分類號 B849：C91

1引言

公平（equity）是人類社會的永恒追求（沈林林等， 2020）¹ 。追求公平的行為亦被認(rèn)為是人類合作得以進(jìn)化的基石（Yoderamp;Decety，2020）。跨文化研究表明，不同人群和種族都傾向于規(guī)避不公平的結(jié)果即表現(xiàn)出不公平規(guī)避行為（House etal.，2020）。發(fā)展心理學(xué)的研究表明，即使非常年幼的兒童也會表現(xiàn)出對公平的偏好（Dawkinsetal.，2019）。雖然人們具有普遍的維護(hù)公平的傾向，但不公平規(guī)避行為并非在所有情境中都具有一致性，而是受到諸多因素，包括社會價值取向（Huamp;Mai，2021）、群體身份（Chen etal.，2024）、共同經(jīng)歷（呂諷諷等，2021）、社會距離（徐杰 等，2017）的影響。值得注意的是，在諸多可能影響不公平規(guī)避行為的人際情境因素中，互惠這一關(guān)鍵變量尚未得到充分關(guān)注，但其潛在影響不容忽視。

互惠是人類社會交往的基本原則，它要求個體回報他人的恩惠（Stsiampkouskaya et al.，2023）。與公平原則一樣，互惠亦被認(rèn)為是產(chǎn)生和維持合作的重要機(jī)制（Schmidetal.，2021）。一般而言，互惠與公平彼此促進(jìn)。一方面，追求公平的動機(jī)有利于互惠體系的形成（vanBaar etal.，2020）。當(dāng)獲得他人的善意與恩惠時，個體會出于維護(hù)公平的動機(jī)而“投桃報李”，如此便形成了互惠關(guān)系。反之，如果個體缺乏公平觀念，則會將他人的善意視作理所當(dāng)然，不施以回報，如此則互惠體系難以建立。另一方面，互惠體系的形成又進(jìn)一步維護(hù)了公平原則（Lilleheieetal.，2021）。在互惠體系中，個體付出的善意必然會獲得他人善意的回報（投以木瓜，報以瓊琚），這意味著互惠促進(jìn)了公平原則的實(shí)現(xiàn)。

然而，互惠與公平并非總是相互促進(jìn)的?，F(xiàn)實(shí)生活中經(jīng)常出現(xiàn)由互惠所驅(qū)動的違背公平的現(xiàn)象。例如，企業(yè)通過小恩小惠式營銷策略（如向顧客派發(fā)試用裝），來促使顧客做出不對等交換行為（如購買大額商品）（Shietal.，2023）。社會團(tuán)體通過贈送小禮品，來獲取大額募捐（Cialdini，2007;Valeetal.，2024）。雖然現(xiàn)實(shí)生活中存在諸如此類的互惠與公平原則相悖的現(xiàn)象，但鮮有研究對此進(jìn)行考察。為此，本研究旨在通過一系列實(shí)驗來考察受人恩惠是否，以及如何影響個體的不公平規(guī)避行為。

1.1 互惠對不公平規(guī)避行為的影響

互惠似乎是人類的天性。相比于沒有給自己分享過資源的同伴，3歲兒童更傾向于回饋曾經(jīng)給自己分享過資源的同伴（Worleetal.，2020）。互惠原則的強(qiáng)大效應(yīng)集中體現(xiàn)在如下兩個方面：其一，“受人之惠，不忘于心。\"對互惠原則的遵守不依賴于正式的監(jiān)督或強(qiáng)制執(zhí)行，而是一種隱含的社會期望，即人們相信受惠者會銘記恩情并在將來予以回報（Degutisetal.，2023）。有研究者將該特征稱為“支持-存儲”（support-depository）機(jī)制，即一方給另一方的支持可以被積累和存儲，以期在將來獲得回報;另一方也會因為對方存儲的支持，而隨時準(zhǔn)備回報（Tangpongetal.，2016）。Li等人（2017）發(fā)現(xiàn)，在臨時建構(gòu)的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，被試也會回報那些在分配中使自己受益的同伴。Molleman等人（2013）發(fā)現(xiàn)，被試會根據(jù)直接互惠線索（如另一被試先前給了他們多少代幣）來決定回饋對方多少代幣；更有趣的是，即使對方的聲譽(yù)（即他們給予其他被試的代幣數(shù)量）較差，被試仍然會遵循互惠原則來回報對方。Ostermaier和Schafer（2024）發(fā)現(xiàn)，即使在不確定情境中—上司為下屬請求額外獎金，但下屬能否獲得這筆獎金仍是不確定的—下屬仍會做出更多努力來回報那些為其請求獎金的上司。互惠已然是一種內(nèi)化的社會規(guī)范，受人恩惠的個體一直在等待回報的機(jī)會；如果無法回報，他們寧愿拒絕施惠者的恩惠（Gao et al.，2020）。

