閆 霄 莫田甜 周欣悅

(浙江大學(xué)管理學(xué)院,杭州 310058)

1 問題提出

虛擬人是指通過計算機(jī)技術(shù)生成的具有真人外觀、特征和行為的虛擬形象(Sung et al.,2022)。隨著元宇宙概念的興起,越來越多的虛擬人以各種各樣的形式出現(xiàn)在全球各地,主要包括活躍在社交媒體平臺上的虛擬博主和虛擬偶像,例如我國的洛天依、美國的Lil Miquela、日本的Imma 等。它們利用計算機(jī)圖像軟件制作的數(shù)字形象,以第一人稱視角看待世界,并在社交媒體平臺上占據(jù)一席之地(Arsenyan &Mirowska,2021)。從2019 年科技部等部門發(fā)布的《關(guān)于促進(jìn)文化和科技深度融合的指導(dǎo)意見》到2022 年國務(wù)院發(fā)布的《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》,國家明確鼓勵虛擬數(shù)字技術(shù)的研發(fā)與實(shí)踐。在政策的推動下,2021 年虛擬人相關(guān)企業(yè)融資達(dá)2843 起,融資金額高達(dá)2540 億元1。然而,在社會關(guān)注和資本加持的驅(qū)動下,相關(guān)的法律和道德倫理問題也不斷產(chǎn)生。

其中一個重要問題就是,人們會對虛擬人犯錯做出怎樣的道德責(zé)任判斷？現(xiàn)實(shí)案例表明,不同文化背景下,人們的態(tài)度會有所不同。在西方國家,虛擬人Bermuda 非法盜用了一位巴西裔美國網(wǎng)紅Miquela 的Instagram 賬號并且擅自刪除賬號內(nèi)容,其做法非但沒有受到責(zé)備,還獲得了外界的認(rèn)可(Feller,2018)。美國著名雜志《連線》的一名資深編輯曾就《第二人生》游戲中發(fā)生的虛擬人強(qiáng)奸事件做出評價,反對了虛擬犯罪的觀點(diǎn)(Lynn,2007)。研究還發(fā)現(xiàn),在歐美等國外的政治大選中存在社交虛擬人在線詆毀候選人的情況(Kollanyi et al.,2016),他們會傳播未經(jīng)證實(shí)的健康聲明,甚至對公眾健康造成危害(Allem et al.,2020),但并未得到有效治理和管控。然而在我國,人們對虛擬人的不道德行為并不寬容。例如,嗶哩嗶哩平臺打造的虛擬女團(tuán)“四禧丸子”剛一出道就被指認(rèn)作品抄襲,引起了網(wǎng)民的高度不滿,最終導(dǎo)致官方發(fā)文道歉并下架作品。可見,虛擬人會在網(wǎng)絡(luò)上進(jìn)行侵權(quán)、抄襲、盜用、詆毀等不道德行為,并且不同文化背景下的人們可能持不同態(tài)度。那么,相比于真實(shí)人類在社交網(wǎng)絡(luò)上進(jìn)行同樣的不道德行為,人們會如何看待虛擬人的不道德行為？例如,人們在多大程度上會認(rèn)為虛擬人應(yīng)該為之負(fù)責(zé)？這種判斷在不同文化下存在什么差異？現(xiàn)有研究尚未探索這些問題。本文將通過5 個主要實(shí)驗考察中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響和機(jī)制,對虛擬實(shí)體道德判斷的相關(guān)研究進(jìn)行延伸,豐富文化差異、心智感知等相關(guān)文獻(xiàn),并為虛擬人設(shè)計、運(yùn)營和在道德倫理上的治理問題提供一定的實(shí)踐啟示。

1.1 中西方文化差異對道德判斷的影響

文化會對人們的心理與行為產(chǎn)生重要影響(侯玉波,朱瀅,2002)。文化泛指社會成員之間所共有的價值觀、規(guī)范、思維方式和行為方式等(Morling,2016;Na et al.,2010;黃梓航 等,2018)。先前的研究發(fā)現(xiàn),東西方文化差異會影響人們的道德判斷。西方文化強(qiáng)調(diào)以個人自由、權(quán)利、公正、關(guān)愛和寬恕等為導(dǎo)向的道德觀,而東方文化強(qiáng)調(diào)以集體和個人責(zé)任為導(dǎo)向的道德觀(彭凱平 等,2011;王恩界,樂國安,2006)。Miller 和Bersoff (1992)的研究指出,西方人更強(qiáng)調(diào)公正倫理,東方人更強(qiáng)調(diào)責(zé)任倫理。個人主義/集體主義文化也會影響人們的道德決策,因為它們涉及到個人利益還是集體利益優(yōu)先的信念(Oyserman et al.,2002)?；趥€人主義/集體主義的文化心理學(xué)理論,本文關(guān)注到了中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。例如,與個人主義文化(如美國文化)相比,集體主義文化(如中國文化)下的人們會有更高的換位思考能力(Wu &Keysar,2007)和擬人化傾向(Letheren et al.,2016)。因此,相比于西方文化,中國文化影響下的人們是否會對虛擬人的心智能力評價更高,進(jìn)而認(rèn)為虛擬人應(yīng)該為不道德行為承擔(dān)更大的道德責(zé)任？這是本研究想要回答的問題。

1.2 對虛擬人的道德責(zé)任判斷

在以往文獻(xiàn)中,大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為虛擬人并非真實(shí)存在的機(jī)器人或是單純的電腦程序,他們將虛擬人定義為計算機(jī)生成的擬人化圖像(Arsenyan &Mirowska,2021;Kim &Jo,2022;Sung et al.,2022),并在人工智能技術(shù)的加持下能夠用語言、姿勢,甚至表情來和人們進(jìn)行面對面的交流互動(Kim &Jo,2022;Volante et al.,2016)。目前有關(guān)虛擬人的研究集中在探討虛擬人與真人在社交媒體上的互動(Arsenyan &Mirowska,2021)、虛擬偶像特征及代言效果(Sands et al.,2022)。本文關(guān)注于社交媒體上的虛擬人,他們是利用計算機(jī)圖像軟件制作的數(shù)字形象,以第一人稱視角看待世界,并在媒體平臺上占據(jù)一席之地。相比于任務(wù)導(dǎo)向的人工智能機(jī)器人和算法軟件,社交媒體平臺上的虛擬人以獲取影響力為目的進(jìn)行分享與互動,與真實(shí)人類具有更相似的行為,更容易出現(xiàn)不道德行為。盡管虛擬人的不道德行為被頻繁曝光,但尚未有研究直接探討人們對虛擬人的道德責(zé)任判斷,大多數(shù)研究聚焦人工智能、算法等虛擬實(shí)體。由于虛擬人的產(chǎn)生同樣依托人工智能技術(shù),我們可以借鑒有關(guān)虛擬實(shí)體的研究。

道德責(zé)任的歸屬問題是道德哲學(xué)的基本問題,可以追溯到亞里士多德提出的理論,他認(rèn)為一個實(shí)體應(yīng)該同時滿足自由意志和認(rèn)知條件,才能作為道德主體承擔(dān)道德責(zé)任(Aristotle,1999)。自由意志條件討論了代理人是否有可能采取不道德行動,認(rèn)知條件考察了代理人是否能夠為行為后果承擔(dān)道德責(zé)任(Clarke,1992;Constantinescu et al.,2022;Zimmerman,1997)。在討論人工智能等虛擬實(shí)體是否能夠承擔(dān)道德責(zé)任時,許多學(xué)者也提到了這兩個基本條件。相關(guān)文獻(xiàn)指出,虛擬實(shí)體雖然具有一定程度的自主能力,但缺乏認(rèn)知能力,仍不能作為責(zé)任主體承擔(dān)責(zé)任(Hakli &M?kel?,2019;Parthemore&Whitby,2014)。如果虛擬實(shí)體進(jìn)行了不道德行為,其背后真實(shí)存在的人(如設(shè)計師或制造商等)應(yīng)該對其造成的任何后果承擔(dān)責(zé)任(Bryson et al.,2017;Champagne &Tonkens,2015;Constantinescu et al.,2022)。

然而,單獨(dú)從兩個責(zé)任主體條件的角度去分析道德責(zé)任的歸屬是存在缺陷的(Shoemaker,2011)。Coeckelbergh (2020)強(qiáng)調(diào)了責(zé)任客體的重要性,道德責(zé)任問題不僅僅涵蓋做什么和知道自己在做什么,還應(yīng)包括誰對某人或某事負(fù)責(zé)的問題,即可回答性。這種行為雙方的對應(yīng)關(guān)系能為道德責(zé)任的歸屬問題提供更多依據(jù)。盡管對于虛擬實(shí)體來說,很多行為后果是難以解釋和回答的,因此客觀上難以理清道德責(zé)任的歸屬,但主觀上人們依然會對這些虛擬實(shí)體產(chǎn)生道德判斷(Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東 等,2019)。基于上述分析,本文預(yù)測,人們在對虛擬人進(jìn)行道德判斷時也會從責(zé)任主體和責(zé)任客體兩方面因素去歸因。

