關(guān)鍵詞 公開情境 道德兩難 CNI模型

1 引言

在有他人在場的公共場合，人們會表現(xiàn)得更“道德”嗎？研究發(fā)現(xiàn)，當個體處于有陌生第三方在場的公開情境時，會在經(jīng)濟游戲和慈善捐贈中表現(xiàn)得更為慷慨，并且更加遵守利他規(guī)范（Sj?stad，2019）。Zhang 等人（2021）利用囚徒困境范式，發(fā)現(xiàn)被試在共同決策階段比單獨決策時表現(xiàn)出更高的合作傾向。社會生活中，人們會多方面接收并主動加工具有社會意義的情境信息，以形成對待事物的態(tài)度和行為決策（Brandts et al.， 2015）?？梢姡诠_或多人決策情境下，個體會調(diào)整自身的態(tài)度、行為使其符合道德要求和社會規(guī)范（Anderssonet al.， 2020）。但也有研究表明，個體的助人傾向會隨著在場人數(shù)的增多而下降，當有陌生他人在場時，個體面對緊急或非緊急事件的幫助意愿會降低（Hortensius amp; de Gelder， 2014）。因此，在公開情境下，個體社會決策傾向的改變方向并不明確。

以往關(guān)于道德判斷的研究大多是單人的實驗室研究，但決策行為不僅會受到情緒、人格特質(zhì)等個體因素的影響（范寧等， 2022; Luke amp; Gawronski，2022），也會隨決策時所處的社會情境而變化，如單獨或多人情境、私人或公開情境、合作或競爭情境等（Andersson et al.， 2020; Sj?stad， 2019）。道德包含著源于群體共識的行為和態(tài)度，對于道德兩難困境的判斷本質(zhì)上是社會性的，它能夠傳達關(guān)于決策者的重要信息（Rom amp; Conway， 2018）。研究發(fā)現(xiàn)當被試在社會背景之外獨自做道德判斷時，不會擔憂他人如何評判自己，并且會做出不那么極端的反應（Rom amp; Conway， 2018）?，F(xiàn)實生活中，大部分道德場景都涉及陌生他人的存在或公開交流，所以基于個人視角的研究并不能準確地反映道德判斷的全部過程。

根據(jù)道德判斷的雙加工理論，情緒和認知加工共同影響道德決策，情緒驅(qū)動個體做出避免任何傷害的道義主義決策，認知加工則使個體產(chǎn)生無視傷害追求利益最大化的功利主義決策（Greene，2007）。已有研究基于該理論采用經(jīng)典道德困境對公開情境下的道德判斷進行了探究。Lee 等人（2018）采用社會觀察范式考察了公開情境下道德決策的變化，當任務表現(xiàn)由兩個獨立的觀察者直接監(jiān)控時（Izuma et al.， 2010），被試面對兩難困境會做出更多的道義決策。Chen 等人（2020）在實驗中讓假被試與真被試同時對道德困境進行判斷，發(fā)現(xiàn)被試展現(xiàn)出更高的內(nèi)隱道德態(tài)度。然而，以往研究中情境的公開性較為有限，只是單純暴露個體的決策內(nèi)容，缺少決策者之間信息的反饋交流。實際生活中人們經(jīng)常會參考他人的行為表現(xiàn)來調(diào)整自己的決策和行為。因此，單純的公開和暴露情境下所得的結(jié)論難以推廣到現(xiàn)實的社會決策場景中。

此外，上述基于經(jīng)典道德困境開展的研究在結(jié)果解釋上存在不足。第一，其將道義主義和功利主義視為兩種完全對立的原則，認為道義傾向越強，功利傾向就越弱。事實上，Greene（2007）的雙加工理論認為這兩種傾向并非相互對立，而是兩個獨立的加工過程（Conway amp; Gawronski， 2013;Gawronski et al.， 2017），神經(jīng)研究證據(jù)也表明個體對功利和情感的評估是先獨立進行再整合判斷的（Hutcherson et al.， 2015）。第二，個體如果同時考慮道德規(guī)范和結(jié)果收益進行判斷，那么經(jīng)典道德困境中二元選擇的限制以及在道德規(guī)范和結(jié)果設(shè)計中的不足（只包含道德規(guī)范禁止，但行動結(jié)果更優(yōu)的故事），將無法量化區(qū)分道義主義和功利主義傾向的強弱程度（Conway amp; Gawronski， 2013）。第三，解釋存在模糊性，忽略了個體一般的行動/ 不行動傾向。經(jīng)典研究中的解釋將道義主義與不行動傾向混淆，功利主義與行動傾向混淆（Gawronski，2022），無法確定在公開情境下個體的道義決策究竟是因為功利主義傾向的減弱，還是道義主義傾向的增強，抑或一般的不行動偏好的作用。