其二，“滴水之恩，涌泉相報。”這一俗語表明，恩惠會觸發(fā)不對等交換。與經(jīng)濟(jì)交換中明確標(biāo)價的資源不同，社會交換中的資源價值取決于行為本身的社會意義。有研究指出，一些正向行為（如給予）通常被賦予慷慨和友善的意義，從而激發(fā)更大程度的回報，即超越原始給予客觀價值的回報（Keysaretal.，2008）。Halali等人（2014）發(fā)現(xiàn)，在信任投資中，只要投資者給予被試的初始金額大于投資者自身保留的金額，那么被試隨后返回的金額必定大于投資者所給予的金額，即產(chǎn)生不對等回報行為。該研究還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在被試認(rèn)知資源耗竭的條件下，返回的金額還會更多。這表明，接受恩惠后的不對等回報可能是一種直覺性反應(yīng)。其它研究也提供了受人恩惠產(chǎn)生不對等回報的證據(jù)。例如，領(lǐng)導(dǎo)的仁慈會讓下屬覺得有回報的義務(wù)，從而承接超出自身專業(yè)能力的任務(wù)（Yeetal.，2024）。被試會為了回報幫其搬家的同事而做出不誠實(shí)的行為（如謊報同事上班缺勤的原因）（Zhuetal.，2020）。

鑒于互惠的強(qiáng)大效應(yīng)（自發(fā)性和誘發(fā)不對等交換），我們提出假設(shè)1：當(dāng)互惠與公平相悖時，受人恩惠可能會降低個體對施惠者做出的針對自身的不公平行為的反應(yīng)，即減少不公平規(guī)避行為。

1.2 不同恩惠條件下感激與虧欠的中介作用

恩惠可能會誘發(fā)感激和虧欠兩種情緒，進(jìn)而影響人們的不公平規(guī)避行為（Gaoetal.，2024）。感激是一種他人向自己提供有價值事物時所產(chǎn)生的積極情緒（Pengetal.，2024）。已有研究表明，受人恩惠，如收到禮物（Nelsonetal.，2024）和獲得朋友的金錢援助（Liuetal.，2020），均會誘發(fā)感激之情，而感激具有重要的道德功能（McCulloughetal.，2001）。首先，作為一種道德晴雨表，感激會提醒受惠者獲得了他人的恩惠，從而驅(qū)動受惠者對施惠者采取回報行為（Maetal.，2017）。發(fā)現(xiàn)-提醒-綁定理論（find-remind-and-bindtheory）認(rèn)為，感激會幫助個體識別適合建立關(guān)系的人（發(fā)現(xiàn)），提醒個體現(xiàn)有關(guān)系的價值（提醒），并激勵他們努力與恩人建立深厚、持久的關(guān)系（綁定） （Algoe，2012）。一項近期研究通過游戲任務(wù)誘發(fā)感激：被試知道同伴（恩人幫自己承擔(dān)了一部分電擊，從而降低了自己需要承受的電擊強(qiáng)度。在隨后由被試擔(dān)任旁觀者的第三方懲罰任務(wù)中，相較于控制組，感激組被試對不公平實(shí)施者（恩人）施加了更少的懲罰（Zhuetal.，2021）。據(jù)此，感激可能在恩惠對不公平規(guī)避行為的影響中起中介作用。

