摘 "要""以往的正義研究受個人主義影響， 過于關(guān)注個人權(quán)利和利益， 以致忽視了關(guān)切他人不公遭遇的親社會正義感。研究基于人類被試的問卷調(diào)查、啟動實驗以及大語言模型的角色扮演， 探討了集體主義與親社會正義感的關(guān)系及其作用機制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 人類被試的集體主義特質(zhì)（研究1）正向預(yù)測親社會正義感， 共同責(zé)任（而非規(guī)范服從）在二者之間起中介作用; 文化啟動（集體主義 vs. 個人主義）驗證了集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系以及共同責(zé)任的中介效應(yīng)（研究2）。進而， 大語言模型角色扮演（集體主義vs. 個人主義）重復(fù)驗證了上述結(jié)果（研究3）。此外， 不公反應(yīng)視角對集體主義與親社會正義感的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用， 即相對于目擊者視角， 集體主義對得利者、過錯者視角下親社會正義感的影響更大（研究2～3）?？傊?， 我們通過多種方法檢驗了集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)， 是正義研究從權(quán)利到責(zé)任轉(zhuǎn)型的重要探索， 這對如何在錯綜復(fù)雜的后個人主義社會和智能時代培養(yǎng)他人取向的親社會正義感具有重要啟發(fā)。

關(guān)鍵詞""親社會正義感， 集體主義， 后個人主義， 個人利益， 共同責(zé)任， 規(guī)范服從

分類號""B849： C91

1 "前言

正義是人類進化而來的重要美德， 但其在社會互動過程中如何表現(xiàn)， 則深受文化的影響（Brosnan， 2006; Fischer， 2016）。以往的正義研究存在個人主義偏差， 將正義感的道德主體建立在不受社會依存關(guān)系限制的個體化自我之上， 這很容易使正義感淪為個人利益的算計和社會沖突的動力， 即“走自己的路， 對他人利益漠不關(guān)心”， 以致脫離正義感本身所追求的公共生活、甚至造成社會危機和混亂（Sandel， 1982/1998， 2010）。

正義只有在社會生活中才能找到位置， 且社會生活中的道德主體之間是互相依存的， 所以真正的正義感是對不公遭遇的普遍關(guān)切、而非獨善其身或私利至上（Dworkin， 1978; Sandel， 2021）。與利他、遵守道德規(guī)范等親社會標準相一致（寇彧， 張慶鵬， 2006; Wispe， 1972）， 親社會正義感是關(guān)切他人（而非自己）不公遭遇的正義觀念和心理反應(yīng)（Gollwitzer et al.， 2009）。然而， 在自我關(guān)切、個人權(quán)利導(dǎo)向的個人主義文化下， 親社會正義感常被忽視， 其在集體主義文化下的具體表現(xiàn)和作用機制也缺乏嚴格檢驗（Baumert amp; Schmitt， 2016）。此外， 以往研究大多局限于幾個國家和小樣本人類被試的問卷調(diào)查（Baumert et al.， 2020; Maltese et al.， 2018; Wu et al.， 2014）， 集體主義與親社會正義感是否存在因果關(guān)聯(lián)、且具有跨方法一致性， 能否在基于海量人類語料庫和人類標注訓(xùn)練的大語言模型中得到重復(fù)驗證， 還有待深入研究。

1.1""正義感與親社會正義感

正義感（Justice Sensitivity， 又譯作“公正敏感性”）是對正義原則的直觀理解能力， 也是道德主體在面對不公時的情緒、態(tài)度與行為反應(yīng)能力（Baumert amp; Schmitt， 2016; Rawls， 1963）。就不公的反應(yīng)過程而言， 正義感是人們在面對不公時較低的認知閾限、強烈的情緒反應(yīng)（如生氣、義憤、內(nèi)疚）及重建正義的深思和動力。正義感是直面不公、重建正義的激發(fā)力量與動機準備， 不同于單一成分的認知或情緒敏感性（Baumert amp; Schmitt， 2016; Schmitt et al.， 1995）。

基于當事人對不公反應(yīng)的不同心理視角， 正義感有受害者（victim）、目擊者（observer）、得利者（beneficiary）與過錯者（perpetrator）四種視角（Schmitt et al.， 2005; Schmitt et al.， 2010）。從受害者視角出發(fā)的正義感是個人權(quán)利與正義原則的混合， 以防止受傷害為目的， 具有利己的工具屬性; 相反， 從目擊者、得利者和過錯者視角出發(fā)的正義感是社會責(zé)任與正義原則的結(jié)合， 具有利他的道德屬性——我們將后三種視角的正義感稱之為親社會正義感（Baumert amp; Schmitt， 2016; Gollwitzer et al.， 2009; Gollwitzer amp; Rothmund， 2011）。具體而言， 目擊者視角是個體在目睹他人不公遭遇時的義憤、不安等心理反應(yīng)， 路見不平拍案而起， 如“當某個人沒有得到原本他該得的東西時， 我會感到惱火” “我難以忍受其他人單方面從某個人身上獲利”; 得利者視角是個體在他人遭遇不公時無故獲利時的內(nèi)疚、不安等心理反應(yīng)， 是既得利益者的主動反思， 如“自己無緣無故過得比別人好， 會讓我有負罪感” “我難以忍受自己單方面從別人身上獲利”; 過錯者視角是個體造成他人不公遭遇時的內(nèi)疚、不安等心理反應(yīng)， 是犯錯悔敢當、知錯愿改的體現(xiàn)， 如“以犧牲他人為代價來謀取我自己的利益， 我會有負罪感” “我不能忍受利用他人的感覺” （Schmitt et al.， 2010）。

值得注意的是， 盡管目擊者、得利者和過錯者的視角不同， 但從理論上講， 均反映了個體對他人、而非自身不公遭遇的關(guān)切， 且三種視角的親社會正義感具有一致的測量學(xué)基礎(chǔ)（Schmitt et al.， 2010）以及人格、認知、情緒基礎(chǔ)（Baumert amp; Schmitt， 2016）， 并被共同的遺傳因素所驅(qū)動（Wang et al.， 2022）。首先， 一些研究探討了親社會正義感及其三種視角的聚合效度和區(qū)分效度， 以及它們與親社會的人格正相關(guān)。具體而言， 目擊者、得利者、過錯者正義感均與謙虛、同理心等宜人性人格維度正相關(guān)（Schmitt et al.， 2010）; 同時， 目擊者、過錯者正義感與社會責(zé)任感等他人取向的人格特質(zhì)正相關(guān)， 與馬基雅維利主義等個人取向的人格特質(zhì)負相關(guān)（Schmitt et al.， 2005）。兩項研究的結(jié)果略有不同， 這主要是因為2005年研究還沒有提出得利者視角正義感的概念， 只測量了目擊者、過錯者視角正義感。

其次， 研究還探討了親社會正義感的認知、情緒特點， 發(fā)現(xiàn)目擊者視角的親社會正義感得分較高的人更關(guān)心社會公平、對他人遭遇不公信息的注意加工更集中（陳勃 等， 2013; Rothmund et al.， 2014）; 得利者視角的親社會正義感正向預(yù)測存在主義罪感——個體在擁有相對于他人的不當特權(quán)地位時產(chǎn)生的一種道德情緒（Gollwitzer et al.， 2005）。

此外， 最近的研究還揭示了三種視角親社會正義感的共同遺傳基礎(chǔ)（Wang et al.， 2022）?；?51對同卵雙生子和93對異卵雙生子的研究發(fā)現(xiàn)， 目擊者、得利者和過錯者三種視角正義感兩兩之間有中等程度的遺傳相關(guān)（r_g"= 0.50～0.65）， 但三者與受害者正義感的遺傳相關(guān)較弱（r_g"= 0.07～0.21）、且置信區(qū)間包含零（如95% CI [?0.45， 0.58]）。這表明， 親社會正義感三個維度的內(nèi)在一致性在某種程度上是遺傳的， 也暗示了他人取向的目擊者、得利者和過錯者正義感是在特定環(huán)境與社會互動中共同進化而來的（Brosnan， 2006; Wang et al.， 2022）。

總之， 親社會正義感與他人取向的人格特質(zhì)及相關(guān)認知、情緒加工偏好有關(guān)（Aquino amp; Reed， 2002; Schmitt et al.， 2005; Schmitt et al.， 2010）， 并且三種視角的親社會正義感具有共同的遺傳基礎(chǔ)。然而， 親社會正義感的這些內(nèi)在統(tǒng)一性均是基于微觀、個體層面的分析， 其背后更宏觀的文化因素及其作用機制則較少有人研究。

1.2""集體主義與親社會正義感

文化包含多種形態(tài)， 其中集體主義和個人主義是被討論最為廣泛的范疇， 前者強調(diào)自我的互依性， 重視社會規(guī)范、道德責(zé)任， 而后者強調(diào)自我的獨立性， 重視自由選擇和個人權(quán)利（Cohen， 2009; Kitayama amp; Salvador， 2024; Miller amp; Bersoff， 1992）。集體主義者與個人主義者的社會認知風(fēng)格不同， 前者更多考慮社會關(guān)系、環(huán)境因素， 后者更多考慮能力、努力等個人因素（Nisbett et al.， 2001）; 在社會互動過程中， 前者更傾向于自我約束、并關(guān)心他人利益， 而與外群體邊界清晰、互動謹慎， 而后者更傾向于自我增強、并關(guān)心自身利益， 與外群體邊界模糊、互動直接（Markus amp; Kitayama， 1991; Markus amp; Kitayama， 2010; Oyserman et al.， 2002）。

由于受個人主義偏差影響， 以往與正義相關(guān)的相對剝奪理論、公平理論、正義動機理論等心理學(xué)研究常常讓被試置身于假想的、遭受不公對待或侵犯的受害者情境下， 發(fā)現(xiàn)被試對正義的關(guān)切主要都是基于“理性經(jīng)濟人”的個人利益算計， 即為了個人短期或長期金錢、權(quán)力和地位而追求公平的分配， 甚至為了自己的既得利益不受威脅而貶低遭遇不公的他人（Lerner， 2003）。研究發(fā)現(xiàn)， 關(guān)切自身不公遭遇的受害者正義感較高時， 個體對于他人冒犯行為的線索就會過度敏感、情緒反應(yīng)激烈， 這可能將其推入到敵意狀態(tài)， 進而對冒犯者做出不合作、甚至報復(fù)的反應(yīng)（Gollwitzer et al.， 2012）。不公反應(yīng)的進化理論進一步指出， 面對不公的初階反應(yīng)主要體現(xiàn)在對自身不公或不利處境的關(guān)切或抗爭， 而高階的反應(yīng)是為了聲譽或長遠利益而放棄個人優(yōu)待、關(guān)切他人的不公遭遇（Brosnan amp; de Waal， 2014）。

集體主義可以促進親社會正義感， 主要有三個方面的理由。首先， 正義訴求（尤其是涉及多方互動與話語權(quán)的程序正義）很大程度上來自于對關(guān)系的重視（Brockner et al.， 2000; Brockner et al.， 2005; Peters amp; van den Bos， 2008）， 因此在強調(diào)關(guān)系互依的集體主義文化下， 正義感更可能指向與他人的關(guān)系互動、而非自身的物質(zhì)利益（Fischer， 2016）。也正是在這個意義上， 集體主義是矯正正義研究個人主義偏差的重要路徑， 也是最終實現(xiàn)社會正義的必要條件。以往的正義理論過于強調(diào)個人權(quán)利、忽視了他人利益和公共生活， 因此政治、文化學(xué)者主張從社群（Sandel， 1982/1998）、團結(jié)（Haidt amp; Graham， 2007）等集體主義價值出發(fā)來反思正義的個人主義局限， 其中最直接的方式就是檢驗集體主義文化下正義感的表現(xiàn)形式， 如聚焦他人取向或關(guān)切他人不幸遭遇的親社會正義感（Wu et al.， 2014）。

其次， 集體主義與親社會正義感存在直接的正向關(guān)聯(lián)。一般而言， 集體主義者更加注重與他人的和諧關(guān)系和有利于社會團結(jié)的互動過程（Earley amp; Gibson， 1998）， 他們不僅關(guān)心自己是否受到不公對待（受害者視角）， 也關(guān)心他人、尤其特定關(guān)系中他人的不公遭遇（如目擊者、得利者、過錯者視角）。群體水平的跨文化研究發(fā)現(xiàn)， 與個人主義的俄羅斯大學(xué)生相比， 集體主義的中國大學(xué)生在得利者視角的親社會正義感上得分更高（Wu et al.， 2014）; 強調(diào)集體主義的菲律賓人在親社會正義感上的得分比個人主義的德國人更高（Maltese et al.， 2018）; 在菲律賓內(nèi)部， 相對于城市被試（通常更加個人主義）， 農(nóng)村被試（通常更加集體主義）的得利者、過錯者正義感得分更高， 且農(nóng)村被試的得利者、過錯者正義感對合作意愿的預(yù)測效應(yīng)更大（Baumert et al.， 2020）。

此外， 親社會性是親社會正義感的基本特征， 集體主義相關(guān)的社會認知、情緒和技能是親社會行為的重要先決條件。集體主義強調(diào)個人與他人的聯(lián)系（Markus amp; Kitayama， 1991; Singelis amp; Brown， 1995）， 優(yōu)先考慮集體目標、而非個人利益（Chen et"al.， 1998）， 具備克制自己、為他人犧牲個人利益的能力（Howard amp; Cogswell， 2018; Parboteeah et al.， 2004）， 故在面對不公時更可能關(guān)切他人的遭遇， 并從目擊者、得利者、過錯者視角做出親社會的心理反應(yīng)。

總之， 集體主義與親社會正義感之間存在正向關(guān)聯(lián)， 但以往研究多從群體水平上進行相對籠統(tǒng)的比較， 并沒有排除國家之間的其他混淆因素（如語言、社會制度、經(jīng)濟平等、宗教信仰等其他可能影響正義感的變量）; 同時， 以往研究多基于單個不公反應(yīng)視角， 沒有完整考慮親社會正義感的三種視角， 也未檢驗集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系及其作用機制（如中介、調(diào)節(jié)效應(yīng)）， 因此集體主義與親社會正義感的關(guān)系還有待進一步檢驗。此外， 以往研究也沒有從個人特質(zhì)、情景互動等文化的深層結(jié)構(gòu)出發(fā)， 系統(tǒng)檢驗集體主義與親社會正義感的關(guān)系。尤其在文化多元、信息爆炸的現(xiàn)代社會， 集體主義、個人主義等往往同時存在于一個人動態(tài)的多重文化認知系統(tǒng)里（Hong et al.， 2000; Oyserman amp; Lee， 2008）， 存在于紛繁復(fù)雜、瞬時萬變的網(wǎng)絡(luò)語言中（Neuman et al.， 2012; Wu et al.， 2018; 見： 吳勝濤 等， 2023）。那么， 集體主義作為個體層面的文化特質(zhì)以及作為一種文化情境或文化產(chǎn)品（如大語言模型）， 是否都可以促進親社會正義感？這些問題仍然沒有清晰的答案， 還有待深入研究。