基于多項式加工樹模型（multinomial processingtree， MPT）建構(gòu)的道德判斷的CNI（consequence，norm， inaction）模型可以彌補上述局限（Gawronskiet al.， 2017）（見圖1）。該模型設(shè)計了12 個故事情境，利用行動后果的功利化收益程度操縱結(jié)果（利大或弊大），利用行為的直接后果操縱規(guī)范（不傷害生命或幫助弱者的規(guī)范），每個情境生成四種版本：道德規(guī)范禁止，行動利大于弊（簡稱“禁止利大”）、道德規(guī)范禁止，行動弊大于利（簡稱“禁止弊大”）、道德規(guī)范提倡，行動利大于弊（簡稱“提倡利大”）、道德規(guī)范提倡，行動弊大于利（簡稱“提倡弊大”）。此時無論結(jié)果利弊如何，在規(guī)范禁止時不行動，在規(guī)范允許時行動才能反映個體對道德規(guī)范的高關(guān)注。

利用四種困境類型下的反應概率，模型可以推導出個體在判斷過程中對結(jié)果敏感的決策模式（圖1 第一行），對規(guī)范敏感的決策模式（圖1 第二行）以及不考慮結(jié)果和規(guī)范的一般的不行動/ 行動的決策模式（圖1 第三、四行）。從而分離決策傾向，實現(xiàn)對決策者結(jié)果敏感性（C 參數(shù)）、道德規(guī)范敏感性（N 參數(shù)）和一般的不行動/ 行動傾向（I 參數(shù)）的量化。由于社會化過程中道德規(guī)范的養(yǎng)成（Haidt，2007）和趨利避害的理性考慮，人們通常較少接受禁止弊大的行動，更容易接受提倡利大的行動，而對于規(guī)范和結(jié)果沖突的困境，個體在權(quán)衡之后做出的反應更能體現(xiàn)其決策傾向。目前，基于CNI 模型的研究在情緒（劉傳軍等， 2021）、權(quán)力感（云祥，2020; Gawronski amp; Brannon， 2020）、壓力（Li etal.， 2021）、人格特征（Luke amp; Gawronski， 2022）等因素對道德判斷的影響中展現(xiàn)出良好的適用性，為理解道德決策的認知過程提供了新的視角和理論依據(jù)。

另外，社會贊許性（social desirability）和社會壓力也可能影響公開情境下的道德判斷。潛在的聲譽擔憂會使人們避免在公共場合展現(xiàn)功利主義傾向（Rom amp; Conway， 2018），高社會贊許性的個體為了得到他人的認可和贊許，有可能做出更多的利他行為（張光曦等， 2020）。與他人共同進行道德判斷可能會導致從眾壓力，促使被試給出與同伴一致的答案，而且支持道義的從眾壓力比堅持功利更大（Bostyn amp; Roets， 2017）。然而決策壓力也可能被多人共同承擔，使得個體的壓力感減少（Hortensiuset al.， 2016）。因此，本研究還將測量社會贊許性和壓力知覺，嘗試找到其他導致決策傾向變化的原因。

本研究將利用CNI 模型，探究個體在不同公開情境中道德判斷的行為傾向及認知過程。實驗1 采用社會觀察范式，考察單個被試的道德判斷是否會受到他人觀察導致的決策暴露的影響（Izuma et al.，2010）；實驗2 由2 名被試同時進行道德判斷，采用平行判斷范式（Chen et al.， 2020）和共同判斷范式（余柳濤等， 2016），考察當個體接收社會信息反饋，或者要求對社會信息進行深度加工，使得雙方達成一致決策時，道德判斷傾向的變化。三種情境在社會互動程度上逐層遞進，在場他人對個體道德判斷的影響程度也逐漸加深。