1.3 心智感知理論

心智是指思考、感受和有意識的行為能力(Tharp et al.,2017)。心智感知,即在其他實(shí)體(如技術(shù)設(shè)備、精神代理和非人類動物)中感知心智的存在,有助于理解和預(yù)測他人的行為和意圖(Johnson&Barrett,2003;Waytz et al.,2010)。根據(jù)心智感知理論(Mind Perception Theory),心智能力(mental capacity)涉及認(rèn)知的自主力(agency)和情緒的感知力(experience),包括計劃、自我控制和情緒感受等(Gray et al.,2007;Gray et al.,2011;Gray &Wegner,2009)。將認(rèn)知自主力歸因于一個實(shí)體意味著觀察者認(rèn)為該實(shí)體能夠作為道德主體,像成年人一樣行動、計劃、實(shí)施自我控制等;將情緒感知力歸因于一個實(shí)體表明觀察者相信該實(shí)體能夠作為道德客體,存在情緒感知能力(Gray et al.,2007)。兩者可以被單獨(dú)感知。例如,嬰兒被認(rèn)為具有高情緒感知力和低認(rèn)知自主力,上帝被認(rèn)為具有高認(rèn)知自主力和低情緒感知力(Gray et al.,2007)。

心智能力會影響對實(shí)體的道德判斷,在二元道德概念中發(fā)揮作用(Gray et al.,2012;Ward et al.,2013)。具有認(rèn)知自主力的實(shí)體能自己做出決定并有意識地采取行動,當(dāng)行為出現(xiàn)錯誤時,他們被認(rèn)為應(yīng)該為此負(fù)責(zé)(Gray et al.,2012;Sullivan &Wamba,2022)。例如,正常的成年人具備認(rèn)知自主力,可以作為道德主體承擔(dān)道德責(zé)任;但未成年人不具備認(rèn)知自主力,在做出錯誤道德行為時,會受到更輕微的懲罰(Gray &Wegner,2009)。雖然認(rèn)知自主力對道德責(zé)任的判斷至關(guān)重要,但情緒感知力是區(qū)分人類和其他實(shí)體的本質(zhì)特征,通常被認(rèn)為具有更強(qiáng)大的解釋力(Gray &Wegner,2012)。心理學(xué)研究表明,情緒感知力在道德決策中發(fā)揮重要作用(Greene et al.,2001;Haidt et al.,1993)。感受他人的痛苦并表現(xiàn)出同理心是道德判斷的核心要素之一(Bigman &Gray,2018)。情緒感知力也對道德主體的判斷起到重要作用(Bigman &Gray,2018)。例如,Sullivan 和Wamba (2022)發(fā)現(xiàn),當(dāng)人們認(rèn)為人工智能故意傷害人類(相比于非人類)時,會將責(zé)任歸咎于人工智能,這是由心智能力中的情緒感知力來中介的?；谛闹歉兄碚?本文認(rèn)為,當(dāng)社交媒體上的虛擬人犯錯時,如果賦予其類似正常成年人的高心智能力,人們可能會認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)和真人相似的道德責(zé)任。

1.4 心智感知及道德責(zé)任判斷的文化差異

已有文獻(xiàn)認(rèn)為,文化差異是影響心智感知的重要因素(Dietze &Knowles,2021)。一方面,文化差異會影響人們的換位思考能力。例如,比起個人主義文化(如美國),集體主義文化(如中國)下的人們會表現(xiàn)出更高的換位思考能力(Wu &Keysar,2007)。比起英國人,中國人對人工智能機(jī)器人社會合作屬性的感知更高(Dang &Liu,2022)。因此,比起西方人,中國人更可能將自己的情感和能力投射到別人身上,可能會對虛擬人的心智能力評價更高。另一方面,文化差異會影響人們的擬人化傾向。例如,Letheren 等(2016)發(fā)現(xiàn),東亞人比白種人具有更高的擬人化傾向。西方文化的基督教和伊斯蘭教認(rèn)為神更不具有固定形狀的身體,而東方文化的佛教和印度教認(rèn)為神具有有形的身體(Fuller,2004;Ohnuma,2007;Samuel,1989;Willard &McNamara,2019)。東方人還會給神賦予人類特有的能力(McGuire,2018)。而擬人化傾向會影響心智能力的感知,擬人化傾向越高的被試對機(jī)器模型Pleo 心智能力的感知越高(Eyssel &Pfundmair,2015)。因此,東方人比西方人更可能對非人類實(shí)體進(jìn)行擬人化,可能會更加認(rèn)為虛擬人具備心智能力。綜上,本文認(rèn)為,比起西方文化,中國文化影響下的人們可能會對虛擬人的心智能力評價更高。

研究發(fā)現(xiàn),心智能力的兩個維度：認(rèn)知自主力(Gray et al.,2012;Gray &Wegner,2009;Himma,2009)和情緒感知力(Greene et al.,2001;Sullivan &Wamba,2022)都對道德責(zé)任的判斷起到至關(guān)重要的作用。因此,對一個實(shí)體心智能力的評價可能會影響人們對其道德責(zé)任的判斷。然而,目前對虛擬實(shí)體道德責(zé)任判斷的文獻(xiàn)存在分歧。部分學(xué)者認(rèn)為虛擬實(shí)體不能承擔(dān)道德責(zé)任(Hakli &M?kel?,2019;Parthemore &Whitby,2014)。也有研究表明,人們會將道德責(zé)任歸因于虛擬實(shí)體(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東等,2019)。為了得出一致結(jié)論,需要深入探索人們對虛擬實(shí)體做出道德判斷背后的原因。結(jié)合心智感知在道德責(zé)任判斷中的重要作用,本文推斷,中西方文化差異能通過影響心智能力的評價,來影響人們對虛擬實(shí)體的道德責(zé)任判斷。

目前針對虛擬實(shí)體道德責(zé)任的研究大多針對人工智能,并采用道德兩難問題的研究范式(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東 等,2019)。而傳統(tǒng)道德兩難問題(如電車實(shí)驗)的道德情景將理性與直覺剝離開,被認(rèn)為是非典型的(Schein &Gray,2018)。隨著越來越多的虛擬人出現(xiàn)在人們的日常生活中,以虛擬實(shí)體為主體的道德問題不再局限于道德困境,取而代之的是更多類人的不道德行為,如侵權(quán)、抄襲等。因此,本文聚焦社交媒體上的虛擬人貼近現(xiàn)實(shí)的道德情景,進(jìn)行了實(shí)證研究,并提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：當(dāng)看到虛擬人進(jìn)行不道德行為后,中國文化(相比西方文化)影響下的人們認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。

假設(shè)2：中國文化(相比西方文化)影響下的人們認(rèn)為虛擬人具備更高的心智能力,這種更高的心智能力歸因?qū)е滤麄兏诱J(rèn)為虛擬人應(yīng)該為不道德行為承擔(dān)道德責(zé)任。

1.5 研究概覽

綜上所述,本研究基于心智感知理論,通過5個實(shí)驗考察了中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。實(shí)驗1a 發(fā)現(xiàn),中國文化(比西方文化)影響下的人們認(rèn)為虛擬人犯錯需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。實(shí)驗1b 換用不同的不道德情景和道德責(zé)任的測量復(fù)制了實(shí)驗1a 的結(jié)果。實(shí)驗1c 操縱了虛擬人背后主體的類型,無論虛擬人由真實(shí)人類還是人工智能驅(qū)動,這種中西方文化差異的效應(yīng)依然存在。實(shí)驗2 考察了感知心智能力的中介機(jī)制,中國文化影響下的人們對虛擬人更高的心智能力感知導(dǎo)致他們認(rèn)為虛擬人犯錯應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任。實(shí)驗3 進(jìn)一步探討了這種文化差異對人們后續(xù)行為(道德懲罰)的影響。

2 實(shí)驗1a：網(wǎng)絡(luò)暴力情境

實(shí)驗1a 的目的是考察文化背景對人們道德責(zé)任判斷的影響。本實(shí)驗采用2 (真人vs.虛擬人)×2(中國文化vs.西方文化)被試間的實(shí)驗設(shè)計,考察相比于西方文化,中國文化影響下的人們是否會認(rèn)為虛擬人在犯錯之后應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任。