受人恩惠不僅會誘發(fā)積極情緒 感激，而且可能會誘發(fā)消極情緒——虧欠。虧欠指一種從他人那里獲得好處之后產(chǎn)生的回報義務(wù)感，往往伴隨著不安、負(fù)債感和內(nèi)疚（Greenberg，1980）。作為一種強(qiáng)烈的道德情感，虧欠感會激發(fā)受惠者遵守互惠原則的愿望。Goyal等人（2022）的研究表明，感到虧欠的被試會回報恩人的恩惠，并且在回報之后，虧欠情緒會有所減弱。Wang等人（2022）發(fā)現(xiàn)，低績效的被試由于對組織有強(qiáng)烈的虧欠感，因而迫切地想要回報組織，甚至不惜為此做出不道德的親組織行為。在某些情境中，人們甚至?xí)榱吮苊猱a(chǎn)生虧欠感而拒絕接受恩惠（Thompsonamp;Bolino，2018）。鑒于虧欠感是一種人們試圖擺脫的消極情緒，當(dāng)受人恩惠而產(chǎn)生虧欠感時，人們會在該情緒的驅(qū)動下，不惜違背公平原則而采取回報行為，從而重建情緒平衡（Flynn＆Yu，2021）。據(jù)此，虧欠亦可能在恩惠對不公平規(guī)避行為的影響中起中介作用。

盡管以往研究表明，感激與虧欠均可能在恩惠對不公平規(guī)避的影響中發(fā)揮中介作用，但鮮有研究在同一理論框架下對這兩種中介機(jī)制進(jìn)行聯(lián)合檢驗（Pengetal.，2018）。因此，目前尚不清楚兩種中介機(jī)制哪一種占優(yōu)，或在何種情境下（如大恩惠 vs.小恩惠）占優(yōu)。換言之，這兩種中介機(jī)制是否在所有恩惠條件下同時發(fā)揮作用，形成并行中介？抑或在特定條件下（如小恩惠）由某一機(jī)制主導(dǎo)，而在另一條件下（如大恩惠）由另一機(jī)制主導(dǎo)？本研究旨在區(qū)分不同大小恩惠的條件下，進(jìn)一步探討恩惠對不公平規(guī)避行為的作用機(jī)制。具體而言，當(dāng)個體受到他人較大恩惠時，感激與虧欠情緒可能同時產(chǎn)生。由于虧欠，作為一種個體急于擺脫的消極情緒，往往引發(fā)更強(qiáng)烈的回報義務(wù)感和責(zé)任感（Peng，2020），因此我們提出假設(shè)2a：當(dāng)個體受到較大恩惠時，虧欠而非感激在受人恩惠對不公平規(guī)避行為的影響中起中介作用。該假設(shè)與組織行為領(lǐng)域的一項最新研究發(fā)現(xiàn)高度一致（Qiu etal.，2025）。該研究指出，接受他人幫助會降低個體對違規(guī)行為的舉報意愿;不僅如此，該研究還揭示，雖然接受他人幫助同時誘發(fā)了感激之情和消極的回報義務(wù)感（“雖然我不想這么做，但我不得不做\"），但只有回報義務(wù)感在幫助和舉報意愿中起中介作用。從更寬泛的角度而言，該假設(shè)亦符合情緒的不對稱性視角，即消極情緒通常比積極情緒對個體行為具有更強(qiáng)的驅(qū)動力（Baumeisteretal.，2001）。另一方面，大量研究表明，小恩小惠足以誘發(fā)感激之情（Cialdini，2007；Nelsonetal.，2024）；但亦有研究表明，小恩小惠不至于導(dǎo)致顯著的心理負(fù)擔(dān)和誘發(fā)強(qiáng)烈的虧欠情緒（Schaumbergamp;Flynn，2009）?；诖耍覀兲岢黾僭O(shè)2b：在小恩惠條件下，感激而非虧欠在恩惠對不公平規(guī)避行為的影響中起中介作用。