根據(jù)以往研究，公開情境可能對CNI 模型的三個參數(shù)產(chǎn)生不同方向的影響。研究發(fā)現(xiàn)第三方的存在能夠增加親社會行為（Sj?stad， 2019），并促進利他規(guī)范的執(zhí)行（Kurzban et al.， 2007）。個體有展現(xiàn)符合社會規(guī)范形象的需求（Anderson amp; Kilduff，2009），因此公開情境可能會提高個體對道德規(guī)范的關(guān)注。而且，道義決策和功利決策帶來的社會印象截然不同，知覺者認為拒絕傷害的決策者更值得信任（Everett et al.， 2016）、更溫暖（Uhlmann etal.， 2013），而功利主義決策則代表能力和自利傾向（Rom et al， 2017），并且溫暖是印象形成和人際喜好的主要決定因素（Lee et al.， 2018）。所以，公開情境可能會降低個體對行動結(jié)果利益的考慮。然而，也有相當一部分研究指出，他人的存在會降低個體的助人傾向（Hortensius et al.， 2016; Zoccola et al.，2011），此時群體中個人的責任感和壓力有所減輕（Bandura， 2002），可能會使其表現(xiàn)出一般化的不行動傾向。

綜上提出假設(shè)，相比于單獨判斷，在公開情境下，個體會做出更多的道義決策，這可能源于被試道德規(guī)范敏感性的增加（N 參數(shù)），結(jié)果敏感性的降低（C參數(shù)）以及較強的不行動偏好（I 參數(shù)）的作用。

2 實驗1 社會觀察情境下的道德判斷

2.1 方法

2.1.1 被試

實驗共招募大學生被試60 名（Cage et al.， 2013;Jung et al.， 2018; Lee et al.， 2018），男性24 名，平均年齡20.35±2.60 歲。被試視力或矯正視力正常，實驗前未參加過類似研究。

2.1.2 材料

道德兩難困境來自對K?rner 等（2020）研究材料的翻譯和適當修改（云祥， 2023）。在12 個基本故事背景下，兩難困境以2（道德規(guī)范：禁止行動、提倡行動）×2（結(jié)果：行動利大于弊、行動弊大于利）的方式組合，共形成48 個兩難困境，被試需要決定是否接受故事中的行動。為避免相同背景的兩難困境連續(xù)出現(xiàn)使被試產(chǎn)生混淆，困境以偽隨機順序呈現(xiàn)（Gawronski， 2022; K?rner et al.， 2020）。示例見表1，故事背景為：“你是欠發(fā)達國家中一家醫(yī)院的院長。一名在該國做志愿者的外國學生感染了一種罕見的病毒?！?/p>

2.1.3 設(shè)計和程序

單因素兩水平實驗設(shè)計，被試隨機分配到兩組中，性別比例相似，自變量為道德判斷的情境（單獨判斷或觀察判斷），因變量為道德判斷決策（是否接受）、決策確定性以及CNI 模型的三個參數(shù)。

單獨組中被試獨立完成道德判斷任務。觀察組中觀察員由與被試互不相識的一男一女兩位主試扮演，坐在斜后兩側(cè)觀察記錄，告知被試觀察者的記錄是為了避免設(shè)備故障而進行的備用手段，觀察員全程與被試無交流（Izuma et al.， 2010）。首先屏幕中出現(xiàn)500ms 注視點，然后顯示兩難困境，被試通過按鍵判斷是否接受困境中主體的行為，按鍵在被試間平衡，之后對決策確定性進行7 點評分。閱讀困境和回答問題過程不限時。觀察組被試的決策結(jié)果會由白色字體變?yōu)榧t色字體并持續(xù)1000ms，以突顯其決策，增強被觀察感（Lee et al.， 2018）。正式實驗前先完成4 個非道德兩難困境的練習，保證其熟悉任務流程。

2.1.4 CNI模型分析

基于多項式加工樹模型原理，在構(gòu)建好的CNI模型中根據(jù)被試的行為數(shù)據(jù)進行模型擬合，使用multiTree 軟件（Moshagen， 2010）估計3 個潛在心理過程（C、N、I ）的概率。對于所有兩難困境，將選擇“不接受”賦值為0，選擇“接受”賦值為1。用G² 表示數(shù)據(jù)與模型的擬合優(yōu)度，若G2 不顯著（pgt; .05），表明擬合良好。估計出的C 和N 參數(shù)若顯著大于0，表明被試有明顯的結(jié)果和規(guī)范敏感性，I參數(shù)若顯著大于.5，表明被試存在一般的不行動傾向。在比較不同組別參數(shù)差異時，若△G² 顯著（plt; .05），說明兩組被試參數(shù)存在顯著差異（Gawronskiet al.， 2017）。