2.1 實(shí)驗設(shè)計與樣本

實(shí)驗采用G*Power 3.1 軟件(Faul et al.,2007)計算實(shí)驗所需樣本量。對于本實(shí)驗適用的雙因素方差分析,當(dāng)顯著性水平α 為0.05 且效應(yīng)量為中等效應(yīng)時(f=0.2 到0.25 之間),要達(dá)到95%統(tǒng)計檢驗力所需要的樣本量在279 到434 之間。為保證實(shí)驗具有足夠的樣本量且為統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn),本研究的所有實(shí)驗按照每個條件下100 名被試的標(biāo)準(zhǔn)招募,且采用原始數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。但由于線上平臺存在同時作答以及未完成作答等情況,會出現(xiàn)多于或少于既定被試數(shù)量1～2 個的情況。

實(shí)驗1a 通過國外問卷平臺Prolific 和國內(nèi)問卷平臺 Credamo 分別邀請了 200 名美國白人被試(57.50%女性;M年齡=29.49 歲,SD年齡=6.26 歲)和200 名中國被試(75.00%女性;M年齡=25.16 歲,SD年齡=5.21 歲)參與研究,并以小額現(xiàn)金作為實(shí)驗報酬。兩種文化背景的被試被隨機(jī)分配到真人組或虛擬人組,每組各100 人。

2.2 實(shí)驗流程

在真人組中,美國(中國)的被試會看到一位Twitter (微博)博主Rico 的主頁(如圖1 所示)和簡短的文字介紹;在虛擬人組中,被試看到的則是虛擬博主Rico 的主頁(如圖2 所示)和相同的文字介紹以及對虛擬博主的定義(虛擬博主是利用計算機(jī)圖像軟件制作的數(shù)字形象,他們以第一人稱視角看待世界,并在媒體平臺上占據(jù)一席之地)。事實(shí)上,Rico是虛構(gòu)的博主,其主頁頭像采用免費(fèi)網(wǎng)站(https://generated.photos)人工智能自動生成的真實(shí)人形象,對應(yīng)的虛擬人頭像則是根據(jù)真人形象繪制。其中,文字介紹內(nèi)容為:

圖1 實(shí)驗1a 中真人組Twitter 主頁(左)和微博主頁(右)

圖2 實(shí)驗1a 中虛擬人組Twitter 主頁(左)和微博主頁(右)

“Rico 是微博/Twitter 上的一個(虛擬)博主。她經(jīng)?；钴S在社交媒體上分享她的穿搭和生活?！?/p>

接下來,被試被告知,“最近,Rico 在微博上發(fā)帖曝光某一位網(wǎng)民的隱私行為,致使該網(wǎng)民遭到網(wǎng)絡(luò)暴力?！睘榱藴y量道德責(zé)任判斷,被試回答了“你認(rèn)為對于這起網(wǎng)絡(luò)暴力事件,Rico 應(yīng)該承擔(dān)多少責(zé)任(7 分量表,1=沒有責(zé)任,7=很大責(zé)任)”以及“你認(rèn)為對于這起網(wǎng)絡(luò)暴力事件,Rico 應(yīng)該承擔(dān)多少指責(zé)(7 分量表,1=沒有指責(zé),7=很多指責(zé))”,測項語句的構(gòu)成和選取在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上有所調(diào)整(Gray &Wegner,2009)。由于道德責(zé)任判斷的兩個題目高度相關(guān)(r=0.76,p＜ 0.001),因此取二者的均值作為道德責(zé)任判斷。最后,所有被試報告了性別和年齡。本研究中所有實(shí)驗的完整操縱和測量材料見網(wǎng)絡(luò)版附錄1。

2.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

以文化類型(美國編碼為0,中國編碼為1)和博主類型(真人編碼為0,虛擬人編碼為1)分別作為自變量,道德責(zé)任判斷作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,396)=4.41,p=0.036,=0.011;博主類型的主效應(yīng)也顯著,F(1,396)=7.23,p=0.007,=0.018;文化類型和博主類型對道德責(zé)任判斷的交互效應(yīng)顯著,F(1,396)=5.83,p=0.016,=0.015,如圖3 所示。具體而言,比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任(M中國=5.48,SD=1.07,95% CI=[5.23,5.73];M美國=4.91,SD=1.68,95% CI=[4.66,5.16];F(1,396)=10.19,p=0.002,=0.025);而對真人道德責(zé)任的判斷沒有顯著的文化差異,F(1,396)=0.05,p=0.824。此外,中國人對真人和虛擬人的道德責(zé)任判斷不存在顯著差異,F(1,396)=0.04,p=0.846。以上數(shù)據(jù)結(jié)果表明,當(dāng)看到虛擬人進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)暴力的不道德行為后,中國文化(vs.西方文化)影響下的人們認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任,從而驗證了假設(shè)1。本實(shí)驗和后續(xù)實(shí)驗在控制性別和年齡等變量后均不改變結(jié)果的顯著性和方向,詳細(xì)數(shù)據(jù)結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄4。

圖3 實(shí)驗1a 中不同文化類型下對虛擬人和真人的道德責(zé)任判斷評分(Error bars: 95% CI;** p ＜ 0.01)

2.4 討論

實(shí)驗1a 采用曝光隱私引發(fā)網(wǎng)絡(luò)暴力的不道德行為情景來檢驗中西方文化對虛擬人作為道德主體在道德責(zé)任判斷上的差異。結(jié)果顯示,當(dāng)人們看到虛擬人的不道德行為后,相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為其需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。這一結(jié)果從文化差異的角度拓展了人們對虛擬實(shí)體道德責(zé)任歸因的文獻(xiàn)(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東 等,2019),表明不同文化背景下的人們對虛擬人道德責(zé)任的判斷存在差異。

3 實(shí)驗1b：偷稅漏稅情境

實(shí)驗1b 的目的是采用另一種不道德情景和另一種道德責(zé)任的測量方法,并招募另一個西方國家的被試來復(fù)制實(shí)驗1a 的結(jié)果。我們預(yù)計,相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人偷稅漏稅需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。

3.1 實(shí)驗設(shè)計與樣本

實(shí)驗1b 也采用2 (真人vs.虛擬人)×2 (中國文化vs.西方文化)被試間的實(shí)驗設(shè)計。我們通過國外問卷平臺Prolific 和國內(nèi)問卷平臺Credamo 分別邀請了199 名英國白人被試(68.84%女性;M年齡=29.87 歲,SD年齡=6.06 歲)和 200 名中國被試(64.50%女性;M年齡=26.64 歲,SD年齡=5.52 歲)參與研究,并以小額現(xiàn)金作為實(shí)驗報酬。兩種文化背景的被試被隨機(jī)分配到真人組或虛擬人組。在英國被試中,真人組有99 人,虛擬人組有100 人;在中國被試中,真人組和虛擬人組各100 人。

3.2 實(shí)驗流程

與實(shí)驗1a 的操縱方式和內(nèi)容類似,在真人組中,中國(英國)的被試會看到博主 Rico 的微博(Twitter)主頁及描述;在虛擬人組中,中國(英國)的被試會看到虛擬博主Rico 的微博(Twitter)主頁及描述。接下來,被試被告知,“最近,Rico 被曝出在直播帶貨的收入上存在偷稅漏稅的行為?，F(xiàn)在,她正在被調(diào)查中?！苯又?本實(shí)驗用4 個條目的道德責(zé)任量表來測量被試對Rico 道德責(zé)任的判斷(7 分量表,1=完全不同意,7=完全同意;Cameron et al.,2010;Cronbach’s α=0.81)。其中兩個條目為“Rico在道德上應(yīng)該為她偷稅漏稅的行為負(fù)責(zé)”和“Rico應(yīng)該為她偷稅漏稅的行為受到處罰”,得分越高表明被試對Rico 道德責(zé)任的判斷越高;另外兩個條目為“偷稅漏稅的行為不應(yīng)該歸咎于Rico”和“偷稅漏稅的責(zé)任不應(yīng)該由Rico 承擔(dān)”,得分越高表明被試對Rico 道德責(zé)任的判斷越低。我們將前兩個條目的得分和后兩個條目的反向得分相加平均后,得到了道德責(zé)任判斷的測量得分。隨后,被試回答了對博主類型操縱檢驗的問題：“就你而言,Rico 是？(0=真人博主,1=虛擬博主)”最后,被試報告了性別和年齡。

3.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

操縱檢驗以博主類型(真人編碼為0,虛擬人編碼為1)為自變量,文化類型(英國編碼為0,中國編碼為 1)為調(diào)節(jié)變量,博主類型的操縱檢驗(0=真人博主,1=虛擬博主)為因變量,在樣本選擇為5000 次、95%的置信區(qū)間下采用 Bootstrapping(PROCESS Model 1;Hayes,2015)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)不顯著(β=-0.32,SE=0.56,p=0.567,95% CI=[-1.42,0.78]),博主類型和文化類型的交互效應(yīng)也不顯著(β=1.02,SE=1.35,p=0.450,95% CI=[-1.63,3.58]),僅在博主類型的主效應(yīng)上存在顯著差異(β=6.32,SE=0.80,p＜ 0.001,95% CI=[4.75,7.90])。具體而言,在虛擬人組中,分別有98.00%的英國被試和99.00%的中國被試認(rèn)為Rico 是虛擬博主;在真人組中,分別有91.92%的英國被試和94%的中國被試認(rèn)為Rico是真人博主。這說明關(guān)于博主類型的操縱是有效的,且不存在文化上的差異。此外,排除不符合操縱檢驗要求的被試并不會影響現(xiàn)有結(jié)果的方向和顯著性。