當然， 集體主義與親社會正義感的關(guān)系還存在諸多要澄清的問題。首先， 集體主義的行為表現(xiàn)和社會功能是復(fù)雜多面的（Gerpott et al.， 2018）， 對親社會行為的影響也受到社會關(guān)系情境的調(diào)節(jié)（Nudelman et al.， 2024）。親社會正義感的三種視角背后是不公情境下的三種角色， 由于這些角色的自我?他人的關(guān)系卷入程度不同， 集體主義對其影響的程度也不同。在有自我?他人利害關(guān)系的得利者、過錯者視角下， 集體主義文化下被試的親社會正義感要顯著高于個人主義文化; 而在與自己無利害關(guān)系的目擊者視角下， 親社會正義感的發(fā)生不僅需要集體主義的他人關(guān)切， 還需要個人主義的自信表達和挺身而出（Wu et al.， 2014）。其次， 親社會正義感三種視角的人格基礎(chǔ)既有統(tǒng)一性， 也有差異性， 因此其受文化的影響程度是不同的。例如， 目擊者正義感更多與自我意識、自信、開放等人格特質(zhì)相關(guān)， 而得利者、過錯者正義感更多與社會義務(wù)、利他、盡責(zé)等人格特質(zhì)相關(guān)（Schmitt et al.， 2005; Schmitt et al.， 2010）， 后者往往更容易受到他人取向的集體主義價值觀影響（McCrae et al.， 2005; Schmitt et al.， 2007）。因此， 我們猜想集體主義與親社會正義感的關(guān)系會受到不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)。

總之， 集體主義與親社會正義感之間確切的關(guān)系及其發(fā)生機制， 需要研究者進行多重考量， 并從文化特質(zhì)、文化情境、文化產(chǎn)品等多個層面進行更加系統(tǒng)的檢驗。

1.3 "集體主義影響親社會正義感的道德機制

集體主義與親社會正義感的關(guān)系受多種因素的影響， 其中連接二者的道德動機——共同責(zé)任（Communal Responsibility）——起關(guān)鍵作用。共同責(zé)任是聚焦社會公平、并為群體福祉提供保障的一種道德關(guān)切， 它特別關(guān)注遭遇不公待遇的弱勢群體， 并激發(fā)針對弱勢群體的助人動機（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a）。聚焦共同責(zé)任這一道德動機， 既有利于精準鎖定親社會正義感的道德屬性， 也有利于澄清集體主義影響親社會正義感的作用機制。

首先， 關(guān)切他人不公遭遇的共同責(zé)任是親社會行為的動力， 也是親社會正義感的重要影響因素。由于共同責(zé)任屬于激發(fā)利他（而非限制自私）的道德調(diào)節(jié)動機， 因此會鼓勵合作、追求共同利益， 在不公情境下更可能做出親社會反應(yīng)（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013b）。對于共同責(zé)任取向的人而言， 當他人遭遇不幸時， 他們更易覺察他人處境、回應(yīng)他人需要、幫助他人脫困（Bryan et al.， 2000; Williamson amp; Clark， 1989）。以往研究也發(fā)現(xiàn)， 目擊者、過錯者視角的親社會正義感與責(zé)任感正相關(guān)（Schmitt et al.， 2005; Schmitt et al.， 2002）， 而忽視責(zé)任感的個體在面對不公時對更有可能關(guān)心自己、而非他人的不利處境"（Gollwitzer et"al.， 2005）。

其次， 共同責(zé)任強調(diào)的是人與人的相互依存和共同目標， 因此， 強調(diào)互依自我與群體目標的集體主義是共同責(zé)任的重要價值基礎(chǔ)——在社會關(guān)系中， 集體主義者更可能從社會義務(wù)、而非利益交換角度考慮問題（Miller et al.， 2014）; 當他人有需要時， 他們感到有義務(wù)去幫助對方， 或出于對他人福祉的普遍關(guān)心而幫助對方（Bresnahan et al.， 2004）。個人主義價值觀及其自由主義政治會更加強調(diào)個人權(quán)利和自由選擇的優(yōu)先性， 其主張的正義感也是建立在個人權(quán)利和自由選擇之上， 以致在處理他人和共同體成員的不公遭遇時會出現(xiàn)倫理困境， 并出現(xiàn)夸大自身不幸遭遇的傾向（Sandel， 2005）; 相反， 集體主義更加重視社會責(zé)任、而非個人權(quán)利（Miller amp; Bersoff， 1992）， 尤其在道德實踐中， 道德責(zé)任的履行常常會與其他道德原則相沖突， 此時集體主義對道德義務(wù)主體責(zé)任感的發(fā)生起到重要價值指引作用。

值得注意的是， 集體主義是一個比較寬泛的概念， 集體主義者既關(guān)注與他人的關(guān)系，"也關(guān)注社會規(guī)范——相對于前者， 后者與親社會行為（如合作、利他及本文的親社會正義感）的關(guān)系相對較弱（Bond amp; Peter， 1996; Talhelm amp; English， 2020）; 但考慮到不公行為也是對正義規(guī)范的違反， 作為對他人不公遭遇的關(guān)切， 親社會正義感也可能是出自于對道德規(guī)范的服從， 因此有必要在探討集體主義與親社會正義感關(guān)系時也檢驗規(guī)范服從的效應(yīng)。然而， 從道德動機的調(diào)節(jié)焦點來看， 正義之舉的激發(fā)和實踐更多是道德主體對他人不公遭遇的憤慨和主動關(guān)切， 而并非出于對社會懲罰的擔(dān)憂和被動接受（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a）; 同時， 親社會正義感的激發(fā)是正義規(guī)范被打破（即他人受到不公對待）時直面不公的強烈認知情緒反應(yīng)和重建正義的深思與動力， 而不只是對不公行為的評價和對正義規(guī)范的服從（Baumert amp; Schmitt， 2016; Schmitt et al.， 2010）， 前者更多需要基于群體關(guān)系的共同責(zé)任及其助人動機（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013b）。此外， 親社會正義感相關(guān)的憤怒（Carver amp; Harmon-Hones， 2009）、內(nèi)疚（Sheikh amp; Janoff-Bulman， 2010）均屬于趨近動機相關(guān)的情緒， 與共同責(zé)任背后的趨近動機相一致（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a）。因此， 親社會正義感更可能受共同責(zé)任、而非規(guī)范服從的影響。

1.4 "研究問題

我們通過特質(zhì)測量、情境啟動和產(chǎn)品模擬（大語言模型）等文化的三個層次， 探討人類被試的集體主義文化特質(zhì)與親社會正義感的關(guān)系， 并檢驗共同責(zé)任的中介作用（研究1）， 進而通過集體主義文化的情境啟動（研究2）和大語言模型的角色扮演（研究3）， 檢驗并重復(fù)驗證集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系， 以及共同責(zé)任的中介作用。此外， 鑒于集體主義的作用更有可能在自我、他人的關(guān)系卷入和利益沖突中凸顯， 所以我們進一步檢驗不公反應(yīng)視角對集體主義與親社會正義感的調(diào)節(jié)作用（研究2～3）。三個研究假設(shè)如下：

H1： 鑒于親社會正義感與他人取向的人格特質(zhì)及相關(guān)認知、情緒加工偏好正向關(guān)聯(lián)（Schmitt et"al.， 2005; Schmitt et al.， 2010）， 我們假設(shè)集體主義特質(zhì)（研究1）或情景啟動（研究2）、角色扮演（研究3）正向預(yù)測親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角。

H2： 考慮到集體主義與多種道德動機有關(guān)， 且關(guān)切他人不幸的社會責(zé)任（而非對社會權(quán)威的規(guī)范服從）更可能是親社會正義感的道德基礎(chǔ)（Baumert amp; Schmitt， 2016; Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013b）， 因此我們假設(shè)共同責(zé)任（而非規(guī)范服從）這一道德動機在集體主義與親社會正義感及其三種視角之間起中介作用（研究1～3）。

H3： 考慮到個人主義與親社會正義感目擊者視角的正向關(guān)聯(lián)（Wu et al.， 2014）， 且集體主義的作用更可能在自我、他人的關(guān)系卷入和利益沖突中凸顯（Chen et al.， 1998）， 親社會正義感的文化啟動效應(yīng)會受到不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)， 即： 相對于目擊者視角， 得利者、過錯者視角下正義感的集體主義效應(yīng)更大（研究2～3）。

2 "研究1：集體主義特質(zhì)與親社會正義感的關(guān)系及共同責(zé)任的中介作用

鑒于以往正義研究的個人主義偏差， 研究1首先檢驗集體主義（vs. 個人主義）特質(zhì)對親社會正義感的預(yù)測效應(yīng)。進而， 由于集體主義者的正義關(guān)切主要是基于責(zé)任原則， 因此我們進一步考察共同責(zé)任的中介作用。此外， 考慮到集體主義概念的復(fù)雜性， 我們將同時測量共同責(zé)任、規(guī)范服從這兩種道德動機， 以檢驗責(zé)任原則的特異性。

2.1""方法

2.1.1""被試

利用G*power估算樣本量， 以社會科學(xué)power （1 ? β）平均值0.75為標準（Richard et al.， 2003）， 設(shè)定方程自變量的效應(yīng)量f²"= 0.15 （鄭昊敏 等， 2011）， α = 0.05， 算得樣本量為89。我們在某高校招募大學(xué)生被試182名（其中女生94名）， 年齡在18～23歲之間（M"= 20.09， SD"= 1.19）。研究得到被試知情同意， 問卷在課堂發(fā)放， 并當場收回。

2.1.2 "工具

親社會正義感的測量采用18題中文版親社會正義感量表（Schmitt et al.， 2010; Wu et al.， 2014）， 包含目擊者（如“某個人原本不該比別人過得差， 這讓我感到不安”）、得利者（如“自己無緣無故過得比別人好， 會讓我有負罪感”）、過錯者（如“以犧牲他人為代價來謀取我自己的利益， 我會有負罪感”）三種視角， 0～5點計分（0 = 完全不符， 5 = 完全符合）， 得分越高則親社會正義感越強。在本研究中， 量表內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為： 總量表0.91， 目擊者、得利者和過錯者視角分別為0.89、0.83和0.86。

集體主義、個人主義的測量采用16題中文版文化價值觀量表（Triandis amp; Gelfand， 1998; Wu et"al.， 2014）， 包含集體主義（如“我合作者的幸福， 對我來說很重要”）、個人主義（如“我經(jīng)常只是做我自己的事”） 兩個維度各8題， 1～7點計分（1 = 極不贊同， 7 = 極其贊同）。本研究的量表內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.81 （集體主義）和0.67 （個人主義）， 得分越高表明越可能持有集體主義或個人主義文化價值觀。

共同責(zé)任、規(guī)范服從的測量采用6題群體道德動機量表（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a）， 其中文版由兩名能熟練使用漢語和英語的研究生翻譯、并回譯， 以確保語言的準確性?？紤]到原10題量表中的經(jīng)濟平等、社會放縱等西方政黨政治（如自由主義和保守主義）相關(guān)的條目易造成理解偏差和測量誤差， 故本研究采用6題簡式量表， 共同責(zé)任（如“努力為弱勢群體提供更多資源， 對社會中生活更好的人來說很重要”）、規(guī)范服從（如“在一個體面的社會里， 人們應(yīng)嚴格遵照群體價值和習(xí)俗”）各3道題。量表采用1～7點計分（1 = 極不贊同， 7 = 極其贊同）， 內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.70 （共同責(zé)任）和0.62 （規(guī)范服從）， 得分越高則相應(yīng)道德動機越強。

由于集體主義/個人主義、親社會正義感及道德動機等關(guān)鍵變量的測量均采用自我報告法， 這可能會導(dǎo)致共同方法偏差效應(yīng)（周浩， 龍立榮， 2004）。本研究采用多種方法進行控制， 包括：（1）問卷調(diào)查采用匿名方式進行， 讓被試根據(jù)自身情況如實作答。（2）選擇信效度較高、且在國內(nèi)外被廣泛使用的量表作為測量工具， 減少或避免系統(tǒng)誤差。（3）數(shù)據(jù)收集完成后， 進一步采用Harman單因子檢驗進行共同方法偏差診斷， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 全部45個條目共有5個因子的特征值大于2， 且首個因子解釋12.21%的變異， 小于40%的臨界值， 表明共同方法偏差問題不明顯。

2.2""結(jié)果

相關(guān)分析表明， 集體主義與親社會正義感總分及其三種視角、共同責(zé)任、規(guī)范服從呈顯著正相關(guān)（r"= 0.30～0.40， 均p"lt; 0.001）， 與個人主義相關(guān)不顯著（r"= 0.06， p"= 0.395）; 個人主義與親社會正義感的目擊者、得利者視角顯著正相關(guān)（r"= 0.16～0.19， p"lt; 0.031）， 與親社會正義感總分及其過錯者視角、共同責(zé)任、規(guī)范服從的相關(guān)均不顯著（r"= ?0.07～"0.12， p"= 0.096～0.374）。共同責(zé)任與親社會正義感及其目擊者、得利者、過錯者視角顯著正相關(guān)（r"= 0.27～0.36， p"lt; 0.001）; 規(guī)范服從與親社會正義感及其目擊者、得利者視角顯著正相關(guān)（r"= 0.22～0.27， p"lt; 0.003）， 與親社會正義感的過錯者視角相關(guān)不顯著（r"= 0.13， p"= 0.082）。此外， 女性的親社會正義感總分更高（r"= 0.15， p"= 0.041）。描述統(tǒng)計及其他相關(guān)分析結(jié)果， 詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄表S1。

進而， 以集體主義為自變量， 并控制性別、年齡、共同責(zé)任、規(guī)范服從、個人主義等變量， 分別對親社會正義感及其三種視角進行多元回歸分析。結(jié)果如表1所示， 集體主義顯著正向預(yù)測親社會正義感及其目擊者、得利者與過錯者視角; 個人主義顯著正向預(yù)測親社會正義感目擊者視角， 但對親社會正義感總分及其得利者、過錯者視角的預(yù)測效應(yīng)不顯著。同時， 共同責(zé)任顯著正向預(yù)測親社會正義感及其目擊者、得利者與過錯者視角， 規(guī)范服從對親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角的預(yù)測效應(yīng)均不顯著。