綜上，本研究通過5項實(shí)驗來考察受到他人恩惠是否，以及如何影響個體的不公平規(guī)避行為。其中，實(shí)驗1A和1B著重關(guān)注受到他人較大恩惠的情況：實(shí)驗1A采用故事情境法，選取大學(xué)生被試，考察受到他人較大恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響；實(shí)驗1B通過選取更具廣泛代表性的被試群體，來重復(fù)驗證實(shí)驗1A的結(jié)果，并考察感激與虧欠的中介機(jī)制。實(shí)驗2A和2B著重關(guān)注受到他人“小恩小惠\"的情況：實(shí)驗2A通過故事情境法，考察“小恩小惠”是否影響不公平規(guī)避行為，以及感激與虧欠的中介機(jī)制；實(shí)驗2B通過實(shí)驗室操縱“小恩小惠”，進(jìn)一步驗證實(shí)驗2A的結(jié)果。實(shí)驗3采用故事情境法進(jìn)一步探索不同大小恩惠條件下感激和虧欠的中介機(jī)制的不對稱性效應(yīng)。本研究結(jié)果，在理論上，可為理解公平行為的復(fù)雜心理過程提供新的解釋視角；在實(shí)踐上，亦有助于解釋和預(yù)測，當(dāng)恩惠與公平原則相悖時人們的公平?jīng)Q策，進(jìn)而為企業(yè)和政府部門制定相關(guān)政策以維護(hù)社會公平提供借鑒。

2 實(shí)驗1A：大恩惠對不公平規(guī)避行為的影響

2.1 被試

根據(jù)較小效應(yīng)量水平 （f=0.15） 及0.05的 α_a 水平，G^* power分析結(jié)果表明82名被試可使統(tǒng)計效能達(dá)到 0.90 。本實(shí)驗通過線下招募，線上（問卷星平臺）發(fā)放問卷的形式，實(shí)際招募130名在校大學(xué)生參與實(shí)驗。6名被試因未完成實(shí)驗而被剔除數(shù)據(jù)，最終124名被試的數(shù)據(jù)被納入分析（女性61名；年齡 M= 21.95歲， SD=2.30 歲）。

2.2 材料與程序

采用2（恩惠：有恩惠、無恩惠） ×5 （分配方案：9：1、8：2、7：3、6：4、5：5） 的混合實(shí)驗設(shè)計，其中有無恩惠為被試間變量，分配方案為被試內(nèi)變量。不同變量的操縱及測量如下：

有無恩惠采用故事情境法對有無恩惠進(jìn)行操縱。兩組被試分別閱讀如下故事情境（下劃線為有恩惠的操縱，中括號內(nèi)為無恩惠的操縱）：“假想你最近想買一輛二手自行車，這天你聽說樓下一名與你同性別的人正好要處理一輛自行車，所以你向他/她打聽能不能賣給你。他/她告訴你自己要離開本地，不方便將自行車帶走，所以直接送給你（自行車市場價值約80元）。你非常高興，接受了他/她的自行車，并表示感謝。[他/她告訴你自己正想要賣掉，所以將自行車以80元的價格賣給了你?！?/p>

不公平情境采用故事情境法操縱不公平情境：“幾天后，你去本地圖書館參加一個讀書沙龍活動，在這個活動中你剛好碰到了送給你[賣給你]自行車的人。恰巧，當(dāng)天圖書館正在搞活動，可以兩人一組參與抽獎，以換取閱讀年卡。你和他/她決定組隊抽獎，你們共獲得了10張閱讀年卡（此卡可轉(zhuǎn)讓、可出售，市場價值約200元/張）。你們被告知，按照規(guī)定，你們2人可以自行決定如何分配這些閱讀年卡。如果此時，對方提出如下分配方案：（1）他/她給自己9張，給你1張;（2）他/她給自己8張，給你2張；（3）他/她給自己7張，給你3張；（4）他/她給自己6張，給你4張；（5）他/她給自己5張，給你5張”。