道德責(zé)任判斷以文化類型(英國編碼為0,中國編碼為1)和博主類型(真人編碼為0,虛擬人編碼為1)為自變量,道德責(zé)任判斷為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=8.50,p=0.004,=0.021;博主類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=28.56,p＜ 0.001,=0.067;文化類型和博主類型對道德責(zé)任判斷的交互效應(yīng)顯著,F(1,395)=9.40,p=0.002,=0.023,如圖4 所示。具體而言,比起英國人,中國人認(rèn)為虛擬人應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任(M中國=5.36,SD=1.19,95% CI=[5.12,5.61];M英國=4.61,SD=1.66,95% CI=[4.36,4.86];F(1,395)=17.93,p＜ 0.001,=0.043);但對真人的道德責(zé)任判斷沒有顯著的文化差異,F(1,395)=0.01,p=0.915。此外,中國人對真人和虛擬人的道德責(zé)任判斷不存在顯著差異,F(1,395)=2.60,p=0.108。結(jié)果復(fù)制了實(shí)驗1a 的發(fā)現(xiàn),再次驗證了假設(shè)1。

圖4 實(shí)驗1b 中不同文化類型下對虛擬人和真人的道德責(zé)任判斷評分(Error bars: 95% CI;*** p ＜ 0.001)

3.4 討論

實(shí)驗1b 通過新的不道德行為情景(偷稅漏稅)和道德責(zé)任測量條目(Cameron et al.,2010)表明,比起西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人在出現(xiàn)偷稅漏稅的行為后需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。實(shí)驗1b 復(fù)制了實(shí)驗1a 的結(jié)果,擴(kuò)展了與虛擬實(shí)體道德責(zé)任相關(guān)的研究(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東 等,2019)。在實(shí)驗1c 中,我們將考察是否不同類型的虛擬人會影響人們對他們的道德責(zé)任判斷。

4 實(shí)驗1c：虛擬人主體類型的影響

當(dāng)面對社交媒體虛擬人時,人們可能會聯(lián)想到這些虛擬人背后的主體究竟是真實(shí)人類還是人工智能技術(shù),從而存在不同的判斷。因此,實(shí)驗1c 考察是否不同的虛擬人主體類型會影響人們對虛擬人的道德責(zé)任判斷。

4.1 實(shí)驗設(shè)計與樣本

實(shí)驗1c 采用3 (真人vs.虛擬人工智能vs.虛擬真人)×2 (中國文化vs.西方文化)被試間的實(shí)驗設(shè)計,通過國外問卷平臺 Prolific 和國內(nèi)問卷平臺Credamo 分別招募了300 名英國白人被試(65.00%女性;M年齡=30.82 歲,SD年齡=5.37 歲)和300 名中國被試(68.33%女性;M年齡=26.78 歲,SD年齡=5.84歲)參與研究,并以小額現(xiàn)金作為實(shí)驗報酬。兩種文化背景的被試被隨機(jī)分配到真人組、虛擬人工智能組或虛擬真人組。在英國被試中,真人組有99 人,虛擬人工智能組有100 人,虛擬真人組有101 人;在中國被試中,每組各有100 人。

4.2 實(shí)驗流程

博主類型的操縱方法與前面實(shí)驗的操縱方式類似。不同的是在真人組,被試看到的是有關(guān)真人博主的描述：“Rico 是微博(Twitter)上的一個博主”;在虛擬人工智能組,被試看到的是有關(guān)虛擬博主的描述：“Rico 是微博(Twitter)上的一個由人工智能和算法驅(qū)動的虛擬博主”;在虛擬真人組,人們看到的是有關(guān)虛擬博主的描述：“Rico 是微博(Twitter)上的一個由真實(shí)人類驅(qū)動的虛擬博主”。接著,被試被告知,“最近,Rico 在微博上公開發(fā)表的一張圖片被指控侵犯了某位攝影師的作品版權(quán)。事后,Rico刪除了這張圖片并公開道歉?！彪S后,被試報告了對Rico 的道德責(zé)任判斷,測量條目與實(shí)驗1a 用到的測量相似(r=0.71,p＜ 0.001)。另外,虛擬人組的被試還回答了操縱檢驗的問題,“就你而言,驅(qū)動Rico的背后主體是(0=真實(shí)人類,1=人工智能)”。考慮到社會經(jīng)濟(jì)地位可能會影響個體的道德判斷(Sui&Mo,2022),所有被試在最后報告了主觀社會經(jīng)濟(jì)地位(10 點(diǎn)量表;Adler et al.,2000)、受教育程度(5 點(diǎn)量表)、性別和年齡。

4.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

操縱檢驗在虛擬組的被試中,以博主類型(虛擬真人編碼為0,虛擬人工智能編碼為1)為自變量,文化類型(英國編碼為0,中國編碼為1)為調(diào)節(jié)變量,博主類型的操縱檢驗(0=真實(shí)人類,1=人工智能)為因變量,在樣本選擇為5000 次、95%的置信區(qū)間下采用Bootstrapping (PROCESS Model 1;Hayes,2015)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)不顯著(β=0.08,SE=0.36,p=0.829,95%CI=[-0.64,0.79]),博主類型和文化類型的交互效應(yīng)也不顯著(β=-0.71,SE=0.68,p=0.298,95%CI=[-2.05,0.63]),僅在博主類型的主效應(yīng)上存在顯著差異(β=4.47,SE=0.53,p＜ 0.001,95% CI=[3.44,5.51])。具體而言,在虛擬人工智能組中,分別有95.00%的英國被試和91.00%的中國被試認(rèn)為Rico 由人工智能驅(qū)動;在虛擬真人組中,分別有82.18%的英國被試和81.00%的中國被試認(rèn)為Rico由真實(shí)人類驅(qū)動。這說明關(guān)于虛擬人主體類型的操縱是有效的,且不存在文化上的差異。此外,排除不符合操縱檢驗要求的被試并不會影響現(xiàn)有結(jié)果的方向和顯著性。

道德責(zé)任判斷以文化類型(英國編碼為0,中國編碼為1)和博主類型(真人編碼為-1,虛擬真人編碼為0,虛擬人工智能編碼為1)分別作為自變量,道德責(zé)任判斷作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,594)=95.39,p＜0.001,=0.138;博主類型的主效應(yīng)也顯著,F(2,594)=21.63,p＜ 0.001,=0.068;文化類型和博主類型對道德責(zé)任判斷的交互效應(yīng)顯著,F(2,594)=12.02,p＜ 0.001,=0.039,如圖5 所示。具體而言,比起英國人,中國人認(rèn)為無論虛擬人背后的主體是真實(shí)人類(M中國=5.41,SD=1.26,95% CI=[5.14,5.68];M英國=3.78,SD=1.50,95% CI=[3.51,4.05];F(1,594)=70.56,p＜ 0.001,=0.106)還是人工智能(M中國=5.13,SD=1.27,95% CI=[4.85,5.40];M英國=3.80,SD=1.57,95% CI=[3.53,4.07];F(1,594)=46.24,p＜ 0.001,=0.072),都需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任;但對真人道德責(zé)任的判斷沒有顯著的文化差異,F(1,594)=3.01,p=0.084。此外,中國人對真人和兩種類型的虛擬人的道德責(zé)任判斷也沒有顯著差異(F(2,594)=1.83,p=0.162),且兩兩比較的結(jié)果都不存在顯著差異(ps ＞ 0.203)。以上結(jié)果說明,在得知虛擬人侵犯版權(quán)后,不論虛擬人背后的主體是真實(shí)人類還是人工智能,中國文化(相比于西方文化)影響下的人們都認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。結(jié)果進(jìn)一步為假設(shè)1 提供了支持。

圖5 實(shí)驗1c 中不同文化類型下對虛擬人工智能、虛擬真人和真人的道德責(zé)任判斷評分(Error bars: 95%CI;*** p ＜ 0.001)