此外， 我們還通過Hayes （2013）簡單中介模型來檢驗共同責(zé)任在集體主義與親社會正義感之間的中介作用。以集體主義為自變量， 親社會正義感為因變量， 共同責(zé)任為中介變量， 性別、年齡、個人主義為協(xié)變量， 進行中介效應(yīng)分析。結(jié)果如圖1所示， 集體主義顯著正向預(yù)測共同責(zé)任， 共同責(zé)任顯著正向預(yù)測親社會正義感; 集體主義對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)、直接效應(yīng)， 且間接效應(yīng)顯著、置信區(qū)間不包含零（B"= 0.07， SE"= 0.03， p"= 0.016， 95% CI [0.03， 0.14]）， 這表明共同責(zé)任在集體主義與親社會正義感間起部分中介作用。同時， 集體主義對目擊者（B"= 0.07， SE"= 0.03， p"= 0.027， 95% CI [0.02， 0.14]）、得利者（B"= 0.06， SE"= 0.03， p"= 0.061， 95% CI [0.01， 0.14]）、過錯者視角（B"= 0.08， SE"= 0.04， p"= 0.033， 95% CI [0.02， 0.17]）親社會正義感的間接效應(yīng)顯著或單側(cè)顯著、且置信區(qū)間不包含零， 說明共同責(zé)任在集體主義和親社會正義感目擊者、得利者視角、過錯者視角之間起顯著的中介作用， 詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄表S6。

此外， 由于規(guī)范服從對親社會正義感總分及其三種視角的預(yù)測效應(yīng)均不顯著， 所以不可能在集體主義與親社會正義感之間起中介作用， 我們不再對規(guī)范服從的中介效應(yīng)進行檢驗。

2.3""討論

研究1從個體的文化特質(zhì)層面檢驗了集體主義/個人主義與親社會正義感及其三種視角的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)集體主義對親社會正義感及其三種視角有顯著的正向預(yù)測效應(yīng)， 而個人主義對親社會正義感及其得利者、過錯者視角的預(yù)測效應(yīng)均不顯著， 假設(shè)1得到支持。進而， 共同責(zé)任（而非規(guī)范服從）在集體主義與親社會正義感及其三種視角之間起顯著中介作用， 假設(shè)2得到支持。

值得注意的是， 個人主義對親社會正義感的目擊者視角也有顯著的預(yù)測效應(yīng)， 這與以往的研究發(fā)現(xiàn)相一致， 即目擊者正義感作為一種自我增強的道德主張不僅受集體主義價值觀的影響， 還會受個人主義價值觀的影響——作為目擊者， 不僅要為他人的不公遭遇而義憤填膺、耿耿于懷， 還要更加積極主動地表達道德主張， 為一個不相關(guān)的他人挺身而出（吳勝濤 等， 2020; Wu et al.， 2014）。此外， 女性在親社會正義感總分及其得利者、過錯者視角上的得分也更高， 這可能是因為女性有更強的社會聯(lián)結(jié)傾向， 故更傾向于對他人的不公表示關(guān)切（Rueckert amp; Naybar， 2008; Schmitt et al.， 2010）。

總之， 研究1從個體的文化特質(zhì)層面證明集體主義、而非個人主義是親社會正義感的文化價值基礎(chǔ); 同時， 盡管共同責(zé)任、規(guī)范服從均與集體主義有關(guān)， 但只有共同責(zé)任作為道德中介機制在集體主義和親社會正義感之間起作用。

3 "研究2：集體主義啟動與親社會正義感的關(guān)系及不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)作用

研究1從個人特質(zhì)角度驗證了集體主義與親社會正義感的關(guān)系及其中介機制， 但在多重文化身份共存的現(xiàn)代社會， 親社會正義感的集體主義效應(yīng)是否可以被啟動或操縱， 還未可知。此外， 盡管研究1發(fā)現(xiàn)了集體主義（而非個人主義）與親社會正義感的正向關(guān)聯(lián)， 但不能回答集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系， 故研究2擬通過文化啟動實驗探討集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系。進而， 考慮到不同視角下個體與不幸他人的利害關(guān)系不同， 如目擊者與他人不公遭遇無關(guān)、而得利者和過錯者與他人不公遭遇有關(guān)， 所以研究2還將檢驗不公反應(yīng)視角對集體主義與親社會正義感的調(diào)節(jié)作用。

3.1 "方法

3.1.1 "被試

利用G*power估算樣本量， 以社會科學(xué)power （1 ? β）平均值0.75為標準（Richard et al.， 2003）， 設(shè)定自變量的效應(yīng)量Cohen’s d"= 0.50， α"= 0.05， 算得樣本量為114。我們在某高校招募191名大學(xué)生， 其中22名被試未通過注意力檢測（如在“我在本次問卷調(diào)查中撒了不少謊”的題目上回答“比較贊同”或“極其贊同”）， 最終有效被試為169名（122名女性， 年齡在18～26歲之間）， 滿足樣本量要求。根據(jù)被試手機號碼最后一位數(shù)字（奇數(shù)或偶數(shù)）， 研究者將其隨機分配到集體主義啟動組（n"= 88）和個人主義啟動組（n"= 81）。

3.1.2 "材料和程序

使用亂句組合任務(wù)啟動被試的集體主義和個人主義（Oyserman amp; Lee， 2008）。每位被試被要求對16組順序隨機排列的詞或短語進行造句， 這些材料來自于經(jīng)典的集體主義、個人主義量表（Singelis， 1994; Triandis amp; Gelfand， 1998）。在集體主義啟動條件下， 亂句包含的詞或短語（如 “很好” “我感覺” “合作時”和“與別人”）可以被重組成與集體主義相關(guān)的句子（如“與別人合作時我感覺很好”）; 在個人主義啟動條件下， 亂句包含的詞或短語（如“自己的事情” “只做” “常?！焙汀拔摇保┛梢员恢亟M成個人主義相關(guān)的句子（如“我常常只做自己的事情”）。

接下來， 考慮到啟動實驗的后續(xù)量表不宜過長， 我們采用多個量表均重復(fù)使用的4個集體主義條目進行操作檢驗（Gudykunst et al.， 1996; Leung amp; Kim， 1997; Singelis， 1994）， 如“我的幸福取決于我周圍人的幸福” “為了所在團隊的利益我會犧牲自己的利益” “與他人的良好關(guān)系比我自己的個人成就更重要”及“與團隊中的其他人保持和諧對我十分重要”。被試在1～7點量尺（1 = 極不贊同， 7 = 極其贊同）上作答， 量表內(nèi)部信度（Cronbach’s α）系數(shù)為0.73。共同責(zé)任和規(guī)范服從的測量采用研究1的6題道德動機量表（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a; Triandis amp; Gelfand， 1998）， 量表一致性系數(shù)（Cronbach’s α）分別為0.80 （共同責(zé)任）和0.61 （規(guī)范服從）。

為了測量狀態(tài)性或情境性的親社會正義感， 研究向被試呈現(xiàn)目擊者、得利者、過錯者視角的職場不公情境。這些情境描述了一次不公平的晉升， 被試想象自己分別是不公情境中的目擊者、得利者、過錯者， 然后對情境中不公待遇的可能心理反應(yīng)進行打分， 每種視角包含4道自編條目， 完整涵蓋了親社會正義感的情緒、認知和動機成分（詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄3）。量表采用0～5點記分（0 = 完全不符， 5 =

完全符合）， 全部12個條目的內(nèi)部信度系數(shù)（Cronbach’s α）為0.91， 其中目擊者、得利者和過錯者視角分別為0.90、0.91和0.95， 且三因子相關(guān)模型擬合良好（χ2/df"= 2.11， CFI = 0.97， TLI = 0.96， AGFI = 0.96， RMSEA = 0.08， SRMR = 0.04）。

3.2 "結(jié)果

首先考察文化啟動的有效性。獨立樣本t檢驗的結(jié)果表明， 集體主義啟動組的被試在集體主義量表上的得分（M"= 4.69， SD"= 0.95）顯著高于個人主義啟動組被試（M"= 4.31， SD"= 0.91）， t（167） = 2.61， p"= 0.010， Cohen’s d"= 0.40。這表明， 本研究中集體主義的啟動是有效的。

為檢驗集體主義啟動對親社會正義感的影響， 我們以集體主義（vs. 個人主義）為自變量， 共同責(zé)任、規(guī)范服從、親社會正義感總分及其三種視角分別為因變量， 進行獨立樣本t檢驗。結(jié)果如表2和圖2所示， 集體主義（vs. 個人主義）啟動對共同責(zé)任和親社會正義感有顯著影響。具體而言， 與個人主義相比， 集體主義啟動的被試在共同責(zé)任、親社會正義感及其得利者、過錯者視角的得分更高， 而目擊者正義感、規(guī)范服從的組間差異不顯著。

接下來， 我們以集體主義（vs. 個人主義）啟動為組間變量， 以不公反應(yīng)視角（目擊者、得利者、過錯者）為組內(nèi)變量， 性別、年齡為協(xié)變量， 進行重復(fù)測量的多元方差分析。結(jié)果表明， 親社會正義感存在顯著的集體主義啟動效應(yīng)（F（1， 165） = 11.48， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.07）和集體主義啟動×不公反應(yīng)視角的交互效應(yīng)（F（2， 330） = 5.55， p"= 0.004， η²_p"= 0.03）， 但不公反應(yīng)視角的主效應(yīng)未達到顯著水平， F（2， 330）"= 1.79， p"= 0.168。具體而言， 得利者（F（1， 165）"= 9.15， p = 0.003）、過錯者視角（F（1， 165） = 17.37， p lt; 0.001）親正義感的集體主義啟動效應(yīng)達到顯著水平， 但目擊者視角親正義感的集體主義啟動效應(yīng)不顯著， F（1， 165） = 0.55， p = 0.457。

進而， 我們還通過Hayes （2013）簡單中介模型來檢驗共同責(zé)任在集體主義與親社會正義感之間的中介效應(yīng)。以文化啟動（集體主義 = 1， 個人主義"= 0）為自變量， 親社會正義感為因變量， 性別、年齡為協(xié)變量， 進行多元回歸分析。結(jié)果如圖3所示， 集體主義啟動顯著正向預(yù)測共同責(zé)任， 共同責(zé)任顯著正向預(yù)測親社會正義感; 集體主義啟動對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)、直接效應(yīng)， 且間接效應(yīng)顯著、置信區(qū)間不包含零（B"= 0.13， SE"= 0.06， p"= 0.025， 95% CI [0.02， 0.25]）。這表明， 共同責(zé)任在集體主義與親社會正義感之間起部分中介作用。同時， 集體主義啟動與親社會正義感目擊者（B"= 0.10， SE"= 0.06， p = 0.083， 95% CI [0.01， 0.21]）、得利者（B"= 0.12， SE"= 0.06， p"= 0.044， 95% CI [0.02， 0.24]）、過錯者視角（B"= 0.18， SE"= 0.08， p"= 0.019， 95% CI [0.04， 0.34]）的間接效應(yīng)顯著或單側(cè)顯著、且置信區(qū)間不包含零， 說明共同責(zé)任在集體主義和親社會正義感目擊者、得利者視角、過錯者視角之間起顯著中介作用， 詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄表S7。

此外， 我們也檢驗了規(guī)范服從在集體主義啟動與親社會正義感之間的中介效應(yīng)， 發(fā)現(xiàn)集體主義對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)（B"= 0.47， SE"= 0.14， p"lt; 0.001）和直接效應(yīng)（B"= 0.44， SE"= 0.13， p lt; 0.001）， 但間接效應(yīng)不顯著、且置信區(qū)間包含零（B"= 0.03， SE"= 0.04， p"= 0.468， 95% CI [?0.05， 0.12]）， 這表明規(guī)范服從對集體主義啟動與親社會正義感的中介作用不顯著。

3.3 "討論

研究2從文化情境層面， 發(fā)現(xiàn)集體主義（vs. 個人主義）文化啟動的被試報告了更高水平的親社會正義感， 并為集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系提供了初步證據(jù)， 假設(shè)1再次得到了支持。進而， 共同責(zé)任對親社會正義感的文化啟動效應(yīng)起顯著中介作用， 而規(guī)范服從對親社會正義感文化啟動效應(yīng)的中介作用不顯著， 假設(shè)2得到支持。同時， 不公反應(yīng)視角顯著調(diào)節(jié)集體主義與親社會正義感的關(guān)系， 假設(shè)3得到支持。

值得注意的是， 前兩個研究的結(jié)果均建立在小樣本基礎(chǔ)上， 這影響了結(jié)果的推廣。因此， 接下來的研究3將采用基于海量人類語料庫和人類標注訓(xùn)練的大語言模型， 來驗證集體主義與親社會正義感的關(guān)系， 以及不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)效應(yīng)和共同責(zé)任的中介效應(yīng)。

4 "研究3：大模型的集體主義角色與親社會正義感的關(guān)系及其作用機制

研究3擬通過大語言模型來重復(fù)驗證前兩個研究的發(fā)現(xiàn)， 即集體主義對親社會正義感的促進作用， 以及不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)作用和共同責(zé)任的中介效應(yīng)。盡管大語言模型不同于人類， 也不可能完全代替人類被試， 但由于其生成內(nèi)容是基于海量人類語料庫和人類標注訓(xùn)練而來， 因此可被視作是人類行為判斷的平均水平， 且比小樣本人類被試更具有代表性（Dillion et al.， 2023）; 尤其對于已經(jīng)在人類被試身上發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象， 通過大語言模型生成的AI樣本可作為人類被試研究的輔助手段， 并幫助我們在更大范圍內(nèi)理解人類的行為趨勢（Dillion et al.， 2023）。之所以大語言模型生成的內(nèi)容具有廣泛的代表性， 不是因為其內(nèi)容生成次數(shù)的樣本量大小， 而是因為其模型推理基于海量語料庫和人類標注， 代表了廣泛的人類群體、文化價值觀及其認知、情緒、動機過程——例如， 以GPT為代表的大語言模型包含了119種語言的語料庫， 并通過數(shù)十萬條人類標注進行訓(xùn)練和優(yōu)化。當然， 以GLM-4為代表的國產(chǎn)大語言模型在基礎(chǔ)推理、角色扮演能力上已接近GPT的水平，且由于數(shù)據(jù)資源（如GPT中文語料字數(shù)占比不到0.2%）、中文理解的差異（Naous et"al.， 2023）， 國產(chǎn)大語言模型在中文理解能力上具有一定優(yōu)勢。