2.2 結(jié)果

2.2.2 CNI 模型結(jié)果

將整體數(shù)據(jù)納入CNI 模型（見表3），模型擬合良好，G²（1） = 2.103，p gt;.05。C 參數(shù)（ △G²（1） =86.350，p lt; .001） 和N 參數(shù)（ △G2（1） =250.131，plt; .001） 與0 差異顯著，被試在考慮道德決策時，存在結(jié)果敏感性和道德規(guī)范敏感性，I 參數(shù)與 .5 差異不顯著，△G²（1） = 1.478，p gt; .05，被試不存在一般的行動/ 不行動偏好。將不同組道德決策數(shù)據(jù)分別納入CNI 模型，模型擬合良好，G²（2） = 3.495，p gt;.05。但兩組被試在C、N、I 三參數(shù)上差異均不顯著，△G²（1）s ≤ .930，ps gt; .05。

實驗1 結(jié)果顯示，單獨組和觀察組的道德決策無顯著差異，在C、N、I 參數(shù)上無明顯區(qū)別。但兩組被試對于不同困境中行為接受性的反應傾向相同，均為提倡利大gt; 提倡弊大gt; 禁止弊大gt; 禁止利大，可見CNI 模型4 種道德困境之間的差異有效。實驗二將使用平行判斷和共同判斷范式，增強決策信息的暴露程度，探究個體在與陌生他人共同進行道德判斷時的決策變化。

3 實驗2 雙人平行和共同情境下的道德判斷

3.1 方法

3.1.1 被試

使用G*Power 3.1（Faul et al.， 2007） 計算被試量，以中等效應量.25 作為估計標準，需要159 人可使統(tǒng)計檢驗力達到.80。共招募大學生被試175 名（ 男性55 名），平均年齡20.48±2.33 歲。被試視力或矯正視力正常，實驗前未參加過類似研究。

3.1.2 材料

兩難困境同實驗1。為了更好地了解被試道德判斷傾向的變化來源，在實驗中增加問卷測量。

壓力知覺量表（Chinese Perceived Stress Scale，CPSS；楊廷忠， 黃漢騰， 2003）包含14 條目，用于評估個體的壓力程度，分失控感和緊張感兩個維度，采用5 點計分，1代表“從不”，5代表“總是”，總分越高，個體知覺到的壓力越大。量表的Cronbach's α 系數(shù)為.640。

社會贊許性量表簡版C （Marlowe-CrowneForm-C， MC-C；張光曦等， 2020）包含13條目，用于評估個體依照社會贊許性進行回答的傾向，包括兩部分內(nèi)容：符合社會期望但不常見；不符合社會期望但很常見。采用“是/ 否”回答，總分越高，個體對社會認可的依賴程度越高。量表的Cronbach'sα系數(shù)為.609。

3.1.3設(shè)計和程序

單因素三水平實驗設(shè)計，自變量為道德判斷的不同情境（ 單獨判斷、平行判斷、共同判斷），因變量同實驗1。將被試隨機分配，其中單獨組57人，平行組58 人，共同組60人，性別比例相似。平行組和共同組中同性別組對，兩人互不相識，隨機分配A、B代號，實驗全程雙方無言語交流。

練習實驗和單獨組實驗流程同實驗1。平行組和共同組中，被試相對而坐，道德判斷任務通過兩臺顯示器同時向兩名被試呈現(xiàn)，兩個鍵盤記錄按鍵反應。平行組中，對每個困境進行接受性判斷和確定性評分后，雙方的決策結(jié)果會在屏幕中呈現(xiàn)3000ms（如“你們的選擇是，A：接受，B：不接受”），之后直接呈現(xiàn)下一困境（Chen et al.，2020）。共同組中，在呈現(xiàn)雙方接受性判斷結(jié)果之后，若雙方?jīng)Q策一致，直接進行下一困境；若雙方?jīng)Q策不一致，則需再次進行接受性判斷和確定性評分，直至決策一致為止（余柳濤等， 2016）。閱讀困境和回答問題過程不限時。道德判斷任務結(jié)束后，填寫壓力知覺量表和社會贊許性量表。

3.2 結(jié)果

對共同組被試第一輪和最終輪決策確定性均值進行配對樣本t 檢驗，發(fā)現(xiàn)最終輪的確定性（M= 5.29±.13）顯著低于第一輪（M = 5.42±.12），t （63） = 3.788，p lt; .001，d = 1.039。共同組被試的決策信心有所下降。