4.4 討論

實(shí)驗1c 通過操縱虛擬人背后的主體類型,分別在真人組、虛擬真人組和虛擬人工智能組之間比較中西方文化差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn),無論虛擬人背后的主體是真實(shí)人類還是人工智能,相比于西方文化,中國文化影響下的人們都會賦予其更大的道德責(zé)任,而在真人組不存在這種文化差異。這說明,道德責(zé)任判斷的中西方文化差異同樣存在于由真實(shí)人類和人工智能驅(qū)動的虛擬人當(dāng)中。以往有研究認(rèn)為,在對虛擬實(shí)體做出責(zé)任判斷時會考慮其背后真實(shí)主體(Bryson et al.,2017;Champagne &Tonkens,2015;Constantinescu et al.,2022),但本實(shí)驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)虛擬人背后的主體類型并不會影響對其道德責(zé)任判斷的文化差異。在實(shí)驗2 中,我們將考察對虛擬人感知心智能力的中介機(jī)制。

5 實(shí)驗2：感知心智能力的中介效應(yīng)

實(shí)驗2 有兩個目的。首先,實(shí)驗2 考察了中西方文化對虛擬人道德責(zé)任判斷的差異是否源自于感知心智能力的差異。我們認(rèn)為,相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人的心智能力更高,因此虛擬人在犯錯后需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。其次,由于該效應(yīng)的產(chǎn)生可能是因為中國人比西方人更熟悉虛擬人,或者中國人比西方人認(rèn)為不道德情景中的事件(如偷稅漏稅)更嚴(yán)重而導(dǎo)致的文化差異,與我們假設(shè)的機(jī)制無關(guān)。因此,實(shí)驗2 通過測量對虛擬人熟悉度和事件嚴(yán)重程度來排除這兩種替代性解釋。

在正式實(shí)驗前,我們通過一項預(yù)實(shí)驗驗證了,文化類型和博主類型對心智能力評價的交互效應(yīng)顯著,F(1,395)=38.00,p＜ 0.001,=0.088。比起英國人,中國人認(rèn)為虛擬人的心智能力更高(M中國=4.57,SD=1.08;M英國=3.62,SD=1.49;F(1,395)=32.35,p＜ 0.001,=0.076),這一結(jié)果符合我們的預(yù)期(預(yù)實(shí)驗的詳細(xì)內(nèi)容見網(wǎng)絡(luò)版附錄2)。

5.1 實(shí)驗設(shè)計與樣本

正式實(shí)驗采用2 (真人vs.虛擬人)×2 (中國文化vs.西方文化)被試間的實(shí)驗設(shè)計,通過國外問卷平臺Prolific 和國內(nèi)問卷平臺Credamo 分別邀請了199 名美國白人被試(71.36%女性;M年齡=30.62 歲,SD年齡=5.80 歲)和200 名中國被試(69.00%女性;M年齡=27.81 歲,SD年齡=5.24 歲)參與研究,并以小額現(xiàn)金作為實(shí)驗報酬。兩種文化背景的被試被隨機(jī)分配到真人組或虛擬人組。在美國被試中,真人組有101 人,虛擬人組有98 人;在中國被試中,真人組和虛擬人組各有100 人。

5.2 實(shí)驗流程

與實(shí)驗1b 一致,被試在看過有關(guān)虛擬人或真人Rico 的描述后被告知,“最近,Rico 被曝出在直播帶貨的收入上存在偷稅漏稅的行為?，F(xiàn)在,她正在被調(diào)查中?！钡赖仑?zé)任判斷的測量與實(shí)驗1a 相同(r=0.84,p＜ 0.001)。然后,被試通過12 個題項分別從認(rèn)知自主力和情緒感知力兩個維度評價了Rico 的心智能力(7 分量表,1=沒有能力,7=很有能力;Gray et al.,2011;Cronbach’s α=0.92)?？紤]到不同文化背景的人對虛擬人的了解程度不同,我們還用3 個條目測量了被試對虛擬人的熟悉度(7 分量表,“非常不熟悉/非常熟悉”,“完全不知情/非常知情”,“一點(diǎn)也不了解/非常了解”;Cronbach’s α=0.95;Carlson et al.,2020)?？紤]到這種文化差異可能源自于對不道德事件嚴(yán)重程度的不同判斷,我們還測量了被試對偷稅漏稅行為嚴(yán)重性的評價：“你認(rèn)為偷稅漏稅的行為有多嚴(yán)重？”(7 分量表,1=完全不嚴(yán)重,7=非常嚴(yán)重)。最后,所有被試報告了性別和年齡。

5.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

道德責(zé)任判斷以文化類型(美國編碼為0,中國編碼為1)和博主類型(真人編碼為0,虛擬人編碼為1)分別作為自變量,道德責(zé)任判斷作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=28.54,p＜ 0.001,=0.067;博主類型的主效應(yīng)也顯著,F(1,395)=35.73,p＜ 0.001,=0.083;文化類型和博主類型對道德責(zé)任判斷的交互效應(yīng)顯著,F(1,395)=11.90,p=0.001,=0.029。具體而言,比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任(M中國=5.62,SD=1.27,95% CI=[5.35,5.89];M美國=4.40,SD=2.07,95%CI=[4.13,4.68];F(1,395)=35.40,p＜ 0.001,=0.082);而對真人道德責(zé)任的判斷沒有顯著的文化差異,F(1,395)=1.81,p=0.180。此外,中國人對真人和虛擬人的道德責(zé)任判斷不存在顯著差異,F(1,395)=3.21,p=0.074。以上結(jié)果再次驗證了假設(shè)1。

感知心智能力將文化類型和博主類型分別作為自變量,感知心智能力作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=4.75,p=0.030,=0.012;博主類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=67.79,p＜ 0.001,=0.146;文化類型和博主類型對心智能力評價的交互效應(yīng)顯著,F(1,395)=20.60,p＜ 0.001,=0.050。具體而言,中國人認(rèn)為虛擬人的心智能力更高(M中國=4.31,SD=0.98,95% CI=[4.09,4.53];M美國=3.56,SD=1.44,95% CI=[3.34,3.78];F(1,395)=22.40,p＜ 0.001,=0.054);而在真人心智能力的評價上不存在顯著的差異,F(1,395)=2.80,p=0.095。

分別從認(rèn)知自主力(Cronbach’s α=0.85)和情緒感知力(Cronbach’s α=0.93)兩個維度進(jìn)行分析,結(jié)果具有一致性。方差分析結(jié)果表明,文化類型和博主類型對認(rèn)知自主力(F(1,395)=10.55,p=0.001,=0.026)和情緒感知力(F(1,395)=22.17,p＜ 0.001,=0.053)評價的交互效應(yīng)顯著。具體而言,中國人認(rèn)為虛擬人的認(rèn)知自主力(M中國=4.40,SD=1.05,95% CI=[4.17,4.63];M美國=3.82,SD=1.31,95% CI=[3.59,4.05];F(1,395)=11.84,p=0.001,=0.029)和情緒感知力(M中國=4.23,SD=1.13,95% CI=[3.96,4.49];M美國=3.30,SD=1.90,95% CI=[3.03,3.57];F(1,395)=23.66,p＜ 0.001,=0.057)都更高;而在真人認(rèn)知自主力(F(1,395)=1.31,p=0.253)和情緒感知力(F(1,395)=3.18,p=0.075)上的評價不存在顯著差異。

感知心智能力的中介作用以文化類型為自變量(美國編碼為0,中國編碼為1),博主類型為調(diào)節(jié)變量(真人編碼為0,虛擬人編碼為1),感知心智能力為中介變量,道德責(zé)任判斷為因變量,在樣本選擇為 5000 次、95% 的置信區(qū)間下采用Bootstrapping (PROCESS Model 8;Hayes,2015)分析有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示,通過感知心智能力的中介作用,文化類型和博主類型對道德責(zé)任判斷的交互效應(yīng)是顯著的(有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng):indirect effectβ=0.35,SE=0.11,95% CI=[0.16,0.58]),如圖6 所示。比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人的心智能力更高,因此需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任(indirect effectβ=0.26,SE=0.08,95% CI=[0.12,0.43]);而對于真人,感知心智能力的中介效應(yīng)不顯著(indirect effectβ=-0.09,SE=0.05,95% CI=[-0.21,0.01])。結(jié)果驗證了假設(shè)2。

圖6 實(shí)驗2 中有調(diào)節(jié)的中介分析結(jié)果(* p ＜ 0.05,** p ＜ 0.01,*** p ＜ 0.001)

將心智能力分為認(rèn)知自主力和情緒感知力,并同時作為中介變量納入模型中,在樣本選擇為5000 次、95%的置信區(qū)間下采用 Bootstrapping(PROCESS Model 8;Hayes,2015)進(jìn)行平行中介分析。結(jié)果顯示,情緒感知力有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著(indirect effect β=0.48,SE=0.14,95% CI=[0.23,0.79])。比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人的情緒感知力更高,因此需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任(indirect effect β=0.35,SE=0.11,95% CI=[0.16,0.60])。而認(rèn)知自主力有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)并不顯著(indirect effectβ=-0.06,SE=0.07,95% CI=[-0.20,0.06])。這些結(jié)果表明,心智能力中的情緒感知力而非認(rèn)知自主力是影響中西方文化對虛擬人道德責(zé)任判斷的主要原因。