同時， 大語言模型通過角色扮演來呈現(xiàn)不同個體的行為， 也可以成為人類被試的重要補充（Aher et al.， 2023）。大語言模型的深度神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)與人類認知系統(tǒng)有著很大的相似性， 是了解人類判斷的重要途徑（Meng， 2024; Taylor amp; Taylor， 2021）， 尤其對于道德等具有明確規(guī)范或標準的人類判斷， GPT-3.5與人類被試的得分高度相關(guān)（r"= 0.95， 見： Dillion et"al.， 2023）， GPT-3.5-Turbo與GPT-4在大五人格以及信任、合作、競爭等道德相關(guān)決策的行為分布與50多個國家數(shù)萬名人類被試的隨機樣本均無顯著差異（Mei et al.， 2024）。但GPT的價值導(dǎo)向偏向西方個人主義（Cao et al.， 2023）， 因此本研究優(yōu)先考慮國產(chǎn)GLM-4作為數(shù)據(jù)采集的平臺。

4.1""方法

利用G*Power估算樣本量， 以社會科學(xué)power （1 ? β）平均值0.75為標準（Richard et al.， 2003）， 設(shè)定方程自變量的效應(yīng)量Cohen’s d"= 0.50， α"= 0.05， 算得樣本量為114。我們采用智譜AI開發(fā)的GLM作為大語言模型樣本的數(shù)據(jù)收集途徑， 通過GLM-4版本API接口進行對話。GLM的輸入為提示詞， 輸出為其生成的問題答案， 隨機性為其默認值（temperature = 1）?？倶颖玖繛?00， 集體主義、個人主義角色的樣本量均為100， 滿足樣本量要求。

提問分為系統(tǒng)提示詞和用戶提示詞兩部分， 前者設(shè)定對話的背景， 以調(diào)用恰當?shù)幕A(chǔ)模型; 后者設(shè)定特定角色， 并提出具體的問題請求（Shanahan et al.， 2023）。在系統(tǒng)提示詞中， 解釋“集體主義”和“個人主義”的概念（Markus amp; Kitayama， 2010; Oyserman"et al.， 2002）， 以幫助其更好理解對話背景。在用戶提示詞中， 分別以“作為一個典型的集體主義者”和“作為一個典型的個人主義者”開頭， 然后進行集體主義、共同責(zé)任、規(guī)范服從和三種視角親社會正義感的相關(guān)提問， 問題情境、測量條目與研究3類似。同時， 考慮到對話情境和評價對象的清晰界定、評分與文字解釋的一致性（Dillion et al.， 2023）， 測量條目的主語統(tǒng)一為第二人稱“你” （如“你的幸福取決于你周圍人的幸?！保?并要求先做文字解釋、再打分， 且分數(shù)不能與文字解釋相沖突。

對于GLM-4， 集體主義量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.98， 共同責(zé)任、規(guī)范服從量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.98、0.97， 三個情境12題親社會正義感量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.91， 其中目擊者、得利者和過錯者視角分別為0.82、0.96和0.94。

4.2 "結(jié)果

操作檢驗顯示， GLM-4集體主義角色在集體主義量表上的得分（M"= 5.63， SD"= 1.54）顯著高于個人主義角色（M"= 3.14， SD"= 0.39）， t（198） = 15.67， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 2.22， 表明集體主義（vs. 個人主義）角色扮演是有效的。關(guān)鍵變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄表S3。

為檢驗角色扮演對親社會正義感的影響， 我們以文化角色（集體主義vs. 個人主義）為組間因素， 共同責(zé)任、規(guī)范服從、親社會正義感總分及其三種視角為因變量進行獨立樣本t檢驗。結(jié)果如表3和圖4所示， GLM-4集體主義角色在共同責(zé)任、規(guī)范服從、親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角上的得分均顯著高于個人主義角色。

同時， 我們以GLM-4文化角色為組間變量， 以不公反應(yīng)視角為組內(nèi)變量， 對親社會正義感進行重復(fù)測量方差分析。結(jié)果表明， 親社會正義感存在顯著的文化角色效應(yīng)（F（1， 198） = 566.23， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.74）， 不公反應(yīng)視角效應(yīng)（F（2， 396） = 537.85， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.73）， 及文化角色×不公反應(yīng)視角的交互效應(yīng)（F（2， 396） = 356.24， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.64）。即相對于目擊者（Cohen’s d"= 0.29）， 得利者（Cohen’s d"= 5.87）、過錯者（Cohen’s d"= 2.26）視角正義感的文化角色效應(yīng)更大。

進而， 我們還通過Hayes （2013）簡單中介模型來檢驗共同責(zé)任在大語言模型角色與親社會正義感之間的中介效應(yīng)。以GLM-4角色（集體主義 = 1， 個人主義 = 0）為自變量， 親社會正義感為因變量， 進行多元回歸分析。結(jié)果如圖5所示， GLM-4集體主義角色顯著正向預(yù)測共同責(zé)任， 共同責(zé)任顯著正向預(yù)測親社會正義感， 角色對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)和直接效應(yīng)， 間接效應(yīng)顯著、且置信區(qū)間不包含零（B"= 0.45， SE"= 0.11， p"lt; 0.001， 95% CI [0.26， 0.68]）， 表明共同責(zé)任在GLM-4集體主義（vs. 個人主義）角色與親社會正義感之間起部分中介作用。對于親社會正義感的三種視角， 文化角色對目擊者（B"= 0.54， SE"= 0.15， p lt; 0.001， 95% CI [0.28， 0.85]）、得利者（B"= 0.55， SE"= 0.13， p"lt; 0.001， 95% CI [0.33， 0.82]）、過錯者視角（B"= 0.26， SE"= 0.12， p"= 0.027， 95% CI [0.02， 0.48]）的間接效應(yīng)顯著、且置信區(qū)間不包含零， 說明共同責(zé)任在文化角色和親社會正義感三種視角之間起顯著中介作用，"詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄表S8。

此外， 我們也檢驗了規(guī)范服從在集體主義角色與親社會正義感之間的中介效應(yīng)， 發(fā)現(xiàn)GLM-4集體主義對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)（B"= 0.90， SE"= 0.11， p lt; 0.001）和直接效應(yīng)（B"= 0.96， SE"= 0.13， p lt; 0.001）， 但間接效應(yīng)不顯著、且置信區(qū)間包含零（B"= ?0.07， SE"= 0.05， p"= 0.171， 95% CI [?0.05， 0.12]）， 表明規(guī)范服從對集體主義角色與親社會正義感的中介作用不顯著。

進而， 考慮到盡管美國GPT開創(chuàng)了大語言模型的行業(yè)標準， 其角色扮演效應(yīng)對于理解文化產(chǎn)品中的集體主義與親社會正義感至關(guān)重要。因此， 我們采用GPT-4o對上述GLM-4的結(jié)果進行重復(fù)驗證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， GPT-4o集體主義角色在親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角上的得分均顯著高于個人主義角色， 且這一文化角色效應(yīng)受到不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)， 即相對于目擊者正義感， 得利者、過錯者正義感的文化角色效應(yīng)更大。同時， 表明共同責(zé)任在GPT-4o文化角色與親社會正義感之間起部分中介作用， 規(guī)范服從對集體主義角色與親社會正義感的中介作用不顯著。詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄4。

4.3""討論

研究3通過大語言模型重復(fù)驗證了基于人類被試的發(fā)現(xiàn)， 即相對于個人主義角色， 集體主義角色的GLM在親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角均有更高得分， 假設(shè)1再次得到支持。進而， 共同責(zé)任、而非規(guī)范服從在文化角色（集體主義 vs. 個人主義）與親社會正義感及其三種視角之間起中介作用， 假設(shè)2得到支持。此外， 集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)受到不公反應(yīng)視角的顯著調(diào)節(jié)， 假設(shè)3得到支持。

大語言模型對人類被試結(jié)果的重復(fù)驗證， 與近年來人工智能領(lǐng)域的一些開創(chuàng)性研究相一致， 即大語言模型可以重復(fù)人類被試的道德判斷， 且前者在樣本上具有廣泛的代表性（Dillion et al.， 2023; Mei et al.， 2024）。尤其值得注意的是， 相對于研究2中人類被試的集體主義啟動效應(yīng)（Cohen’s d"= 0.11～0.63）， 研究3通過大語言模型的角色扮演發(fā)現(xiàn)集體主義促進親社會正義感的效應(yīng)量更大（Cohen’s d"= 0.29～5.87）， 同時目擊者視角下正義感的集體主義角色效應(yīng)也達到顯著水平。這說明， 大語言模型不僅可以模擬人類被試的反應(yīng)， 而且還放大了人類社會的集體主義及其對親社會正義感的角色效應(yīng)。

5 "綜合討論

親社會正義感是他人取向的、對不公遭遇的普遍關(guān)切和心理反應(yīng)， 探討其文化價值基礎(chǔ)和作用機制對于反思以往正義感研究的文化偏差、培養(yǎng)良善健全的社會正義感具有重要意義。本研究基于人類被試和大語言模型， 從文化特質(zhì)、文化情境、文化產(chǎn)品等層面系統(tǒng)探討了集體主義與親社會正義感的關(guān)系， 為理解正義研究偏差及正義感的發(fā)生機理提供了文化心理框架; 進而， 我們還發(fā)現(xiàn)共同責(zé)任（而非規(guī)范服從）在集體主義與親社會正義感之間起中介作用， 揭示了正義研究由權(quán)利向責(zé)任轉(zhuǎn)型的文化、道德路徑。

5.1 "文化與正義感

正義是人類個體的根本動機和人類社會的重要美德， 但其表現(xiàn)形式則深受文化的影響（Fischer， 2016）。羅爾斯創(chuàng)立正義論的時期正值個人主義盛行的年代（Rawls， 1958， 1963）， 研究者將正義的道德主體建立在不受社會依存關(guān)系限制的個體化自我之上， 過于強調(diào)個人權(quán)利、忽視他人利益和公共生活（Sandel， 1982/1998）; 受此影響， 心理學(xué)家也多從受害者視角來理解和回應(yīng)社會不公， 并將其作為正義研究的基本范式， 以致正義感變成了一種以正義之名而引發(fā)的利益算計或心理防御， 最終“丟失了”正義本身——正義變成了原本應(yīng)該親社會、而實際卻可能反社會的道德“雙刃劍” （Hafer amp; Sutton， 2016; Lerner， 2003）。

本研究基于個人主義/集體主義的文化心理學(xué)框架回應(yīng)了以往正義研究的文化偏差問題， 對理解正義的文化差異及正義的本質(zhì)具有重要啟發(fā)。首先， 從集體主義出發(fā)反思正義的個人主義局限， 是對以往正義研究生物學(xué)、政治學(xué)路徑的重要拓展。從生物學(xué)的角度看， 正義動機是進化而來的， 所以人類個體的正義訴求在很大程度上跟靈長類動物類似， 主要表現(xiàn)為對自身不公或不利處境的初階反應(yīng)（如抗議不公）， 其次才是為了維護自己的聲譽和長遠利益而關(guān)切他人不公遭遇的高階反應(yīng)（Brosnan amp; de Waal， 2014）。不同于正義的生物學(xué)反思， 政治心理學(xué)從社區(qū)和社會團結(jié)角度（Haidt amp; Graham， 2007）反思個人主義（或意識形態(tài)上的自由主義）及正義的局限， 并提出關(guān)愛、公平、忠誠、權(quán)威、純潔等多重道德基礎(chǔ)理論， 超越了以正義為核心的道德理論——當然， 這一反思路徑雖然對于我們理解正義的局限具有重要啟發(fā)， 但終究還是在正義的外圍來思考和解決問題， 并未真正解決正義本身的問題。文化心理研究表明， 相對于個人主義， 集體主義文化并非不重視正義， 而是關(guān)注正義的方式不同， 如集體主義文化下人們對正義的理解更強調(diào)多方互動中的話語權(quán)或程序正義（Brockner et al.， 2000; Brockner et"al.， 2005）。

進而， 相對于以往集體主義與親社會正義感的相關(guān)研究（Baumert et al.， 2020; Wu et al.， 2014）， 我們在變量因果關(guān)系、親社會正義感的內(nèi)在統(tǒng)一性、集體主義的道德動機等方面進行了重要拓展。以往研究要么只關(guān)注集體主義與親社會正義感某一視角的關(guān)系， 要么未對集體主義及其作用機制進行直接檢驗， 而我們的三項研究一致地證明了集體主義對親社會正義感多種視角的促進效應(yīng)以及共同責(zé)任的中介作用， 這不僅有助于澄清文化與正義感關(guān)聯(lián)的內(nèi)在邏輯與因果關(guān)系， 也為不同視角親社會正義感的內(nèi)在統(tǒng)一性提供了證據(jù)， 是對以往從測量學(xué)及心理成分、生理基礎(chǔ)等角度探討親社會正義感心理特征的重要拓展（Baumert amp; Schmitt， 2016; Schmitt et al.， 2010; Wang et al.， 2022）。尤為重要的是， 以往研究也沒有從責(zé)任原則出發(fā)， 來反思和面對正義研究的文化、道德轉(zhuǎn)型， 而本研究集體主義文化下的“親社會正義感”更多是基于對他人的責(zé)任， 從道德動機層面闡明了集體主義責(zé)任正義與個人主義權(quán)利正義的區(qū)別。這一發(fā)現(xiàn)與西方學(xué)者所倡導(dǎo)的后個人主義及其道德轉(zhuǎn)型相一致， 即從強調(diào)個人權(quán)利到強調(diào)社會責(zé)任（Newfield， 2021; Sadowski， 2023）， 或從貪婪自私、自戀的極端個人主義到責(zé)任取向、去中心化的社群主義（Collier amp; Kay， 2020）。正是在這一文化與道德的轉(zhuǎn)型中， 我們才意識到作為權(quán)利的正義與作為責(zé)任的正義存在根本區(qū)別， 特別是隨著那些標榜正義的個人主義精英變得缺乏同情、無視規(guī)范、自私貪婪時（Piff et al.， 2012）， 建立一種全新的、基于責(zé)任的正義就顯得格外的緊迫。我們聚焦正義感的親社會屬性， 發(fā)現(xiàn)集體主義通過共同責(zé)任的道德動機來促進親社會正義感， 重新定義了正義的責(zé)任本質(zhì)， 并重申了正義在后個人主義社會的重要性。