不公平規(guī)避行為的測量被試在上述每一種分配方案下，做出“接受\"或“拒絕\"該分配方案的決定。被試被告知：如果選擇“接受”，則按原分配方案進(jìn)行分配；如果選擇“拒絕”，則閱讀年卡由圖書館收回，兩人什么都得不到。

2.3 結(jié)果

被試在有恩惠條件下不公平規(guī)避行為（選擇“拒絕\"的平均發(fā)生率為 42% ，無恩惠條件下不公平規(guī)避行為的平均發(fā)生率為 52% 。不同分配方案及有無恩惠條件下的不公平規(guī)避行為發(fā)生率詳見圖1。首先，為檢驗不公平分配方案操縱的有效性，以5種分配方案 （9：1 、 8：2 、 7：3 、6：4、5：5）為預(yù)測變量，不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，并納入被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。由于 5：5 條件下所有被試均接受了分配方案（缺乏因變量為拒絕的樣本），故出現(xiàn)了所謂的分離問題（自變量完全預(yù)測因變量的取值）。此時，邏輯回歸模型中的對數(shù)比值（log-odds）無法收斂為有限值。為此，我們使用R軟件中的\"logistf包進(jìn)行Firth懲罰最大似然估計（通過添加一個偏差校正項，避免回歸系數(shù)趨向于無窮大；詳見Puhretal.，2017）。分析結(jié)果表明，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²= 358.93， df=4 0 plt;0.001 ，且相較于公平分配條件（基線），被試在4種不公平分配條件下的不公平規(guī)避行為均顯著增加 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果表明，不公平分配方案的操縱有效。

圖1不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率

由于本研究主要關(guān)注不公平情境中的不公平規(guī)避行為，因此公平分配情境 （5：5） 不納入模型進(jìn)行分析（下同）。以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，以恩惠（有恩惠、無恩惠）、4種不公平分配方案 （9：1、8：2、7：3、6：4） 和二者交互項為預(yù)測變量，為控制個體差異將被試ID的隨機(jī)截距納人，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。隨后逐步優(yōu)化模型，通過計算和比較模型的貝葉斯信息準(zhǔn)則（bayesianinformation criterion，BIC）值來確定最簡模型。結(jié)果顯示，恩惠與分配方案交互作用不顯著（χ²=5.76，df=3，p=0.124） 。分配方案主效應(yīng)顯著（χ²=233.74 ， df=3 ， plt;0.001 ）。事后比較（TukeyHSD）表明，4種不公平分配條件下兩兩差異顯著 （pslt; 0.05）。這一結(jié)果意味著，不公平規(guī)避行為隨著分配方案不公平程度的增加而增加。恩惠主效應(yīng)未達(dá)到顯著水平 （χ²=0.04 df=1 ， p=0.851 ）（模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表1）。然而，當(dāng)根據(jù)以往研究（陳世平，薄欣，2016；胡高喜 等，2020;Chaeetal.，2022）將9：1 和 8：2 作為高不公平條件， 7：3 和 6：4 作為低不公平條件納入上述模型，恩惠主效應(yīng)顯著 （χ²= 5.51， df=1，p=0.019） （模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表2）。這一結(jié)果意味著，有恩惠條件下被試的不公平規(guī)避行為顯著低于無恩惠條件。

2.4 討論

本實(shí)驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著不公平程度的增加，不公平規(guī)避行為顯著增加。更為重要的是，本研究結(jié)果揭示，受到他人相對較大的恩惠減少了個體在不公平情境中的不公平規(guī)避行為，從而在一定程度上支持了假設(shè)1。然而，實(shí)驗1A仍存在如下不足：（1）缺少對恩惠的操縱性檢驗，這可能會影響對研究結(jié)果的解釋；尤其是，不公平分配四分類時恩惠主效應(yīng)不顯著，其原因可能歸結(jié)于恩惠操縱的有效性問題；（2）未考察恩惠影響不公平規(guī)避行為的心理機(jī)制;（3）僅選取大學(xué)生樣本，這可能會限制結(jié)果的可推廣性。實(shí)驗1B在1A的基礎(chǔ)上選取更寬泛的被試群體，進(jìn)一步考察相對較大的恩惠對不公平規(guī)避行為的影響及其潛在機(jī)制。