替代性解釋排除將虛擬人的熟悉度作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,僅文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=241.70,p＜ 0.001,=0.380;文化類型和博主類型的交互效應(yīng)不顯著,F(1,395)=0.81,p=0.368。以文化類型為自變量,博主類型為調(diào)節(jié)變量,虛擬人的熟悉度為中介變量,道德責(zé)任判斷為因變量,在樣本選擇為5000 次、95%的置信區(qū)間下采用 Bootstrapping (PROCESS Model 14;Hayes,2015)分析有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示,有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不成立(indirect effectβ=0.38,SE=0.19,95% CI=[-0.01,0.76])。由此,可以排除虛擬人的熟悉度對文化差異的替代中介解釋。

類似的,將事件的嚴(yán)重性作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,僅文化類型的主效應(yīng)顯著,F(1,395)=109.08,p＜ 0.001,=0.216;文化類型和博主類型的交互效應(yīng)不顯著,F(1,395)=1.46,p=0.228。以文化類型為自變量,博主類型為調(diào)節(jié)變量,事件嚴(yán)重性為中介變量,道德責(zé)任判斷為因變量,在樣本選擇為 5000 次、95%的置信區(qū)間下采用Bootstrapping (PROCESS Model 14;Hayes,2015)分析有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示,有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不成立(indirect effectβ=-0.04,SE=0.15,95%CI=[-0.31,0.29])。由此,可以排除事件嚴(yán)重性對文化差異的替代中介解釋。

5.4 討論

綜合以上結(jié)果,實(shí)驗2 首先通過有調(diào)節(jié)的中介檢驗,驗證了感知心智能力的中介作用。結(jié)果表明,比起西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人具有更高的心智能力,因此需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任;而在真人組里沒有顯著的中西方文化差異。這一發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步表明文化差異對心智感知存在重要影響(Dietze &Knowles,2021)。其次,實(shí)驗2 通過將心智能力中的認(rèn)知自主力和情緒感知力同時納入模型進(jìn)行平行中介分析,發(fā)現(xiàn)這一過程由情緒感知力而非認(rèn)知自主力完全中介,驗證了情緒感知力存在更強(qiáng)的解釋力度(Gray &Wegner,2012)。最后,實(shí)驗2 還排除了對虛擬人的熟悉度、事件嚴(yán)重性的替代性解釋。在最后一項實(shí)驗中,我們將考察不同文化背景的人們得知虛擬人不道德行為后的道德懲罰。

6 實(shí)驗3：道德懲罰

前面的實(shí)驗主要考察了中西方文化差異對虛擬人和真人道德責(zé)任判斷的影響,在這個實(shí)驗中我們進(jìn)一步考察中西方文化差異對虛擬人犯錯后的道德懲罰的影響。具體而言,實(shí)驗3 聚焦于虛擬人并采用另一種不道德情景(抄襲作品)進(jìn)行研究,旨在探索對虛擬人道德責(zé)任判斷的中西方文化差異對人們后續(xù)行為的影響(如取消關(guān)注等)。

6.1 實(shí)驗設(shè)計與樣本

本實(shí)驗通過國外問卷平臺Prolific 和國內(nèi)問卷平臺 Credamo 分別邀請了 101 名美國白人被試(56.44%女性;M年齡=29.53 歲,SD年齡=6.19 歲)和100 名中國被試(64.00%女性;M年齡=28.23 歲,SD年齡=5.98 歲)參與研究,并以小額現(xiàn)金作為實(shí)驗報酬。

6.2 實(shí)驗流程

在本實(shí)驗中,中國/美國的被試會看到虛擬偶像Rico 的微博/Twitter 主頁及新版的文字描述和對虛擬偶像定義的解釋：

“Rico,又名Coco,出生于2002 年3 月21 日。她于2021 年以虛擬唱跳偶像的身份出道并且吸引了很多粉絲。她的穿搭別具一格,走在時尚前線。Rico 經(jīng)常在社交媒體上分享她的日常生活。

虛擬偶像是利用計算機(jī)圖像軟件制作的數(shù)字形象,他們以第一人稱視角看待世界,并在媒體平臺上占據(jù)一席之地?！?/p>

接下來,被試會看到Rico 今年三月發(fā)布了一則帖子來宣傳她發(fā)布的一首原創(chuàng)單曲,內(nèi)容為“快來聽我的新原創(chuàng)專輯”,如圖7 所示。被試了解到,“這張單曲被曝出抄襲了另一位歌手的歌曲。事后,Rico 為此事公開道歉?！睘榱藴y量道德懲罰,被試回答了“你認(rèn)為Rico 抄襲作品在多大程度上應(yīng)該被罰款(1=不應(yīng)該,7=非常應(yīng)該)”以及“你認(rèn)為Rico的賬號在多大程度上應(yīng)該被封禁(1=不應(yīng)該,7=非常應(yīng)該)”。被試還回答了“假設(shè)你已經(jīng)關(guān)注了Rico一段時間,對于Rico 抄襲作品,你是否會取消關(guān)注？(0=繼續(xù)關(guān)注,1=取消關(guān)注)”。之后,和實(shí)驗1a 所用的測量一致,被試回答了測量道德責(zé)任判斷的兩個條目(r=0.71,p＜ 0.001)并評估了Rico 的心智能力(7 點(diǎn)量表;Gray et al.,2011;Cronbach’s α=0.94)。最后,所有被試報告了主觀社會經(jīng)濟(jì)地位、受教育程度、性別和年齡。

圖7 實(shí)驗3 中中國(上)與美國(下)被試分別閱讀的帖子內(nèi)容

6.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

道德懲罰以文化類型(美國編碼為0,中國編碼為1)作為自變量,以“罰款”和“封禁賬號”的測量分別作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人更應(yīng)該被罰款(M中國=5.32,SD=1.49,95% CI=[5.02,5.62];M美國=3.92,SD=1.99,95% CI=[3.53,4.31];F(1,199)=31.83,p＜ 0.001,=0.138),并且社交賬號也更應(yīng)該被封禁(M中國=4.12,SD=1.71,95% CI=[3.78,4.46];M美國=3.50,SD=1.97,95% CI=[3.12,3.89];F(1,199)=5.58,p=0.019,=0.027)。此外,將“取消關(guān)注”的測量作為因變量進(jìn)行卡方分析。結(jié)果顯示,比起美國人,更多的中國人選擇取消關(guān)注(66.00%vs.45.54%;Pearson χ2=8.52,p=0.004,Odds Ratio=2.32)。

道德責(zé)任判斷和感知心智能力將道德責(zé)任判斷和感知心智能力分別作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示,比起美國人,中國人認(rèn)為虛擬人應(yīng)該承擔(dān)更大的道德責(zé)任(M中國=5.01,SD=1.45,95% CI=[4.72,5.29];M美國=4.10,SD=1.87,95%CI=[3.73,4.47];F(1,199)=14.68,p＜ 0.001,=0.069)并且具有更高的心智能力(M中國=3.89,SD=1.32,95% CI=[3.62,4.15];M美國=2.71,SD=1.27,95% CI=[2.46,2.96];F(1,199)=41.38,p＜ 0.001,=0.172),包括認(rèn)知自主力(M中國=3.99,SD=1.36,95% CI=[3.72,4.26];M美國=3.19,SD=1.35,95% CI=[2.93,3.46];F(1,199)=17.29,p＜ 0.001,=0.080)和情緒感知力(M中國=3.78,SD=1.60,95% CI=[3.46,4.10];M美國=2.23,SD=1.60,95%CI=[1.91,2.54];F(1,199)=47.27,p＜ 0.001,=0.192),復(fù)制了前面實(shí)驗的結(jié)果。

感知心智能力和道德責(zé)任判斷的連續(xù)中介作用以文化類型為自變量(美國編碼為0,中國編碼為1),感知心智能力和道德責(zé)任判斷為連續(xù)中介變量,三種道德懲罰為因變量,在樣本選擇為 5000次、95%的置信區(qū)間下采用Bootstrapping (PROCESS Model 6;Hayes,2015)分析連續(xù)中介效應(yīng)。結(jié)果表明,中西方文化差異可以通過感知心智能力正向影響道德責(zé)任的判斷,從而正向影響對“罰款”、“封禁賬號”、“取消關(guān)注”的測量(“罰款”: indirect effectβ=0.28,SE=0.10,95% CI=[0.12,0.49];“封禁賬號”:indirect effectβ=0.07,SE=0.04,95% CI=[0.002,0.18];“取消關(guān)注”: indirect effectβ=0.09,SE=0.05,95% CI=[0.01,0.20])。