其次， 本文從三個層面系統(tǒng)驗證了集體主義與親社會正義感的正向關(guān)聯(lián)， 為通過集體主義培育親社會正義感提供了多重文化心理路徑。文化心理學(xué)經(jīng)歷了多次研究范式轉(zhuǎn)型， 例如從文化主義（culturalism）到文化匯聚主義（polyculturalism）， 前者強調(diào)靜態(tài)的社會分類和個體差異、后者強調(diào)動態(tài)的社會建構(gòu)與情境互動（Morris et al.， 2015）; 研究1～2揭示了文化影響親社會正義感的個體特質(zhì)差異及情境啟動條件， 正是范式轉(zhuǎn)型的體現(xiàn)， 也證明了集體主義與親社會正義感的關(guān)系具有因果性和可塑性。進而， 研究3基于大語言模型這一文化產(chǎn)品重復(fù)驗證了人類被試集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)——前者基于海量人類語料庫和人類標注訓(xùn)練而來， 其結(jié)果甚至可能比人類小樣本、特定文化的結(jié)果更有代表性。但值得注意的是， 主流大語言模型的基礎(chǔ)模型主要基于西方語料庫和行為標注數(shù)據(jù)， 必然存在語言及文化偏差（Naous et al.， 2023）， 這為反思正義研究文化偏差、并探討大語言模型的倫理問題提供了理想的場所——我們發(fā)現(xiàn)， 相對于人類被試， 大語言模型集體主義角色促進親社會正義感的效應(yīng)量更大， 這意味著大語言模型不僅是模擬人類被試的方法， 而且可能由于文化偏差而放大人類固有的文化價值觀及相應(yīng)道德傾向。此外， 相對于社會現(xiàn)實， 數(shù)字智能產(chǎn)品中的文化偏差更為突出和嚴峻， 其是否公平、并承擔(dān)社會責(zé)任等倫理議題的優(yōu)先性甚至高于技術(shù)本身（Cabrera amp; Weber， 2023; Xie， 2024）， 而人工智能可否作為倫理議題的道德主體是頗具爭議的重大理論問題——通過大語言模型角色扮演探討人工智能作為道德主體的倫理可行性， 為智能社會或人機共生的未來社會評價、培養(yǎng)集體主義與親社會正義感做出了有益嘗試; 尤其在人類行為越來越多受到人機互動情境影響影響的智能時代， 模仿和設(shè)計具有集體主義和共同責(zé)任感、對他人不公遭遇做出親社會反應(yīng)的智能體或角色就顯得格外重要（Oliveira et al.， 2021; Zhao et al.， 2024）。

5.2 "親社會正義感的責(zé)任原則

從正義研究的文化與道德轉(zhuǎn)型角度來看， 親社會正義感是責(zé)任正義的重要體現(xiàn)， 也是后個人主義社會的一項積極心理品質(zhì)。本研究發(fā)現(xiàn)， 共同責(zé)任在集體主義和親社會正義感之間起中介作用， 揭示了集體主義促進親社會正義感的道德動機， 對正義研究以及在個人主義和集體主義交錯并行的現(xiàn)代社會開展基于責(zé)任的道德教育具有重要啟發(fā)。

首先， 共同責(zé)任或道德義務(wù)主體的他人關(guān)切是集體主義者的主要道德動機（Kitayama amp; Salvador， 2024; Miller amp; Bersoff， 1992）， 該動機有助于其從目擊者、得利者、過錯者視角對他人的不公遭遇做出親社會的心理反應(yīng)， 因此， 正義感從權(quán)利防御（甚至反社會）轉(zhuǎn)向親社會的重要價值基礎(chǔ)是集體主義的責(zé)任取向; 尤其在涉及自我、他人利害關(guān)系沖突時， 道德責(zé)任的履行常常會與其他道德原則相沖突（如目擊者、得利者視角需要個體即便在自己沒有過錯時也要犧牲自己的個人利益）， 此時集體主義對道德義務(wù)主體責(zé)任感的發(fā)生起到重要價值指引作用（Brewer amp; Chen， 2007; Chen et al.， 1998）。

進而， 盡管集體主義文化同時強調(diào)共同責(zé)任和規(guī)范服從， 但前者的重要程度顯然大于后者（見表1～2、網(wǎng)絡(luò)版附錄表S1～S2）。由于集體主義概念的復(fù)雜性， 集體主義與正義感的關(guān)系及其作用機制一直未得到很好的澄清（Fischer， 2016）， 而我們的研究從共同責(zé)任、規(guī)范服從這兩個集體主義道德動機出發(fā)， 發(fā)現(xiàn)共同責(zé)任、而非規(guī)范服從在集體主義與親社會正義感之間起中介作用。就道德動機而言， 共同責(zé)任與規(guī)范服從是一對范疇， 二者分別從指引（prescriptive）和禁止（proscriptive）兩種行為調(diào)節(jié)焦點來影響道德行為， 前者聚焦公平促進和應(yīng)該做什么（如行善助人、主動做好事）， 后者聚焦秩序維穩(wěn)和不應(yīng)該做什么（如禁止違規(guī)、擔(dān)心受懲罰） （Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013a）。同時， 親社會正義感的前提是他人受到不公對待（即正義規(guī)范的違反）， 親社會正義感的激發(fā)更多是在正義規(guī)范被打破時直面不公的強烈認知情緒反應(yīng)和重建正義的深思和動力， 而非對不公行為的評價和對正義規(guī)范的服從（Baumert amp; Schmitt， 2016; Schmitt et al.， 2010）， 前者更多需要的是基于群體關(guān)系的共同責(zé)任及其助人動機（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013b）。因此， 基于公平促進與指引道德的共同責(zé)任、而非基于秩序維穩(wěn)與禁止道德的規(guī)范服從才是道德義務(wù)主體踐行親社會正義的心理動力， 這澄清了集體主義文化下社會正義的責(zé)任原則（Miller amp; Bersoff， 1992），"也暗示了秩序維穩(wěn)可能帶來的正義困境（Janoff-Bulman amp; Carnes， 2013b）。

5.3""親社會正義感的關(guān)系因素

正義的重要性不僅體現(xiàn)在對權(quán)利正義的反思， 而且在關(guān)系中會凸顯（Peters amp; van den Bos， 2008）。本研究發(fā)現(xiàn)， 不公反應(yīng)視角在集體主義與親社會正義感之間起調(diào)節(jié)作用， 這一發(fā)現(xiàn)揭示了親社會正義感三種視角的差異性， 以及正義背后關(guān)系的重要性。首先， 盡管親社會正義感的過錯者、得利者、目擊者視角均表示對他人不公遭遇的關(guān)切， 但關(guān)切他人時的關(guān)系指向不同， 因此其道德認知、情緒和行為動機也有細微差別。具體而言， 目擊者視角是道德主體對正義價值的明確主張及對違規(guī)者進行干預(yù)的道德勇氣， 與憤怒等基本情緒有關(guān)（Halmburger et al.， 2015）; 得利者、過錯者視角是道德主體對不公行為的自我評價和反思以及對受害者的補償， 與內(nèi)疚等復(fù)雜的社會情感有關(guān)（Baumert， amp; Schmitt， 2016）。研究1中集體主義和個人主義均顯著預(yù)測目擊者視角的親社會正義感， 說明目擊者視角不僅需要集體主義的他人取向， 還需要個人主義對正義價值的積極主張和勇敢行動， 正是因為目擊者視角的關(guān)系指向是違規(guī)者以及超越于具體人際關(guān)系的正義價值（Schmitt et al.， 2010; Wu et al.， 2014）。

其次， 親社會正義感三種視角的關(guān)系卷入程度不同， 因此重視關(guān)系背景的集體主義對不同視角親社會正義感的預(yù)測效應(yīng)是不同的。在本研究中， 涉及更多自我?他人關(guān)系卷入的得利者、過錯者視角（vs. 目擊者視角）親社會正義感的集體主義效應(yīng)更大（研究2～3）， 這不同于基于個人主義文化及其自由主義意識形態(tài)的權(quán)利正義原則（Miller amp; Bersoff， 1992）， 而符合集體主義的關(guān)系正義原則（Fischer， 2016; Wielsch， 2013）。具體而言， 與目擊者視角相比， 得利者、過錯者視角涉及到更多的自我?他人關(guān)系卷入和利益沖突， 即他人的不公遭遇與“我”有關(guān)或由“我”引起， 此時互依自我的道德義務(wù)主體更有可能激活， 并在面對他人不公時展現(xiàn)（或模仿）出親社會的心理反應(yīng)能力。盡管有人認為集體主義更看重社會和諧， 而較少關(guān)注正義原則， 甚至信奉“事不關(guān)己、高高掛起”的處事原則（Fischer， 2016）——但他們忽視了集體主義者對利害關(guān)系、群己邊界的考量（Markus amp; Kitayama， 2010; Yum amp; Canary， 2009）。

5.4 "局限與展望

當然， 本研究也存在一些局限。首先， 研究方法限制了研究結(jié)果的可推廣性。如研究1的集體主義、道德責(zé)任、規(guī)范服從、親社會正義感等關(guān)鍵變量均通過自我報告的方法進行測量。雖然自我報告測量方法能提供有價值的信息， 但采用包括行為觀察和評分在內(nèi)的多種方法可以提高研究結(jié)果的可靠性， 并對親社會正義感的行為成分（如“挺身而出”）進行更加直接的測量; 盡管研究 2證明了集體主義與親社會正義感的因果關(guān)系， 但是啟動效應(yīng)往往是短暫的， 未來的研究可采用縱向研究設(shè)計， 以更好地理解和評估集體主義對親社會正義感的影響， 并全面考察它們的動態(tài)性和穩(wěn)定性; 研究3通過大語言模型集體主義角色生成的親社會正義感具有廣泛的代表性， 但其結(jié)果也依賴于模型背后的數(shù)據(jù)集和價值對齊標準（如GLM-4角色扮演放大了人類被試的文化啟動效應(yīng)）， 未來研究還須揭示大語言模型背后的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)和倫理機制， 并通過文化微調(diào)的形式強化集體主義、弱化個人主義， 并積極引導(dǎo)正義相關(guān)的內(nèi)容生成向著親社會的方向設(shè)計和發(fā)展（Cao et al.， 2023; Naous et al.， 2023）; 三項研究主要基于中國被試和大語言模型這兩種研究對象， 并沒有進行跨文化比較或同文化群體內(nèi)的異質(zhì)子群體比較， 未來研究可招募典型的個人主義、集體主義文化群體來對親社會正義感的文化基礎(chǔ)進行更嚴格的檢驗。

其次， 集體主義是復(fù)雜、多維的概念， 但本研究將其作為一般價值觀量表來測量， 且僅檢驗了共同責(zé)任、規(guī)范服從這兩個道德動機， 可能忽略了其他重要文化變量（如整體思維、宗教信仰）和人格變量（如同理心、道德勇氣）， 它們也可能與親社會行為正向或負向的關(guān)聯(lián)（Gerpott et al.， 2018; Oyserman et"al.， 2002）。尤其同理心或共情也是面向他人不公遭遇時的常見心理反應(yīng)， 且常表現(xiàn)在集體主義者身上（Kraus et al.， 2010; Stinson amp; Ickes， 1992）; 以往研究發(fā)現(xiàn)， 同理心與親社會正義感的目擊者視角正相關(guān)， 這與正義的目擊者對無關(guān)他人的積極關(guān)注和普遍同情有關(guān)（Schmitt et al.， 2005; Wu et al.， 2014）。但考慮到親社會正義感背后的情緒一般是憤怒、愧疚等與報復(fù)、補償?shù)刃袨橄嚓P(guān)的趨近情緒（Carver amp; Harmon-Jones， 2009）， 而同理心可能還不足以成為重建正義的激發(fā)力量（Baumert et al.， 2013; Nudelman et al.， 2024）， 因此同理心與集體主義、親社會正義感的關(guān)系暫未在本研究中加以考慮， 但有待未來深入研究。值得注意的是， 這里對不公的“自信表達”和“挺身而出”并非心理健康領(lǐng)域的積極情緒， 而與直面不公的“憤怒”、“內(nèi)疚”等負性情緒有關(guān)， 未來在親社會正義感及相關(guān)因素的測量中可加入道德自信、道德勇氣等更加積極主動、表面效度更高的問卷條目， 以及生態(tài)效度更高的行為指標。

此外， 親社會正義感的表達可能會受到群體身份的影響， 也是理解和解決群體關(guān)系的重要路徑（Baumert amp; Schmitt， 2016）， 但本研究并沒有對其背后的群體身份或情境進行操控和檢驗。首先， 社會互動中的正義訴求在很大程度上來自于社會歸屬的需要（Fischer， 2013; Kenrick et al.， 2010）， 但本研究中親社會正義感的不公反應(yīng)對象是沒有特定關(guān)系的陌生人（外群體）， 而不是有特殊關(guān)系的家人或朋友（內(nèi)群體）， 未來研究可以檢驗不公反應(yīng)對象或道德主體的群體身份對親社會正義感具體表現(xiàn)的影響， 以及集體主義的作用。此外， 親社會正義感本身就反映了對弱勢群體（受害者）的關(guān)切， 其三種視角也在某種程度上反映了優(yōu)勢群體（得利者、過錯者）或第三方群體（目擊者）的身份， 未來研究可在群體層面重復(fù)驗證以往個體水平的研究發(fā)現(xiàn)， 深入探討親社會的群體正義感問題（Baumert et al.， 2022）。當然， 集體主義促進親社會正義感的邊界條件還包括一些其他的可能因素， 例如道德情境（受害者的不公遭遇是否涉及人身傷害）、社會距離（受害者是否為被試的家人或朋友）， 這些都可能會影響個體對他人不公遭遇的認知、情緒和行為反應(yīng)（Nudleman et"al.， 2024）， 并有待未來研究進行具體考察。

盡管存在一些局限， 但本研究揭示了親社會正義感的文化價值基礎(chǔ)和道德機制， 這為親社會正義感的發(fā)展和教育提供了科學(xué)依據(jù)， 即通過價值識別和干預(yù)來預(yù)測、并提升親社會正義感， 在道德教育實踐中是可能的。集體主義和共同責(zé)任在一定程度上反映了穩(wěn)定的特質(zhì)， 也包含可變的狀態(tài)成分， 后者為道德發(fā)展、教育提供了可能（Fleeson， 2001; Steyer et al.， 1999）。集體主義和親社會正義感不僅在特質(zhì)層面顯著關(guān)聯(lián)（研究1）， 而且在狀態(tài)層面可被激活和改變（研究2）， 并通過大語言模型來塑造和扮演（研究3）。尤其值得注意的是， 研究2采用的亂句組合任務(wù)是一種內(nèi)隱啟動范式， 這證明了集體主義對親社會正義感的影響可以在潛意識里發(fā)生， 與外顯任務(wù)中的道德說教截然不同， 這對理解道德判斷的復(fù)雜性以及如何在充斥著海量、多元信息的現(xiàn)代社會開展道德教育具有重要啟發(fā)。

