據(jù)重分析、概念性重復(fù)研究以及跨研究的元分析，均未發(fā)現(xiàn)高興情緒對(duì)道德規(guī)范敏感度的顯著影響。這再一次表明，Gawronski等（2018）研究中所發(fā)現(xiàn)的高興情緒對(duì)道德決策的影響可能是由方法學(xué)局限導(dǎo)致的假陽(yáng)性效應(yīng)。在未來(lái)的研究中，還需要對(duì)其進(jìn)行更嚴(yán)格和更深入的檢驗(yàn)。

其次，本研究在統(tǒng)計(jì)上表明，CNI模型法高估代表道德規(guī)范敏感度會(huì)導(dǎo)致其組間差異比較時(shí)增加假陽(yáng)性結(jié)果的可能性。在Gawronski等（2018）的研究1a和研究1b中均發(fā)現(xiàn)了道德規(guī)范敏感度的顯著組間差異，而在本研究使用CAN算法所獲得的結(jié)果中，雖然存在微弱的差異趨勢(shì)，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。該結(jié)果支持了本研究的猜想，再次說(shuō)明了CNI模型法存在方法學(xué)偏差。使用CNI模型法進(jìn)行的道德決策研究，需要注意方法學(xué)偏差可能導(dǎo)致的假陽(yáng)性結(jié)果。

5.1 高興情緒可能并不會(huì)影響道德決策

以往對(duì)高興情緒影響道德決策的解釋，主要是情緒中和論和規(guī)范驅(qū)動(dòng)論兩種。

情緒中和論認(rèn)為個(gè)體面對(duì)一個(gè)傷害他人的行為時(shí)會(huì)產(chǎn)生厭惡感，從而誘導(dǎo)個(gè)體拒絕該行為提議或拒絕執(zhí)行該行為；而高興情緒的誘發(fā)可以中和厭惡情緒，降低拒絕傾向（Strohminger et al.,2011; Valdesolo & Desteno, 2006）。這種解釋是基于三個(gè)必須同時(shí)成立的前提：第一，傷害他人的行為會(huì)誘發(fā)厭惡感；第二，厭惡感會(huì)增加拒絕行為反應(yīng)；第三，高興情緒可以中和或減少厭惡感。關(guān)于第一個(gè)前提，已有大量研究結(jié)果表明，對(duì)于違背社會(huì)道德的行為，如傷害他人，人們會(huì)體驗(yàn)到厭惡情緒（Haidt, Rozin, Mccauley, & Imada,1997; Rozin, Markwith, & McCauley, 1994）。這種情緒是源于人們具身性的核心厭惡的，具有進(jìn)化上的自我保護(hù)意義（吳寶沛, 張雷, 2012; Chapman, Kim,Susskind, & Anderson, 2009; Schnall, Haidt, Clore, &Jordan, 2008）。第二個(gè)前提也有多項(xiàng)研究結(jié)果支持，即道德厭惡感會(huì)使人們的道德標(biāo)準(zhǔn)更加嚴(yán)厲，從而增加在傳統(tǒng)道德兩難情境中的拒絕傾向（Chapman & Anderson, 2014）。但是，有研究者通過(guò)元分析發(fā)現(xiàn)，在考慮出版偏差的情況下，厭惡感對(duì)道德判斷的嚴(yán)厲性的放大作用消失了（Landy &Goodwin, 2015）。因此，第二個(gè)前提能否成立是存疑的。第三個(gè)前提，也是情緒中和論的關(guān)鍵前提，高興情緒真的能中和厭惡感嗎？如果將高興和厭惡情緒視作同一情緒連續(xù)體的兩端，那么，高興情緒的增加會(huì)伴隨著厭惡情緒的減少。根據(jù)情緒與道德的CAD三元理論，厭惡與道德純潔性違背是直接關(guān)聯(lián)的（Rozin, Lowery, Imada, & Haidt,1999），而未發(fā)現(xiàn)高興與道德間存在直接關(guān)系。很多研究也表明，特定情緒與特定道德行為之間存在聯(lián)結(jié)（文少司, 丁道群, 2015; Wagemans, Brandt, &Zeelenberg, 2018）。這意味著高興可能并不能減少道德厭惡感，至少這一假設(shè)是需要重新檢驗(yàn)的。

規(guī)范驅(qū)動(dòng)論則認(rèn)為高興情緒會(huì)緩解違背道德規(guī)范所帶來(lái)的負(fù)面情緒反應(yīng)（Nichols & Mallon, 2006），從而降低人們對(duì)道德規(guī)范的敏感度（Gawronski et al.,2018）。這種解釋是基于道德雙加工理論的，認(rèn)為義務(wù)論判斷根植于情緒反應(yīng)（Greene, Sommerville,Nystrom, Darley, & Cohen, 2001），情緒反應(yīng)的減少會(huì)增強(qiáng)人們的功利性計(jì)算傾向，減少義務(wù)論反應(yīng)傾向（Greene, 2007）。規(guī)范驅(qū)動(dòng)論與情緒中和論的解釋非常相似，都認(rèn)為道德判斷根源于決策者的情緒反應(yīng)，區(qū)別主要在于，前者認(rèn)為情緒反應(yīng)的對(duì)象是違反規(guī)范，后者則認(rèn)為是傷害他人的行為。然而，規(guī)范驅(qū)動(dòng)論解釋同樣面臨三個(gè)前提：對(duì)規(guī)范的違反會(huì)誘發(fā)厭惡情緒；厭惡情緒會(huì)增加拒絕行為傾向；高興情緒可以緩解厭惡情緒。與情緒中和論解釋類似，其解釋前提也是存疑的，需要進(jìn)一步的研究檢驗(yàn)。