3.2.2 CNI 模型分析

將整體數(shù)據(jù)納入CNI 模型（見表5），模型擬合良好，G²（1） = 1.516，p gt; .05。C 參數(shù)（ △G²（1） =476.973，p lt; .001） 和N 參數(shù)（ △G²（1） = 1222.704，plt; .001） 與0 相比差異顯著，被試存在結(jié)果敏感性和道德規(guī)范敏感性，I 參數(shù)與.5 差異不顯著，△G²（1）= 2.891，p gt; .05，被試不存在一般的行動/ 不行動偏好。

將不同組別的道德決策數(shù)據(jù)分別納入CNI 模型，模型擬合良好，G²（2） = 3.976，p gt; .05。三組C 參數(shù)無顯著差異，△G2（1）s≤1.560，ps gt; .05。共同組N參數(shù)顯著高于單獨組（ △G²（1） = 9.555，p lt; .01） 和平行組（ △G²（1） = 9.389，p lt; .01），單獨組和平行組N 參數(shù)無顯著差異，△G²（1） = .008，p gt; .05。共同組（ △G2（1） = 21.292，p lt; .001） 和平行組（ △G²（1）= 15.546，p lt; .001） 的I 參數(shù)顯著高于單獨組，共同組和平行組I 參數(shù)無顯著差異，△G²（1） = .511，p gt;.05。

實驗2 發(fā)現(xiàn)決策暴露（平行組）或要求和他人達成一致決策（共同組）都會使被試對困境主體的行為做出更多不接受的判斷。此外，平行組和共同組都有明顯的不行動傾向，而且共同組被試在經(jīng)過多輪決策達成一致后，對道德規(guī)范的敏感性顯著高于其他兩組。同時，共同組被試的壓力知覺較低，社會贊許性較高，對于社會評價有較高的依賴，雖然最終做出符合社會規(guī)范的一致決策，但整體信心水平有所下降。

4 綜合討論

研究通過2 個行為實驗探究公開情境對道德兩難判斷的影響，并利用CNI 模型對被試道德決策傾向變化的原因進行分析，發(fā)現(xiàn)相較于單獨情境，公開情境會使被試對道德困境中主體的行為做出更多的不接受判斷，而且共同判斷組表現(xiàn)出更高的道德規(guī)范敏感性（N 參數(shù)）和一般的不行動傾向（I 參數(shù)）。

實驗1 中，決策暴露在觀察者之下并未對個體的道德判斷產(chǎn)生顯著影響，與前人研究有所不同（Lee et al.， 2018）。一方面可能是由于在實驗室環(huán)境下，觀察者并不是人們普遍意義上理解的“陌生人”，而是“實驗者”，不存在于日常公共環(huán)境中，使得觀察員導致的觀察效應無法等同于自然觀察者在公共環(huán)境中的觀察效果（Barmettler et al.，2012），因此未能激發(fā)被試出現(xiàn)足夠強的社會暴露感受。另一方面可能是被試與觀察者之間的社會聯(lián)系較弱，個體對他人評價的關(guān)心程度與他們之間的社會聯(lián)系密切相關(guān)，但是在實驗室中的聯(lián)系與現(xiàn)實生活中個體之間反復互動建立起的聯(lián)系有著本質(zhì)區(qū)別（Soetevent， 2005）。van Dijk 等人（2002）發(fā)現(xiàn)，共同參與公益實驗的被試之間可以形成社會聯(lián)系，然而實驗1 中的觀察員和被試之間沒有任何互動，因此難以產(chǎn)生社會聯(lián)系，在沒有反饋也無需考慮他人意見的情況下，被試的評價擔憂較低，道德決策難以發(fā)生顯著的變化。

實驗2 采用平行判斷范式和共同判斷范式，被試之間的社會互動程度遞進加深，個體之間的決策信息在非言語交流的情境下產(chǎn)生了相互作用，使其面對道德困境做出了更多的不接受反應，這與多數(shù)研究結(jié)果一致（Chen et al.， 2020; Lee et al.， 2018）。另外，共同組在達成一致決策的過程中，決策確定性有所下降，個體與環(huán)境的互動和不斷傳入的信息流，會幫助人們逐漸形成某種反應傾向。研究指出，有偏見的直覺反應與符合社會規(guī)范的反應之間的沖突會削弱決策信心（De Neys et al.， 2011），可見達成一致決策的雙方可能只是表面的妥協(xié)，社會期待反應與他們在單獨判斷情況下想做的決策之間存在內(nèi)部沖突。問卷測量的社會贊許性指標也印證了這種解釋，共同組被試對社會評價的依賴程度較高。道德共識的強化和認可是維持社會穩(wěn)定和形成群體規(guī)范的必要手段（Ayala， 2010），為了得到對方的認可和贊許，共同組被試在一次次無聲的信息交流中改變了自身的決策傾向。