6 "結(jié)論

我們聚焦正義感的親社會屬性， 通過多種方法檢驗了集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)及其道德機制， 為正義研究從權(quán)利到責(zé)任的轉(zhuǎn)型做出了重要探索。主要結(jié)論如下：

（1）從心理學(xué)角度回應(yīng)了以往正義感研究的文化偏差問題， 并發(fā)現(xiàn)集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)及共同責(zé)任的中介效應(yīng)。這不同于個人主義文化下道德主體的權(quán)利主張， 而體現(xiàn)了集體主義文化下正義感的責(zé)任原則。進而， 基于公平促進與指引道德的共同責(zé)任、而非基于秩序維穩(wěn)與禁止道德的規(guī)范服從才是道德義務(wù)主體踐行親社會正義的心理動力， 澄清了集體主義文化下責(zé)任正義的道德內(nèi)涵和邊界， 以及秩序維穩(wěn)可能帶來的正義困境。

（2）探討不公反應(yīng)視角對集體主義與親社會正義感的調(diào)節(jié)作用， 這有助于澄清正義表達的關(guān)系機制， 以及親社會正義感三種視角的差異性， 以及正義背后關(guān)系的重要性。相對于目擊者視角， 涉及自我?他人關(guān)系卷入的得利者、過錯者視角親社會正義感的集體主義效應(yīng)更大， 這說明集體主義文化下并非正義不重要或不被重視， 而是只有在利害關(guān)系中才會凸顯出來。

（3）采用多種方法及人類被試、大語言模型相互驗證的范式， 為復(fù)雜文化心理變量的測量提供了新的解決方案， 并探討了人工智能作為道德主體的倫理優(yōu)先性和可行性。集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)， 不僅可以發(fā)生在人類被試的個體文化特質(zhì)層面（研究1）， 而且還可以發(fā)生在可操縱的社會文化情境層面（研究2）， 以及大語言模型這一文化產(chǎn)品中（研究3）。

總之， 本研究揭示了親社會正義感的文化價值基礎(chǔ)及其道德機制， 這有助于我們理解正義研究從權(quán)利到責(zé)任的文化、道德轉(zhuǎn)型， 以及通過價值觀塑造親社會行為的關(guān)系或情境條件; 在實踐層面， 本研究也啟發(fā)我們制定有效的識別、干預(yù)措施， 在文化錯綜復(fù)雜的后個人主義社會及智能時代的大語言模型中培養(yǎng)和塑造他人取向的親社會正義感。

致謝：感謝Manfred Schmitt、Gabriel Nudelman、陳詠媛、張燕、周嬋、韓世輝等老師對研究設(shè)計、會議報告、論文寫作等前期工作和交流的貢獻， 以及徐秀秀、孟松、萬瑞玲等同學(xué)在材料準備和數(shù)據(jù)整理上的協(xié)助。也感謝編委、編輯和審稿人對論文初稿和歷次修改所提的寶貴意見。

參""考""文""獻

Aher， G. V.， Arriaga， R. I.， amp; Kalai， A. T. （2023）. Using large language models to simulate multiple humans and replicate human subject studies. In"Proceedings of the 40th International Conference on Machine Learning Vol. 202"（eds Krause Andreas et al.） （pp. 337?371） （PMLR， Proceedings of Machine Learning Research）.

Aquino， K.， amp; Reed， A. （2002）. The self-importance of moral identity. Journal of Personality and Social Psychology， 83（6）， 1423?1440.

Baumert， A.， Adra， A.， amp; Li， M. （2022）. Justice sensitivity in intergroup contexts： A theoretical framework."Social Justice Research， 35（1）， 7?32.

Baumert， A.， Beierlein， C.， Schmitt， M.， Kemper， C. J.， Kovaleva， A.， Liebig， S.， amp; Rammstedt， B. （2014）. Measuring four perspectives of justice sensitivity with two items each. Journal of Personality Assessment， 96（3）， 380? 390.

Baumert， A.， Halmburger， A.， amp; Schmitt， M. （2013）. Interventions against norm violations： Dispositional determinants of self-reported and real moral courage. Personality and Social Psychology Bulletin， 39（8）， 1053? 1068.

Baumert， A.， Maltese， S.， Reis， D.， MacLeod， C.， Tan-Mansukhani， R.， Galang， A. J. R.， Salanga， M. G. C.， amp; Schmitt， M. （2020）. A cross-cultural study of justice sensitivity and its consequences for cooperation. Social Psychological and Personality Science， 11（7）， 899?907.

Baumert， A.， amp; Schmitt， M. （2016）. Justice Sensitivity. In C. Sabbagh amp; M. Schmitt， M. （Eds.）. Handbook of social justice theory and research （pp. 161?180）."New York： Springer.

Bond， R.， amp; Smith， P. B. （1996）. Culture and conformity： A meta-analysis of studies using Asch’s （1952b， 1956） line judgment task. Psychological Bulletin， 119（1）， 111?137.

Bondü， R.， amp; Elsner， B. （2015）. Justice sensitivity in childhood and adolescence. Social Development， 24（2）， 420?441.

Bresnahan， M. J.， Chiu， H. C.， amp; Levine， T. R. （2004）. Self-construal as a predictor of communal and exchange orientation in Taiwan and the USA. Asian Journal of Social Psychology， 7（2）， 187?203.

Brewer， M. B.， amp; Chen， Y. R. （2007）. Where （who） are collectives in collectivism？ Toward conceptual clarification of individualism and collectivism. Psychological Review， 114（1），"133?151.

Brockner， J.， Chen， Y. R.， Mannix， E. A.， Leung， K.， amp; Skarlicki， D. P. （2000）. Culture and procedural fairness： When the effects of what you do depend on how you do it. Administrative Science Quarterly， 45（1）， 138?159.

Brockner， J.， De Cremer， D.， van den Bos， K.， amp; Chen， Y. R. （2005）. The influence of interdependent self-construal on procedural fairness effects. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 96（2）， 155?167.

Brosnan， S. F. （2006）. Nonhuman species’ reactions to inequity and their implications for fairness. Social Justice Research， 19（2），"153?185.

Brosnan， S. F.， amp; de Waal， F. B. M. （2014）. Evolution of responses to （un）fairness. Science，"346（6207）， 1251776.

Bryan， A. D.， Hammer， J. C.， amp; Fisher， J. D. （2000）. Whose hands reach out to the homeless？ Patterns of helping among high and low communally oriented individuals."Journal of Applied Social Psychology， 30（5），"887?905.

Cabrera， L. Y.， amp; Weber， D. J. （2023）. Rethinking the ethical priorities for brain?computer interfaces. Nature Electronics， 6（2）， 99?101.

Cao， Y.， Zhou， L.， Lee， S.， Cabello， L.， Chen， M.， amp; Hershcovich， D. （2023）. Assessing cross-cultural alignment between ChatGPT and human societies： An empirical study. ArXiv preprint arXiv：2303.17466.

Carver， C. S.， amp; Harmon-Jones， E. （2009）. Anger is an approach- related affect： Evidence and implications. Psychological bulletin， 135（2）， 183?204.

Chen， B.， Yang， R. J.， amp; Deng， W. G. （2013）. Justice sensitivity and the processing of justice-related information： Based on Chinese culture. Psychological Exploration， （6）， 507?512.

[陳勃， 楊瑞娟， 鄧穩(wěn)根. （2013）. 觀察者公正敏感性對不公正信息加工的影響. 心理學(xué)探新， （6）， 507? 512.]

Chen， Y.， Brockner， J.， amp; Katz， T. （1998）. Toward an explanation of cultural differences in in-group favoritism： The role of individual versus collective primacy."Journal of Personality and Social Psychology， 75（6）， 1490?1502.

Cohen， A. B. （2009）. Many forms of culture. American Psychologist， 64（3）， 194?204.

Collier， P.， amp; Kay， J. （2020）."Greed is dead： Politics after individualism."Penguin UK.

Cui， S. J.， Wang， Y.， Han， X. Q.， Zhou， Y.， amp; Luo， X. N. （2020）. A study on justice sensitivity in patients with depression. Journal of Psychiatry， 33（4）， 273?276.

[崔少娟， 王赟， 韓學(xué)青， 周媛，"羅小年. （2020）. 抑郁癥患者公正敏感性研究. 精神醫(yī)學(xué)雜志， 33（4）， 273?276.]

Dillion， D.， Tandon， N.， Gu， Y.， amp; Gray， K. （2023）. Can AI language models replace human participants？ Trends in Cognitive Sciences， 27（7）， 597?600.

Dworkin， R. （1978）. Liberalism. In： Hampshire， S. （Ed.）."Public and private morality. Cambridge University Press.

Earley， P. C.， amp; Gibson， C. B. （1998）. Taking stock in our progress on individualism-collectivism： 100 years of solidarity and community. Journal of Management， 24（3）， 265?304.

Fischer， R. （2013）. Belonging， status， or self-protection？ Examining justice motives in a three-level cultural meta- analysis of organizational justice effects."Cross-Cultural Research， 47（1）， 3?41.

Fischer， R. （2016）. Justice and Culture. In： Sabbagh， C.， amp; Schmitt， M. （Eds.） Handbook of social justice theory and research. New York： Springer.

Fleeson， W. （2001）. Toward a structure- and process-integrated view of personality： Traits as density distributions of states. Journal of Personality and Social Psychology， 80（6）， 1011?"1027.

Kenrick， D. T.， Griskevicius， V.， Neuberg， S. L.， amp; Schaller， M. （2010）. Renovating the pyramid of needs： Contemporary extensions built upon ancient foundations. Perspectives on Psychological Science， 5（3）， 292?314.

Kitayama， S.， amp; Salvador， C. E. （2024）. Cultural psychology： Beyond east and west. Annual Review of Psychology， 75（1）， 495?526.

Gerpott， F. H.， Balliet， D.， Columbus， S.， Molho， C.， amp; de Vries， R. E. （2018）. How do people think about interdependence？ A multidimensional model of subjective outcome interdependence. Journal of Personality and Social Psychology， 115（4）， 716?742.

Gollwitzer， M.， amp; Rothmund， T. （2011）. What exactly are victim-sensitive persons sensitive to？ Journal of Research in Personality， 45（5），"448?455.

Gollwitzer， M.， Rothmund， T.， Alt， B.， amp; Jekel， M. （2012）. Victim sensitivity and the accuracy of social judgments. Personality and Social Psychology Bulletin， 38（8）， 975? 984.

Gollwitzer， M.， Rothmund， T.， Pfeiffer， A.， amp; Ensenbach， C. （2009）. Why and when justice sensitivity leads to pro- and antisocial behavior. Journal of Research in Personality， 43（6）， 999?1005.

Gollwitzer， M.， Schmitt， M.， Schalke， R.， Maes， J.， amp; Baer， A. （2005）. Asymmetrical effects of justice sensitivity perspectives on prosocial and antisocial behavior. Social Justice Research， 18， 183?201.

Gudykunst， W. B.， Matsumoto， Y.， Ting-Toomey， S.， Nishida， T.， Kim， K.， amp; Heyman， S. （1996）. The influence of cultural individualism-collectivism， self-construals， and individual values on communication styles across cultures. Human Communication Research， 22（4）， 510?543.

Hafer， C. L.， amp; Sutton， R. （2016）. Belief in a just world. In C. Sabbagh amp; M. Schmitt， M. （Eds.）. Handbook of social justice theory and research （pp. 145?160）."New York： Springer.

Haidt， J.， amp; Graham， J. （2007）. When morality opposes justice： Conservatives have moral intuitions that liberals may not recognize. Social Justice Research， 20（1）， 98?116.

Halmburger， A.， Baumert， A.， amp; Schmitt， M. （2015）. Anger as driving factor of moral courage in comparison with guilt and global mood： A multimethod approach. European Journal of Social Psychology， 45（1）， 39?51.

Hayes， A. F. （2013）. Introduction to mediation， moderation， and conditional process analysis： A regression-based approach. New York： Guilford Press.

Hong， Y. Y.， Morris， M. W.， Chiu， C. Y.， amp; Benet-Martínez， V. （2000）. Multicultural minds： A dynamic constructivist approach to culture and cognition. American Psychologist， 55（7）， 709?720.

Howard， M. C.， amp; Cogswell， J. E. （2018）. The \"other\" relationships of self-assessed intelligence： A meta-analysis. Journal of Research in Personality， 77， 31?46.

Hu， G. X.， Liu， Y. Z.， Wang， H.， He， N.， amp; Chen， X. X. （2020）. Effect of ego-depletion on altruistic punishment： The role of anger and justice sensitivity. Journal of Psychological Science， 43（1）， 117?124.

[胡高喜， 劉耀中， 王赫， 賀娜，"陳曉曦. （2020）. 自我損耗對利他懲罰的影響： 憤怒與公正敏感性的作用. 心理科學(xué)， 43（1）， 117?124.]

Janoff-Bulman， R.， amp; Carnes， N. C. （2013a）. Surveying the moral landscape： Moral motives and group-based moralities. Personality and Social Psychology Review， 17（3）， 219?236.

Janoff-Bulman， R.， amp; Carnes， N. C. （2013b）. Moral context matters： A reply to Graham. Personality and Social Psychology Review， 17（3）， 242?247.

Kou， Y.， amp; Zhang， Q. P. （2006）. Conceptual representation of early adolescents’ prosocial behavior. Sociological Studies， （5）， 169?187+245.

[寇彧， 張慶鵬. （2006）. 青少年親社會行為的概念表征研究. 社會學(xué)研究， （5）， 169?187+245.]

Kraus， M. W.， C?té， S.， amp; Keltner， D. （2010）. Social class， contextualism， and empathic accuracy. Psychological Science， 21（11）， 1716?1723.

Lerner， M. J. （2003）. The justice motive： Where social psychologists found it， how they lost it， and why they may not find it again. Personality amp; Social Psychology Review， 7（4）， 389?399.

Leung， T.， amp; Kim， M. S. （1997）. A revised self-construal scale. Honolulu： University of Hawaii at Manoa.

Lin， Z.， Lin， Y.， amp; Han， S. （2008）. Self-construal priming modulates visual activity underlying global/local perception. Biological Psychology， 77（1）， 93?97.

Liu， Y. J.， Ma， H. Y.， Liang， J.， Liu， Z.， Ma， L. L.， amp; Yang， L. C. （2016）. The effect of rational vs. experiential processing style on the emotional and behavioral reactions towards injustice： The moderating role of justice sensitivity. Journal of Psychological Science， 39（4）， 942?948.