6.4 討論

實(shí)驗3 首先通過抄襲作品的不道德情景驗證了中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任,復(fù)制了前面實(shí)驗的結(jié)果。其次,本實(shí)驗檢驗了對虛擬人道德責(zé)任判斷的文化差異所產(chǎn)生的行為后果。相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人更應(yīng)該被罰款并被封禁社交賬號,同時更大比例的人們選擇取消對虛擬人社交媒體賬號的關(guān)注。最后,本實(shí)驗通過連續(xù)中介模型驗證了感知心智能力和道德責(zé)任判斷的連續(xù)中介作用,進(jìn)一步驗證了本研究機(jī)制的穩(wěn)健性。先前對虛擬實(shí)體道德責(zé)任的研究大多停留在態(tài)度評價和感知上(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young &Monroe,2019;褚華東 等,2019),實(shí)驗3 采用了貼近現(xiàn)實(shí)的不道德情景,并考察了針對虛擬實(shí)體的道德懲罰問題,從行為后果的角度豐富并延伸了虛擬實(shí)體不道德行為的研究。

7 研究結(jié)論與討論

本文通過5 個實(shí)驗論證了中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。實(shí)驗1a 通過曝光隱私引發(fā)網(wǎng)絡(luò)暴力的不道德情景,比較了中國人和美國人對真人和虛擬人道德責(zé)任的判斷。結(jié)果表明,與西方文化相比,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任,驗證了假設(shè)1。實(shí)驗1b采用偷稅漏稅的不道德情景,更換了道德責(zé)任的測量方法,在中國和英國被試中復(fù)制了實(shí)驗1a 的結(jié)果。實(shí)驗1c 采用侵犯版權(quán)的不道德行為情景,并操縱了虛擬人背后主體類型。結(jié)果表明,無論虛擬人由真實(shí)人類還是人工智能驅(qū)動,中國(比起西方)文化影響下的人們都會賦予其更大的道德責(zé)任。實(shí)驗2 驗證了感知心智能力的中介機(jī)制(主要受到情緒感知力而非認(rèn)知自主力的影響),還排除了對虛擬人熟悉度、事件嚴(yán)重程度的替代性中介解釋,假設(shè)2 得到驗證。為了進(jìn)一步研究文化差異的下游影響,實(shí)驗3 采用抄襲作品的不道德情景,探索對虛擬人道德責(zé)任判斷的文化差異如何影響人們的后續(xù)決策。通過連續(xù)中介模型,研究發(fā)現(xiàn),比起西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人有更高的心智能力,當(dāng)?shù)弥摂M人進(jìn)行不道德行為后,認(rèn)為其需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任,繼而更應(yīng)該被懲罰(罰款和封禁賬號),并且更多中國人會選擇取消對虛擬人社交媒體賬號的關(guān)注。

7.1 中西方文化差異對虛擬人心智感知的影響

文化會對人們的心理與行為產(chǎn)生重要影響(侯玉波,朱瀅,2002)。隨著虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)的發(fā)展以及元宇宙概念的興起,越來越多的虛擬人出現(xiàn)在人們的日常生活中。然而,目前國內(nèi)外大部分有關(guān)虛擬實(shí)體的文獻(xiàn)都是以人工智能、算法為研究對象,很少有研究關(guān)注到虛擬人。在本文中,我們關(guān)注到了中西方文化差異對虛擬人感知和行為反應(yīng)的影響,在一定程度上能夠彌補(bǔ)虛擬人相關(guān)文獻(xiàn)的缺口。

本文拓展了文化差異和心智感知相關(guān)的文獻(xiàn),驗證了中西方文化差異對虛擬人心智感知的影響。有關(guān)心智感知前因的研究大多探討了感知者和被感知者的個體差異,例如感知者的社會需要動機(jī)(Dietze &Knowles,2016;Waytz et al.,2010)、主觀社會地位(Dietze &Knowles,2021)、換位思考能力(Dietze &Knowles,2016;Dietze &Knowles,2021)和擬人化傾向(Eyssel &Pfundmair,2015)等,以及被感知者的視覺外觀(Appel et al.,2012;Gray et al.,2011;Krumhuber et al.,2015)、情緒表達(dá)(Gray &Wegner,2012)和擬人化程度(Waytz et al.,2010)等。也有研究表明,文化差異是影響心智感知的重要因素(Dietze &Knowles,2021)。例如,Willard 和McNamara (2019)通過跨文化樣本的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn),北美人和斐濟(jì)人對上帝心智能力的看法并不一致,斐濟(jì)人認(rèn)為上帝的心智能力和人類相似,而北美人認(rèn)為上帝在感受維度上的心智能力更低于人類。最近一項研究表明,比起英國人,中國人對人工智能機(jī)器人社會合作的評價更高(Dang &Liu,2022),但該研究并沒有測量不同文化背景下的被試對人工智能機(jī)器人的心智感知。為了彌補(bǔ)這一缺口,本文將虛擬人與真人做對比,研究了中西方文化差異對虛擬人心智感知的影響。結(jié)果表明,與西方文化相比,中國文化影響下的人們會賦予虛擬人更高的心智能力。

本文的研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上支持了個人主義/集體主義的文化心理學(xué)理論。該理論認(rèn)為,心理上的文化差異來源于不同文化的價值取向。西方文化的價值取向具有較強(qiáng)的個人主義意識,而東方文化的價值取向具有較強(qiáng)的集體主義意識(劉邦惠,彭凱平,2012)。與個人主義文化(如美國)相比,集體主義文化(如中國)下的人們會表現(xiàn)出更高的換位思考能力(Wu &Keysar,2007)和擬人化傾向(Letheren et al.,2016)。本文通過5 個實(shí)驗證明,與西方文化(美國/英國)相比,中國文化影響下的人們會認(rèn)為虛擬人具備更高的心智能力。這一研究發(fā)現(xiàn)豐富了與個人主義/集體主義相關(guān)的文獻(xiàn)(Letheren et al.,2016;Wu &Keysar,2007)。

此外,本研究發(fā)現(xiàn)了人們對真人和虛擬人心智感知的差異。實(shí)驗2 的結(jié)果表明,無論是中國人(F(1,395)=6.85,p=0.009,=0.017)還是美國人(F(1,395)=81.35,p＜ 0.001,=0.171),都會認(rèn)為虛擬人的心智能力比真人更低,這與人工智能、機(jī)器人的相關(guān)研究結(jié)果是吻合的(Broadbent,2017;Gray et al.,2007)。因此,本文也將虛擬人和真人進(jìn)行了對比,擴(kuò)大了心智感知在人機(jī)交互中的研究范疇。

7.2 中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響

本文對虛擬實(shí)體道德判斷的研究進(jìn)行了延伸,驗證了中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。以往研究在對虛擬實(shí)體能否承擔(dān)道德責(zé)任的問題上存在爭議。根據(jù)經(jīng)典道德責(zé)任理論,虛擬實(shí)體不具有意圖和情緒,不能承擔(dān)道德責(zé)任(Hakli &M?kel?,2019;Parthemore &Whitby,2014)。然而,近年來的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)人工智能犯錯時,人們依然會將責(zé)任歸咎于它們,只是與真人相比程度不同(Awad et al.,2020;Young &Monroe,2019)。Coeckelbergh (2020)同時強(qiáng)調(diào)了責(zé)任主體和責(zé)任客體在對虛擬實(shí)體道德判斷中的重要性,而心智感知中的認(rèn)知自主力與責(zé)任主體、情緒感知力與責(zé)任客體的判斷存在密切聯(lián)系(Gray et al.,2007)。本文引入文化差異的概念,將研究對象從人工智能拓展到虛擬人,研究中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響,并驗證了感知心智能力的中介機(jī)制,豐富了心智感知、道德責(zé)任判斷與中西方文化差異的相關(guān)文獻(xiàn)。

在探討中介機(jī)制的研究中,本文將心智能力劃分為認(rèn)知自主力和情緒感知力兩個維度進(jìn)行了分析,發(fā)現(xiàn)了情緒感知力比認(rèn)知自主力具有更強(qiáng)的解釋力度,這與Sullivan 和Wamba (2022)的研究結(jié)論相吻合。他們發(fā)現(xiàn),當(dāng)人工智能故意(相比于意外)傷害人類時,人們會更多地責(zé)備人工智能本身,而這一效應(yīng)由情緒感知力而非認(rèn)知自主力中介。由于認(rèn)知自主力包含了道德責(zé)任歸屬的兩個重要前因,即自由意志和認(rèn)知(Aristotle,1999),一般認(rèn)為認(rèn)知自主力評價越高,越應(yīng)該為行為后果承擔(dān)道德責(zé)任(Gray &Wegner,2009;Gray &Wegner,2012),但越來越多的研究發(fā)現(xiàn)情緒感知力評價在道德判斷中的重要性(Bigman &Gray,2018;Greene et al.,2001;Sullivan &Wamba,2022)。本文的研究結(jié)論進(jìn)一步支持了情緒感知力在道德責(zé)任判斷中不可忽視的影響。與Sullivan 和Wamba (2022)的研究不同,本文的研究重點(diǎn)關(guān)注中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響。本文的研究表明,相比于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人犯錯后需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任。本文除了發(fā)現(xiàn)感知心智能力的中介外,還探索了虛擬人主體類型的調(diào)節(jié)作用以及中西方文化差異的后續(xù)影響(對虛擬人犯錯后的道德懲罰)。