5.2 CNI模型法增加道德規(guī)范敏感度上假陽(yáng)性結(jié)果的方法學(xué)探析

在傳統(tǒng)道德兩難范式下開(kāi)展的道德決策研究存在解釋上的模糊性，需要結(jié)合CNI模型法來(lái)厘清效應(yīng)解釋（徐科朋, 楊凌倩, 吳家虹, 薛宏, 張姝玥, 2020; 曾笑雨, 馬燚娜, 2020; Gawronski et al.,2020）?？墒?，該方法所采取的序列加工預(yù)設(shè)會(huì)直接導(dǎo)致代表道德規(guī)范敏感度的N參數(shù)被高估，并使得代表一般性不作為/作為傾向的I參數(shù)不可靠（劉傳軍, 廖江群, 2021; Liu & Liao, 2021）。在其預(yù)設(shè)的加工順序下，在計(jì)算道德規(guī)范敏感度（即N參數(shù)）時(shí)，必須在N參數(shù)的一般等式基礎(chǔ)上除以（1?C）。由于道德后果敏感度（即C參數(shù)）為0到1之間的真分?jǐn)?shù)，（1?C）也是0到1之間的真分?jǐn)?shù)。所以，N參數(shù)的一般等式在除以一個(gè)真分?jǐn)?shù)之后，必然會(huì)大于其自身。當(dāng)N參數(shù)在進(jìn)行組間比較時(shí)，不同組的N參數(shù)之間的差異也會(huì)隨之放大，從而造成更高的一類錯(cuò)誤率。對(duì)于CNI模型法中的I參數(shù)，同樣因其不恰當(dāng)預(yù)設(shè)而變得沒(méi)有實(shí)質(zhì)意義。

在可重復(fù)性危機(jī)的學(xué)科大背景下（Open Science Collaboration, 2015），本研究也提示研究者不僅應(yīng)當(dāng)重視假設(shè)檢驗(yàn)相關(guān)的統(tǒng)計(jì)技術(shù)問(wèn)題（胡傳鵬等,2016），也應(yīng)當(dāng)注意那些用于統(tǒng)計(jì)分析的指標(biāo)在合成方法上是否存在不合理之處。如CNI模型法這種對(duì)考察指標(biāo)進(jìn)行建模的方法，其底層假設(shè)需要被謹(jǐn)慎對(duì)待，以避免出現(xiàn)更多假陽(yáng)性結(jié)果。

本研究已經(jīng)初步揭示高興情緒影響道德決策的效應(yīng)需要重新審視，也揭示出CNI模型法在研究應(yīng)用中可能會(huì)導(dǎo)致道德規(guī)范敏感度被高估而出現(xiàn)假陽(yáng)性結(jié)果。但本研究仍然存在一些局限性需要注意。首先，本研究應(yīng)用了CAN算法，研究結(jié)果也可能受到CAN算法本身局限性的影響。Liu和Liao（2021）提到，該算法缺乏統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來(lái)顯示其測(cè)量誤差，反應(yīng)試次偏少也可能造成估計(jì)偏差。在本研究中也存在著這些局限性，可能在一定程度上影響結(jié)論的可靠程度。但通過(guò)跨研究元分析結(jié)果來(lái)看，高興情緒的道德效應(yīng)仍需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。未來(lái)研究可以通過(guò)增加反應(yīng)試次的數(shù)量（K?rner, Deutsch, & Gawronski, 2020）來(lái)減少估計(jì)偏差等問(wèn)題。其次，本研究在進(jìn)行概念性重復(fù)研究時(shí)，樣本量仍然偏小，統(tǒng)計(jì)效力可能不足，未來(lái)研究可以在更大樣本中檢驗(yàn)該效應(yīng)。再次，無(wú)論是情緒中和論還是規(guī)范驅(qū)動(dòng)論解釋，其底層假設(shè)中，厭惡情緒會(huì)驅(qū)動(dòng)人們更嚴(yán)厲的道德標(biāo)準(zhǔn)和拒絕違反道德規(guī)范的行為、高興情緒可以中和或緩解厭惡情緒的影響，這兩點(diǎn)基本假設(shè)在未來(lái)的研究中應(yīng)該進(jìn)一步檢驗(yàn)。最后，雖然本研究比較穩(wěn)定地表明高興情緒降低道德規(guī)范敏感度的效應(yīng)可能是一個(gè)假陽(yáng)性效應(yīng)，但是，無(wú)法排除一種可能性是高興情緒的誘發(fā)強(qiáng)度不足可能導(dǎo)致該效應(yīng)未具有統(tǒng)計(jì)意義。即當(dāng)高興組相比參照組的高興情緒相對(duì)強(qiáng)度提高到更高水平之后，也可能出現(xiàn)高興情緒降低道德規(guī)范敏感度的效應(yīng)。

6 結(jié)論

本研究通過(guò)數(shù)據(jù)重分析和概念性重復(fù)研究，未發(fā)現(xiàn)顯著的統(tǒng)計(jì)證據(jù)支持高興情緒會(huì)降低道德規(guī)范敏感度，為研究者重新審視該效應(yīng)以及重新審視道德決策研究中的CNI模型法提供了研究證據(jù)。