[劉燕君， 馬紅宇， 梁娟， 劉喆， 馬露露，"楊林川. （2016）. 理性-經(jīng)驗加工對不公正情緒和行為反應(yīng)的影響： 公正敏感性的調(diào)節(jié)作用. 心理科學(xué)， 39（4）， 942?948.]

Maltese， S.， Baumert， A.， Reis， D.， MacLeod， C.， Tan-Mansukhani， R.， Galang， A. J. R.， Salanga， M. G. C.， amp; Schmitt， M. （2018， July）. A cross-cultural study of sensitivity to injustice and its consequences for cooperation. Paper presented at the 17th biennial meeting of the International Society for Justice Research （ISJR）. Atlanta， USA.

Markus， H.， amp; Kitayama， S. （1991）. Culture and the self： Implications for cognition， emotion， and motivation."Psychological Review， 98（2）， 224?253.

Markus， H. R.， amp; Kitayama， S. （2010）. Cultures and selves： A cycle of mutual constitution. Perspectives on Psychological Science， 5（4）， 420?430.

McCrae， R. R.， Terracciano， A. （2005）. Personality profiles of cultures： Aggregate personality traits. Journal of Personality and Social Psychology， 89（3）， 407?425.

Mei， Q.， Xie， Y.， Yuan， W.， amp; Jackson， M. O. （2024）. A Turing test of whether AI chatbots are behaviorally similar to humans. Proceedings of the National Academy of Sciences， 121（9）， e2313925121.

Meng， J. （2024）. AI emerges as the frontier in behavioral science. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America， 121（10）， e2401336121.

Miller， J. G.， amp; Bersoff， D. M. （1992）. Culture and moral judgment： How are conflicts between justice and interpersonal responsibilities resolved？ Journal of Personality and Social Psychology，"62（4）， 541?554.

Miller， J. G.， Bland， C.， K?llberg-Shroff， M.， Tseng， C-Y.， Montes-George， J.， Ryan， K.， Das， R.， amp; Chakravarthy， S. （2014）. Culture and the role of exchange vs. communal norms in friendship. Journal of Experimental Social Psychology， 53，"79?93.

Morris， M. W.， Chiu， C. Y.， amp; Liu， Z. （2015）. Polycultural psychology. Annual Review of Psychology， 66（1）， 631?659.

Naous， T.， Ryan， M. J.， Ritter， A.， amp; Xu， W. （2023）. Having beer after prayer？ Measuring cultural bias in large language models. arXiv preprint arXiv：2305.14456.

Neuman， Y.， Turney， P.， amp; Cohen， Y. （2012）. How language enables abstraction： A study in computational cultural psychology. Integrative Psychological amp; Behavioral Science， 46（2）， 129?145.

Newfield， C. （2021）. Post individualism."Independent Social Research Foundation （ISRF） Bulletin XXIV. https：//www. isrf.org/wp-content/uploads/2021/11/Bulletin-24-full-issue-for-issuu-v2.pdf

Nisbett， R. E.， Peng， K.， Choi， I.， amp; Norenzayan， A. （2001）. Culture and systems of thought： Holistic versus analytic cognition. Psychological Review， 108（2）， 291?310.

Nudelman， G.， Chen， Y.， amp; Wu， M. S. （2024）. Standing up for close others： The relationship effect on moral courage across care and fairness contexts. International Journal of Social Psychology， 39（2）， 347?375.

Oliveira， R.， Arriaga， P.， Santos， F. P.， Mascarenhas， S.， amp; Paiva， A. （2021）. Towards prosocial design： A scoping review of the use of robots and virtual agents to trigger prosocial behaviour. Computers in Human Behavior， 114， 106547.

Oyserman， D.， Coon， H. M.， amp; Kemmelmeier， M. （2002）. Rethinking individualism and collectivism： Evaluation of theoretical assumptions and meta-analyses. Psychological Bulletin， 128（1）， 3?72.

Oyserman， D.， amp; Lee， S. W. （2008）. Does culture influence what and how we think？ Effects of priming individualism and collectivism. Psychological Bulletin， 134（2）， 311?342.

Parboteeah， K. P.， Cullen， J. B.， amp; Lim， L. （2004）. Formal volunteering： A cross-national test. Journal of World Business， 39（4）， 431?441.

Peters， S. L.， amp; van den Bos， K. （2008）. When fairness is especially important： Reactions to being inequitably paid in communal relationships. Social Justice Research， 21， 86? 105.

Piff， P. K.， Stancato， D. M.， C?té， S.， Mendoza-Denton， R.， amp; Keltner， D. （2012）. Higher social class predicts increased unethical behavior. Proceedings of the National Academy of Sciences， 109（11）， 4086?4091.

Rawls， J. （1958）. Justice as fairness. The Philosophical Review， 67（2）， 164?194.

Rawls， J. （1963）. The sense of justice. The Philosophical Review， 72（3）， 281?305.

Richard， F. D.， Bond Jr， C. F.， amp; Stokes-Zoota， J. J. （2003）. One hundred years of social psychology quantitatively described. Review of General Psychology， 7（4）， 331?363.

Rothmund， T.， Baumert， A.， amp; Zinkernagel， A. （2014）. The German “Wutbürger”： How justice sensitivity accounts for individual differences in political engagement. Social Justice Research， 27， 24?44.

Rueckert， L.， amp; Naybar， N. （2008）. Gender differences in empathy： The role of the right hemisphere. Brain and Cognition， 67（2）， 162?167.

Sadowski， I. （2023）. A post-individualistic turn？ Intergenerational change in self-orientation in Poland and Germany. International Journal of Comparative Sociology， 65（5）， 614?635.

Sandel， M. （2005）. Liberalism and the limits of justice. In D. Matravers amp; J. Pike （Eds.） Debates in contemporary political philosophy"（pp. 150?169）. Routledge.

Sandel， M. J. （1982/1998）. Liberalism and the limits of justice. Cambridge： Cambridge University Press.

Sandel， M. J. （2010）. Justice： What’s the right thing to do？ The Hedgehog Review， 12（1）， 85?90.

Sandel， M. J. （2021）. How meritocracy fuels inequality—Part I the tyranny of merit： An overview. American Journal

Schmitt， M.， Baumert， A.， Gollwitzer， M.， amp; Maes， J. （2010）. The justice sensitivity inventory： Factorial validity， location in the personality facet space， demographic pattern， and normative data. Social Justice Research， 23（2）， 211?238.

Schmitt， D. R.， Allik， J.， McCrae， R. R.， amp; Benet-Martínez， V. （2007）. The geographic distribution of big five personality traits： Patterns and profiles of human self-description across 56 nations. Journal of Cross-Cultural Psychology， 38（2），"173?213.

Schmitt， M.， Gollwitzer， M.， Maes， J.， amp; Arbach， D. （2005）. Justice sensitivity： Assessment and location in the personality space. European Journal of Psychological Assessment， 21（3）， 202?211.

Schmitt， M.， amp; Mohiyeddini， C. （1996）. Sensitivity to befallen injustice and reactions to a real-life disadvantage. Social Justice Research， 9（3）， 223?238.

Schmitt， M.， Neumann， R.， amp; Montada， L. （1995）. Dispositional sensitivity to befallen injustice. Social Justice Research， 8（4）， 385?407.

Schmitt， M.， Reichle， B.， amp; Maes， J. （2002）. Responsibility and reactions to the disadvantaged. In H.-W. Bierhoff amp; A. E. Auhagen （Eds.）， Responsibility （pp. 181?192）. London： Routledge.

Shanahan， M.， McDonell， K.， amp; Reynolds， L. （2023）. Role play with large language models. Nature， 623， 493?498.

Sheikh， S.， amp; Janoff-Bulman， R. （2010）. The “shoulds” and “should nots” of moral emotions： A self-regulatory perspective on shame and guilt. Personality and Social Psychology Bulletin， 36（2）， 213?224.

Singelis， T. M. （1994）. The measurement of independent and interdependent self-construals. Personality and Social Psychology Bulletin， 20（5）， 580?591.

Singelis， T. M.， amp; Brown， W. J. （1995）. Culture， self， and collectivist communication： Linking culture to individual behavior. Human Communication Research， 21（3）， 354?389.

Steyer， R.， Schmitt， M.， amp; Eid， M. （1999）. Latent state-trait theory and research in personality and individual differences."European Journal of Personality， 13（5）， 389?408.

Stinson， L.， amp; Ickes， W. （1992）. Empathic accuracy in the interactions of male friends versus male strangers. Journal of Personality and Social Psychology， 62（5）， 787?797.

Talhelm， T.， amp; English， A. S. （2020）. Historically rice-farming societies have tighter social norms in China and worldwide. Proceedings of the National Academy of Sciences，"117（33）， 19816-19824.

Taylor， J. E. T.， amp; Taylor， G. W. （2021）. Artificial cognition： How experimental psychology can help generate explainable artificial intelligence. Psychonomic Bulletin and Review， 28（2）， 454?475.

Triandis， H. C.， amp; Gelfand， M. J. （1998）. Converging measurement of horizontal and vertical individualism and collectivism. Journal of Personality and Social Psychology， 74（1）， 118?128.

Wang， X.， He， Y.， Jin， Y.， Gao， L.， Liu， Y.， amp; Zhou， Y. （2020）. Association between victim sensitivity and the resting-state functional connectivity of the dorsal insula. Chinese Social Psychology Reivew， 21（2）， 50?63.

[王曉明， 何毓文， 金悅寧， 高連祿， 劉鈺婧， 周媛. （2020）. 受害者正義感與背側(cè)腦島靜息態(tài)功能連接的關(guān)聯(lián)研究. 中國社會心理學(xué)評論， 21（2）， 50?63.]

Wang， Y.， Luo， Y. L. L.， Wu， M. S.， amp; Zhou， Y. （2022）. Heritability of justice sensitivity. Journal of Individual Differences，"43（3）， 124?134.

Wielsch， D. （2013）. Relational justice. Law and Contemporary Problems， 76（2）， 191?211.

Williamson， G. M.， amp; Clark， M. S. （1989）. Providing help and desired relationship type as determinants of changes in moods and self-evaluations. Journal of Personality and Social Psychology，"56（5）， 722?734.

Wispe， L. G. （1972）. Positive forms of social behavior： An overview. Journal of Social Issues， 28（3）， 1?19.

Wu， M. S.， Li， B.， Zhu， L.， Jiao， D.， amp; Zhu， T. （2018， July）. Connecting with others in economic downturn： A big data analysis of collectivism from 2010 through 2016. Paper presented at the meeting of the Proceedings of The Academic Forum on Research into Social Mentality and Social Psychological Services under the New Era （pp. 81?86）. Marietta， Georgia： American Scholars Press， Inc.

Wu， M. S.， Mao， Y.， Wu， S.， Feng， J.， Zhang， Q.， Xie， T.， Chen， H.， amp; Zhu， T. （2023）. The big data analysis in cultural psychology. Advances in Psychological Sciences， 31（3）， 317?329.

[吳勝濤， 茅云云， 吳舒涵， 馮健仁， 張慶鵬， 謝天， 陳浩， 朱廷劭. （2023）. 基于大數(shù)據(jù)的文化心理分析. 心理科學(xué)進展， 31（3）， 317?329.]

Wu， M. S.， Schmitt， M.， Zhou， C.， Nartova-Bochaver， S.， Astanina， N.， Khachatryan， N.， amp; Han， B. （2014）. Examining self-advantage in the suffering of others： Cross-cultural differences in beneficiary and observer justice sensitivity among Chinese， Germans， and Russians. Social Justice Research， 27（2）， 231?242.

Wu， M. S.， Wang， P.， amp; Chen， Y. （2020）. Social class and prosocial justice sensitivity： The moderation effect of individualism. Chinese Social Psychological Review， 19（2）， 204?214+224?225.

[吳勝濤， 王平麗， 陳詠媛. （2020）. 親社會正義感的階層差異： 個體主義的調(diào)節(jié)作用. 中國社會心理學(xué)評論， 19（2）， 204?214+224?225.]

Wu， S.， Zhang， Y.， Yu， H.， Fan， J.， amp; Li， X. （2021）. Victim justice sensitivity and interpersonal forgiveness the moderation effect of prosocial value orientation. Chinese Social Psychology Review， 21（2）， 37?49.

[吳勝濤， 張燕， 于洪澤， 樊俊伶， 李馨婷. （2021）. 受害者正義感與人際寬?。?社會價值取向的作用. 中國社會心理學(xué)評論， 21（2）， 37?49.]

Xie， J. （2024）. Why the priority of ethics is emphasized in the integration and innovation of artificial intelligence and education： Ethical path for generative artificial intelligence in education. Modern Distance Education Research， 36（6）， 11?19.

[謝娟. （2024）. 人工智能與教育融合創(chuàng)新何以“倫理先行”——兼論生成式人工智能教育應(yīng)用的倫理路徑. 現(xiàn)代遠程教育研究， 36（6）， 11?19.]

Yum， Y. O.， amp; Canary， D. J. （2009）. Cultural differences in equity theory predictions of relational maintenance strategies. Human Communication Research， 35（3）， 384?406.

Zhao， Y.， Huang， Z.， Seligman， M.， amp; Peng， K. （2024）. Risk and prosocial behavioural cues elicit human-like response patterns from AI chatbots. Scientific Reports， 14（1）， 7095.

Zheng， H.， Wen， Z.， amp; Wu， Y. （2011）. The appropriate effect sizes and their calculations in psychological research. Advances in Psychological Science， 19（12）， 1868?1878.

[鄭昊敏， 溫忠麟， 吳艷. （2011）. 心理學(xué)常用效應(yīng)量的選用與分析. 心理科學(xué)進展， 19（12）， 1868?1878.]

Zhou， J.， Ke， P.， Qiu， X.， Huang， M.， amp; Zhang， J. （2023）. ChatGPT： Potential， prospects， and limitations. Frontiers of Information Technology amp; Electronic Engineering， 25（2）， 6?11.

Zhou， H.， amp; Long， L. （2004）. Statistical remedies for common method biases. Advances in Psychological Science， 12（6）， 942?950.

[周浩， 龍立榮. （2004）. 共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法. 心理科學(xué)進展， 12（6）， 942?950.]