7.3 實(shí)踐意義

本研究對于虛擬人的設(shè)計、運(yùn)營和在道德倫理上的治理問題提供了一定的實(shí)踐指導(dǎo)意義。由于近年來明星丑聞頻頻曝光,越來越多的企業(yè)選擇與虛擬人合作進(jìn)行營銷活動,甚至創(chuàng)造自己企業(yè)的虛擬人,如屈臣氏的AI 品牌代言人屈晨曦,普拉達(dá)香水代言人Candy 等。那么,虛擬人真的不會翻車嗎？由于技術(shù)和相關(guān)倫理問題,目前社交平臺上的虛擬人依然由人類在背后操縱,無法實(shí)現(xiàn)真正意義上的自主,因此出現(xiàn)了虛擬人抄襲、侵權(quán)、強(qiáng)奸等不道德事件。本研究發(fā)現(xiàn),不同文化背景下的消費(fèi)者對虛擬人不道德行為的態(tài)度和反應(yīng)會有差異。例如,在中國文化中,社交媒體上的虛擬人犯錯后,不論背后主體是真實(shí)人類還是人工智能,人們都會認(rèn)為虛擬人和真人會承擔(dān)類似的道德責(zé)任,也會對虛擬人進(jìn)行道德懲罰(如取消關(guān)注)。有研究者認(rèn)為,賦予虛擬人等虛擬實(shí)體道德責(zé)任能夠保證法律的連續(xù)性,確立虛擬實(shí)體在社會中的法人地位(van Genderen,2018)。因此,相關(guān)部門需要針對此類問題制定更加完善的治理方針。另外,我們的研究結(jié)果能夠幫助虛擬人的設(shè)計者和運(yùn)營者更加了解虛擬人如何被人們評價和感知。本研究發(fā)現(xiàn),情緒感知力的評價決定了道德責(zé)任的判斷。因此,當(dāng)設(shè)計者賦予虛擬人更加擬人化的外觀、情緒和社會互動時,運(yùn)營者應(yīng)更仔細(xì)地考量虛擬人的公共言論,并做出道德上可接受的行為表達(dá),同時也要準(zhǔn)備好面對相關(guān)的法律和倫理問題。

7.4 研究局限與未來研究方向

與其他研究一樣,本文也具有一定的局限性。本文是第一篇針對虛擬人探討中西方文化差異對其道德責(zé)任判斷的研究,有諸多內(nèi)容值得今后進(jìn)一步探討。

首先,本文在討論中西方文化差異對虛擬人道德責(zé)任判斷的影響時,西方文化樣本來自于美國和英國,這是因為這兩個國家是西方文化的代表,而中國則是代表了東方國家(Han &Kim,2018)。但許多有關(guān)文化差異研究的樣本中也包含了其他東西方國家,如印度、韓國、新加坡等東方國家,加拿大、意大利等西方國家(如Chen et al.,2018;Rhim et al.,2020)。因此,未來的研究可以探索東西方文化下的其他方國家以及不同宗教信仰(例如基督教和印度教)的人們在對虛擬人的道德責(zé)任判斷上是否存在類似的差異。此外,由于不同文化影響下的個體存在諸多差異,例如集體主義/個人主義(如Triandis &Gelfand,1998)、整體性思維/分析型思維(如Choi et al.,2007)等。未來的研究可以聚焦微觀的個體層面,考察這種文化差異是否源自于底層的個體差異。

其次,由于心智能力不僅與道德主體的判斷有關(guān),還與道德客體的判斷有關(guān)。因此,虛擬人可以作為道德主體去傷害他人,虛擬人也可能作為道德客體成為被害者。例如,在虛擬強(qiáng)奸事件中,施暴者是虛擬人,反過來受害者也可能是虛擬人。2007年,美國林登實(shí)驗室 (Linden Lab)公司開發(fā)的網(wǎng)絡(luò)游戲《第二人生》中發(fā)生了一起“虛擬強(qiáng)奸案”。在游戲中,一女子被一玩家利用程序代碼控制了身體并被強(qiáng)奸。2021 年,Meta 公司(前Facebook)開放元宇宙平臺“Horizon Worlds”測試期間,一名女性測試者在虛擬世界里遭遇了多次性騷擾。當(dāng)虛擬人成為不道德行為的受害者時,人們對他們會持有什么樣的態(tài)度呢？未來研究可以探討虛擬人作為道德客體受到傷害后的情緒反應(yīng)和行為變化。

另外,在我們的研究結(jié)果中,中西方文化差異并不影響對真人的道德責(zé)任判斷,但也有研究表明,文化也會影響人們的道德判斷(Buchtel et al.,2015;Cowell et al.,2017;Haidt et al.,1993;Vauclair &Fischer,2011)。西方人在進(jìn)行道德判斷時更加強(qiáng)調(diào)個人權(quán)力和獨(dú)立性的道德準(zhǔn)則,但東方人在進(jìn)行道德判斷時更在意社會責(zé)任和精神上的純潔性(Graham et al.,2016;Mo et al.,2022)。因此,不同文化背景的人們在某些不道德行為上可能會存在不同的道德責(zé)任判斷,例如性行為(Vauclair &Fischer,2011)。此外,中西方文化對虛擬人進(jìn)行此類不道德行為的相信程度也可能存在差異。本文所選擇的四種道德問題主要發(fā)生在社交媒體平臺上,能夠盡可能避免文化特異性。未來研究也可以考慮其他道德情境是否會影響中西方文化差異對虛擬人的道德責(zé)任判斷。

除此之外,未來研究可以考慮其他調(diào)節(jié)變量,例如虛擬人的個性、外觀及類型。研究表明,當(dāng)個體被賦予豐富的情感并被描繪成一個情感實(shí)體時,它可以被賦予類似人類的心智(Gray &Wegner,2012)。因此,未來研究可以考慮操縱虛擬人的溫暖和能力屬性來影響人們對其心智能力的判斷。視覺外觀和身體是判斷感受力的重要線索,也會影響對心智能力的評價(Appel,2012;Gray et al.,2011;Krumhuber et al.,2015)。因此,當(dāng)虛擬人的外觀和真人更加逼真,或是當(dāng)人們可以通過虛擬現(xiàn)實(shí)、全息投影等技術(shù)與虛擬人實(shí)現(xiàn)身體上的交互時,人們可能對虛擬人心智能力的判斷也會有所不同。另外,社交網(wǎng)絡(luò)上雖然女性虛擬人占比更大,但是也存在一些男性虛擬人。本研究采用男性虛擬人的實(shí)驗材料復(fù)制了中介實(shí)驗(見網(wǎng)絡(luò)版附錄3),并得出了一致的結(jié)果。盡管如此,目前網(wǎng)絡(luò)上涌現(xiàn)出許多非人型的虛擬網(wǎng)紅,例如動物型(如企鵝Puff)、食物型(如蛋糕Cupcake)等。未來研究可以進(jìn)一步探討中西方文化差異對其他類型虛擬實(shí)體道德責(zé)任判斷的影響。

最后,基于對研究內(nèi)部效度的考慮,本文實(shí)驗中所用到的虛擬人都是自擬的社交媒體上的虛擬博主或虛擬偶像,讓被試想象不道德情景。隨著虛擬人翻車事件的增加,未來研究可以考慮采用真實(shí)的不道德場景進(jìn)行研究,或利用社交媒體平臺上的評論、參與度等二手?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行分析,增加研究的外部效度。

8 結(jié)論

本研究結(jié)論如下：第一,相對于西方文化,中國文化影響下的人們認(rèn)為虛擬人犯錯后需要承擔(dān)更大的道德責(zé)任;第二,無論虛擬人的背后主體是真實(shí)人類還是人工智能,這種中西方文化差異始終存在;第三,這一現(xiàn)象的潛在機(jī)制是中國文化(相比西方文化)影響下的人們認(rèn)為虛擬人的心智能力更高,其中情緒感知力比認(rèn)知自主力具有更強(qiáng)的解釋力度;第四,對虛擬人更高的道德責(zé)任判斷會讓中國文化(相比西方文化)影響下的人們更傾向于對虛擬人施加道德懲罰。