基于CNI模型的分析為不同組別中被試道德傾向的變化做出了解釋。以往關(guān)于公開情境下的道德判斷研究發(fā)現(xiàn)，他人在場時個體會更少地接受傷害行為，即表現(xiàn)出更高的道義主義傾向（Lee et al.，2018）。但是，不傷害未必等于道義，相反，一些社會決策領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn)，面對幫助情境時如果有他人同時在場，幫助責任由群體共同承擔，其中的個體認為自身只承擔小部分責任，“責任分散”會減少個體的助人行動傾向（Hortensius amp; de Gelder，2014）。實驗2 中，平行組和共同組都有著更高的I參數(shù)，即更強的不行動傾向，可見，個體更多的不接受反應未必是因為更具道德關(guān)懷。共同組的壓力知覺小于單獨組，進一步證明當決策由兩個人共同做出時，單獨個體承擔的責任變小，相應的壓力感隨之降低，從而導致了被試的不行動傾向（Hortensiuset al.， 2016）。另外，共同組與平行組不同，該組被試在經(jīng)過多輪決策后，對道德規(guī)范的敏感性顯著提高，說明被試能夠調(diào)整自身的決策傾向以適應社會道德規(guī)范，從而打造自身所需的社會形象（Sj?stad，2019; Zhang et al.， 2021）。

兩個實驗采用不同類型的社會情境范式對道德判斷進行研究，分別考察了社會觀察、平行判斷和共同判斷之間的決策傾向差異，在這三種社會情境下被試間的信息交流程度逐層遞進，從單純的個人決策公開，到雙方?jīng)Q策相互公開，直至決策公開后需要反饋協(xié)調(diào)，被試展現(xiàn)出的道德決策傾向出現(xiàn)了明顯的不同?？梢姡粘５牡赖屡袛嗯c特定的社會情境密切相關(guān)，這對理解現(xiàn)實世界中個體的道德決策過程和道德行為，甚至公共道德事件都具有重要的參考意義。公開情境中的決策判斷與單獨決策不同，除了從聲譽擔憂和自我呈現(xiàn)的角度解釋之外（Leeet al.， 2018; Rom amp; Conway， 2018），還需要考慮群體從眾壓力、責任分散等社會因素，才能使研究更具生態(tài)效度。因此，有必要重新審視前人的諸多實驗發(fā)現(xiàn)，很可能是多種動機因素導致了個人在公開情境下的決策變化。本文在一定程度上揭示了個體在公開情境中做出更加“道義主義”決策的心理過程，并對潛在的心理機制提供了新的見解，豐富了公開情境下的道德判斷研究。此外，不同公開程度對社會行為的影響并不局限于道德領(lǐng)域，其他具有社會屬性的研究議題也應當重視社會情境中人與人之間信息反饋的作用。

總之，本研究證實道德判斷并不僅僅反映基本的情感和認知過程，個體的決策過程和行為傾向還會受到情境信息的影響。與他人共同決策會分散單獨個體承擔的責任，降低壓力感，導致個體產(chǎn)生不行動傾向。事實上，現(xiàn)實社會生活中普通人面對不道德行為時表現(xiàn)出的旁觀者效應并不少見。甚至有些時候，人們的道德表現(xiàn)并不一定反映其良好的道德品質(zhì)和道德情感，而是為了獲得社會認可所表現(xiàn)出的虛假道德行為。每個人都是道德事件的見證者，也都有可能成為事件中的受害者，怎樣進行道德教育和社會文化傳播，減少群體冷漠和虛假道德行為現(xiàn)象，值得深入思考。

本研究仍存在一定局限性，研究中被試的信息交流主要通過非言語過程實現(xiàn)，雖然現(xiàn)實生活中部分道德場景不涉及旁觀者之間的言語交流（如偶然路過的欺凌現(xiàn)場），但是，言語中展示著決策過程的思考和博弈，未來研究可以設(shè)計言語交流范式進一步進行探討。

5 結(jié)論

（1）在社會觀察情境下，被試的道德決策不受觀察者存在與否的影響；

（2）在平行判斷和共同判斷情境下，被試較低的行動接受性是由于其存在明顯的不行動傾向，而且共同判斷情境下，個體道德規(guī)范敏感性更高。