Collectivism promotes prosocial justice sensitivity： The role of communal responsibility

WU Michael Shengtao¹， GAO Chenghai²， HU Wanying¹， WANG Ning³， PENG Kaiping³

（¹"School of Sociology and Anthropology， Xiamen University， Xiamen 361005， China）（²"School of Education， Northwest Normal University， Lanzhou 730070，"China）（³"Department of Psychological and Cognitive Sciences， Tsinghua University， Beijing 10084，"China）

Abstract

The previous research on justice was deeply influenced by individualism， which overemphasized the calculation of individual rights and personal interests， while genuine justice dispositions reflect prosocial concerns for others’ suffering rather than self-centered concerns for one’s own interests. As a response to this cultural bias of justice research， the present research focused on the prosocial facets of justice sensitivity （JS） from the observer， beneficiary， and perpetrator perspectives， and examined whether and how prosocial JS was shaped by collectivism related to concern for others， and the moderation effect of reaction perspective and the mediation effect of communal responsibility.

Three studies were conducted using a questionnaire survey of cultural traits and an experiment of cultural priming upon human participants， as well as a role play of cultural products like Large Language Models （e.g.， GLM-4）. Firstly， a survey was conducted to measure collectivist/individualistic traits， prosocial JS， and communal responsibility as well as norm conformity （n = 182， Study 1）. Next， collectivism （vs. individualism） was primed via scrambled sentence tasks （n"= 155， Study 2） and role playing in GLM-4 （n"= 200， Study 3）， and then situational collectivism， prosocial JS， communal responsibility， and norm conformity were measured. Regarding the relationship between collectivism and prosocial JS， a repeated-measured MANOVA was used to further test the moderation effect of reaction perspective （observer vs. beneficiary vs. perpetrator）， and a simple mediation model was used to test the possible mediation effects of communal responsibility and norm conformity.

In Study 1， the results showed that collectivism （but not individualism） was positively related to prosocial JS and its three facets， and this effect was mediated by communal responsibility （but not norm conformity）. In Study 2， priming collectivism （vs. individualism） led to greater prosocial JS. Study 3 revealed that GLM-4 playing as the collectivist role， generated higher scores on prosocial JS， compared to those playing as the individualistic role. Moreover， a 2 （culture： collectivism vs. individualism） x 3 （perspective： observer vs. beneficiary vs. perpetrator） repeated-measure MANOVA revealed a significant moderation effect of perspective on collectivism and prosocial JS. In particular， compared to the observer perspective， the effects of collectivism on prosocial JS were stronger in beneficiary and perpetrator perspectives （Studies 2～3）.

Based on a range of methodological approaches， the current findings demonstrate that prosocial JS is shaped by collectivism， and this effect was mediated by communal responsibility （but not norm conformity） and moderated by reaction perspective， which represents a critical development in the shift of justice research paradigms from a focus on individual rights to communal responsibilities. This research offers insights into strategies for nurturing other-oriented prosocial justice within the complex dynamics of a post-individualism society and the burgeoning era of artificial intelligence.

Keywords "prosocial justice sensitivity， collectivism， post-individualism， personal interest， communal responsibility， norm comformity

附錄1：親社會正義感量表

指導(dǎo)語：面對不公人們的反應(yīng)各不相同， 您會如何反應(yīng)呢？請分別在目擊者、得利者、過錯者三種不同視角下， 判斷自己是否符合下列每一條目所列的反應(yīng)， 并在相應(yīng)的選項（0 = 完全不符， 5 = 完全相符）上劃“√”。

附錄2： 親社會正義感量表的因子分析

親社會正義感量表原本30個條目， 包含目擊者、得利者和過錯者三個維度， 但驗證性因子分析的模型擬合指數(shù)較差（χ2/df"= 4.82， CFI = 0.78， TLI = 0.76， AGFI = 0.88， RMSEA = 0.10， SRMR = 0.10）。接下來， 我們對372個被試按樣本分類， 一個樣本（n = 157）用于探索性因子分析， 另一個樣本（n = 208）用于驗證性因子分析。探索性因子分析表明， 30題親社會正義感量表可析出3個因子， 但存在載荷小于0.4的6個條目、無明顯表示他人不公遭遇的12個條目（如“當我得到的待遇比別人好時， 我會有負罪感”）。剩余18個條目包括情緒成分（如“當我得到原本別人該得的東西時， 我會感到不安”）、認知成分（如“當自己無緣無故得到比別人更好的待遇時， 我會耿耿于懷”）和動機成分（如“我難以忍受自己單方面從別人身上獲利”）， 涵蓋6題簡版的全部條目（Baumert et al.， 2014）及15題簡版的9個條目（Bondü amp; Elsner， 2015）， 探索性因子分析顯示3個因子共解釋方差59.26%。針對18題親社會正義感量表的驗證性因子分析表明， 三因子相關(guān)模型擬合良好（χ2/df = 2.37， CFI = 0.92， TLI = 0.90， AGFI = 0.95， RMSEA = 0.08， SRMR = 0.06）， 但三因子獨立模型擬合較差（χ2/df = 10.02， CFI = 0.54， TLI = 0.49， AGFI = 0.93， RMSEA = 0.21， SRMR = 0.26）。因此， 我們采用三因子相關(guān)模型。

附錄3：親社會正義感的情境測量材料

指導(dǎo)語： 面對下述情境， 您將做何反應(yīng)？請判斷自己是否符合下列每一條目所列的反應(yīng)， 并在相應(yīng)的選項（0 = 完全不符， 5 = 完全相符）上劃“√”。

視角

情境材料

親社會正義感的測量條目

目擊者

假設(shè)你在一家公司工作。你注意到公司的兩名員工同時開始工作， 而且他（她）們的工作很類似。實際上， 只要他（她）們中任何人需要幫助， 他（她）們都會經(jīng)?；ハ鄮椭Ｄ阒榔渲幸晃粏T工A比另一位員工B更勝任這份工作， 并且你注意到A在工作中投入了更長的時間， 比如周末和假期也在加班。有一天， 公司老總約見他（她）們， 告訴他（她）們有一個高管的職位正缺人。老總說這兩名員工是主要的候選人， 并最后決定選B擔(dān)任該高管職位。

1."員工A沒有得到原本該得的升職機會， 這讓我感到不安。2. 我難以忍受員工B單方面得到比員工A更好的升職機會。3. 對于員工A原本不該比員工B得到更差的升職機會， 我感到很惱火。4. 對于員工A無緣無故得到比員工B更差的待遇， 我會耿耿于懷。

得利者

假設(shè)你在一家公司工作。你和一位同事同時開始工作， 而且你們的工作很類似。實際上， 只要你們中任何人需要幫助， 你們經(jīng)常都會互相幫助。你知道這位同事比你更勝任這份工作， 并且你注意到這位同事在工作中投入了更長的時間， 比如周末和假期也在加班。有一天， 公司老總約見你， 告訴你有一個高管的職位正缺人。老總說你和這位同事是主要的候選人， 并最后決定選你擔(dān)任該高管職位。

1. 我得到原本同事該得的升職機會， 這讓我感到不安。2. 我難以忍受自己無緣無故得到比同事更好的升職機會。3. 對于我自己輕易得到同事共同努力才得到的升職機會， 我會有內(nèi)疚感。4. 對于我自己無緣無故得到比同事更好的待遇， 我會久久不能釋懷。

過錯者

假設(shè)你在一家公司工作。你和一位同事同時開始工作， 而且你們的工作很類似。實際上， 只要你們中任何人需要幫助， 你們經(jīng)常都會互相幫助。你知道這位同事比你更勝任這份工作， 并且你注意到這位同事在工作中投入了更長的時間， 比如周末和假期也在加班。有一天， 公司老總約見你， 告訴你有一個高管的職位正缺人。你跟老總交談時， 把同事做的工作都算在自己頭上， 老總最后決定選你擔(dān)任該高管職位。

1. 我拿走了原本同事該得的升職機會， 這讓我感到不安。2. 我難以忍受自己利用同事、從而得到更好的升職機會。3. 對于我犧牲同事為代價來謀求自己的升職機會， 我會有負罪感。4. 對于自己無緣無故對同事不友好， 我會久久不能釋懷。

附錄4：GPT集體主義角色與親社會正義感的關(guān)系及其作用機制

盡管美國GPT的中文語料字數(shù)僅占0.16%， 對中文任務(wù)和集體主義文化的的處理主要靠翻譯而非中文訓(xùn)練模型本身， 理解難免出現(xiàn)偏差（Zhou et al.， 2023）， 但是其開創(chuàng)了大語言模型的行業(yè)標準， 其角色扮演效應(yīng)對于理解文化產(chǎn)品中的集體主義與親社會正義感至關(guān)重要。因此， 我們采用GhatGPT-4o對上述GLM-4的結(jié)果進行重復(fù)驗證。

研究方法

與研究3類似， 我們通過GhatGPT-4o版本API接口進行對話， 輸入為提示詞， 輸出為其生成的問題答案， 隨機性為其默認值（temperature = 1）。GPT-4o的隨機性（temperature）也設(shè)定為1， 集體主義、個人主義角色的樣本量各100， 滿足樣本量的要求。對于GPT-4o， 集體主義量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.98， 共同責(zé)任、規(guī)范服從量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.98、0.72， 三個情境12題親社會正義感量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為0.96， 其中目擊者、得利者和過錯者視角分別為 0.91、0.98和0.97。分數(shù)越大表示集體主義、共同責(zé)任、規(guī)范服從和親社會正義感的得分越高。

結(jié)果

操作檢驗顯示， GPT-4o集體主義角色的集體主義得分（M"= 6.64， SD"= 0.25）顯著高于個人主義角色（M"= 2.40， SD"= 0.37）， t（198） = 94.59， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 13.38， 這表明其集體主義（vs. 個人主義）角色扮演是有效的。關(guān)鍵變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析詳見表S4。

組間差異結(jié)果如表S5所示， GPT-4o集體主義角色在親社會正義感總分（t = 26.32， p lt; 0.001， Cohen’s d"= 3.72）及其目擊者（t = 10.75， p lt;"0.001， Cohen’s d"= 1.52）、得利者（t = 29.60， p lt; 0.001， Cohen’s d"= 4.19）、過錯者（t = 18.54， p lt; 0.001， Cohen’s d"= 2.62）視角上的得分均顯著高于個人主義角色。同時， 親社會正義感存在顯著的文化角色效應(yīng)（F（1， 198） = 405.90， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.78）， 不公反應(yīng)視角效應(yīng)（F（2， 396） = 59.538， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.58）， 以及文化角色×不公反應(yīng)視角的交互效應(yīng)（F（2， 396） = 36.09， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.45）， 即相對于目擊者正義感（Cohen’s d"= 1.52）， 得利者（Cohen’s d"= 4.19）、過錯者（Cohen’s d"= 2.62）正義感的文化角色效應(yīng)更大。

進而， 共同責(zé)任的中介效應(yīng)檢驗顯示， 文化角色對親社會正義感有顯著的總效應(yīng)（B"= 1.65， SE"= 0.06， p"lt; 0.001）和直接效應(yīng)（B"= 0.80， SE"= 0.36， p"= 0.016）， 間接效應(yīng)顯著、且置信區(qū)間不包含零（B"= 0.84， SE"= 0.35， p"= 0.016， 95% CI [0.16， 1.50]）， 表明共同責(zé)任在GPT-4o文化角色與親社會正義感之間起部分中介作用。但對于親社會正義感的三種視角， 文化僅對得利者視角的間接效應(yīng)顯著、且置信區(qū)間不包含零（B"= 1.46， SE"= 0.40， p"lt; 0.001， 95% CI [0.67， 2.22]）， 而對目擊者（B"= 0.72， SE"= 0.38， p"= 0.060， 95% CI [?0.02， 1.43]）、過錯者視角（B"= 0.35， SE"= 0.53， p"= 0.515， 95% CI [?0.70， 1.39]）的間接效應(yīng)不顯著、且置信區(qū)間包含零。這說明， 共同責(zé)任在文化角色和親社會正義感得利者視角之間起顯著中介作用， 但對文化與目擊者視角、文化與過錯者視角的中介效應(yīng)不顯著， 詳見表S9。

此外， 我們也檢驗了規(guī)范服從在集體主義與親社會正義感之間的中介效應(yīng)， 發(fā)現(xiàn)GPT-4o集體主義對親社會正義感有顯著的總體效應(yīng)（B"= 0.26， SE"= 0.12， p = 0.034）和直接效應(yīng)（B"= 0.27， SE"= 0.13， p = 0.042）， 但間接效應(yīng)不顯著、且置信區(qū)間包含零（B"= ?0.01， SE"= 0.05， p"= 0.900， 95% CI [?0.13， 0.09]）， 表明規(guī)范服從對集體主義角色與親社會正義感的中介作用不顯著。

討論

GPT重復(fù)驗證了研究3中GLM的發(fā)現(xiàn)， 即相對于個人主義角色， 集體主義角色的GPT在親社會正義感總分及其目擊者、得利者、過錯者視角均有更高得分; 同時， 集體主義對親社會正義感的促進效應(yīng)受到不公反應(yīng)視角的調(diào)節(jié)。進而， 共同責(zé)任對文化角色（集體主義 vs. 個人主義）與親社會正義感起中介作用。假設(shè)6-8再次得到支持。

值得注意的是， GLM-4和GPT-4o的數(shù)據(jù)資源和道德對齊不同（Naous et al.， 2023）， 前者采用了更多的中文語料庫， 因此在中文提示詞下的角色扮演任務(wù)中表現(xiàn)更好：GLM-4完全重復(fù)了研究2人類被試的結(jié)果， 而GPT-4o則更多受個人主義和道德對齊的影響， 以致無論集體主義或個人主義角色， GPT-4o的親社會正義感得分（M_集體主義 = 4.63， M_個人主義"= 2.99）均高于GLM-4（M_集體主義"= 3.95， M_個人主義"= 2.60）， GPT-4o的共同責(zé)任得分（M_集體主義 = 6.69， M_個人主義"= 2.23）也高于GLM-4（M_集體主義"= 5.96， M_個人主義"= 2.07）， 且共同責(zé)任對集體主義與目擊者、過錯者的中介效應(yīng)均未達到顯著水平。此外， 由于GPT可能的個人主義偏差（Cao et al.， 2023）， 以致GPT-4o生成的親社會正義感（尤其目擊者和過錯者視角）不僅受集體主義、共同責(zé)任的影響， 還受個人主義文化倡導(dǎo)的自尊、自信等變量的影響（Schmitt et al.， 2010; Wu et al.， 2014）。當然， 除了數(shù)據(jù)資源、道德對齊因素， 推理能力、提示詞語言等也可能對結(jié)果產(chǎn)生影響， 因此本研究暫未對兩個大語言模型進行直接比較， 而只是聚焦角色扮演的主效應(yīng)。