3 實(shí)驗1B：大恩惠對不公平規(guī)避行為的影響及機(jī)制

3.1 被試

為了擴(kuò)大樣本群體的覆蓋范圍，本實(shí)驗通過問卷星平臺的樣本服務(wù)招募被試。該樣本中囊括了各行各業(yè)的被試群體，因此具有廣泛的代表性。根據(jù)較小效應(yīng)量水平 （f=0.15） 及0.05的 a 水平，G^* power分析結(jié)果表明82名被試可使統(tǒng)計效能達(dá)到 0.90 。考慮到樣本服務(wù)可能存在較多無效數(shù)據(jù)及確保收集到足夠多的非大學(xué)生樣本，共回收250份數(shù)據(jù)。剔除作答時間過短、未完成問卷及規(guī)律作答的無效問卷37份，最終213份有效問卷納入分析。在整個有效樣本群體中，非大學(xué)生被試176名（82.6%）¹ ；女性137名 （64%） ；年齡范圍：17～56歲；年齡 M=28.63 歲， SD=6.09 歲。

3.2 材料與程序

本實(shí)驗材料與程序大體同實(shí)驗1A。不同之處如下。首先，實(shí)驗1A的無恩惠故事情境中，自行車的實(shí)際價值并未直接說明（只是說明了出售價格，80元）。這就存在一種混淆實(shí)驗結(jié)果的可能性，即如果被試認(rèn)為自行車的價值高于80元，則可能感受到恩惠。故本實(shí)驗中明確說明自行車的實(shí)際價值相應(yīng)語句修改為“[他/她告訴你自己正想要賣掉，所以將自行車以80元的價格賣給了你（此價格與自行車價值相當(dāng)）”。其次，通過如下條目對恩惠進(jìn)行操縱檢驗：“我感到自己受了對方的恩惠”。最后，為考察恩惠影響不公平規(guī)避行為的潛在機(jī)制，被試在閱讀完有無恩惠的故事情境后，通過如下條目對感激和虧欠兩種情緒進(jìn)行評定：“我感到愉快并且想要感謝他”、“我感到不安并且想要回報他”。以上評定均采用Likert7點(diǎn)計分法（ 1= 非常不符合， 7= 非常符合）。關(guān)于不公平規(guī)避行為的測量同實(shí)驗 1A 。

3.3 結(jié)果

3.3.1 恩惠的操縱檢驗

獨(dú)立樣本 t 檢驗表明，有恩惠組被試感受到的恩惠程度 （M=5.85 ： 顯著高于無恩惠組（M=4.32 SD=1.57） ， t（200.99）=7.93 plt;0.001 Cohen's d=1.08 。這一結(jié)果表明，恩惠的操縱有效。

3.3.2 不公平規(guī)避行為

有恩惠和無恩惠條件下不公平規(guī)避行為的平均發(fā)生率分別為 45% 和 64% 。不同分配方案及有無恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率詳見圖2。同上，為檢驗不公平分配方案操縱的有效性，以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，5種分配方案 （9：1 、8：2、7：3、6：4、5：5） 為預(yù)測變量，并納人被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²= 408.77， df =4 ， plt;0.001 ，且相較于公平分配條件（基線），被試在4種不公平分配條件下的不公平規(guī)避行為均顯著增加 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果表明，不公平分配方案的操縱有效。

圖2不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率

以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，以恩惠（有恩惠、無恩惠）、4種不公平分配方案 （9：1 、8：2 、 7：3 、 6：4） 和二者交互項為預(yù)測變量，為控制個體差異將被試ID的隨機(jī)截距納入，以建立廣義線性混合模型（GLMM。結(jié)果表明，恩惠與分配方案的交互作用不顯著 （χ²=4.62 ， df=3 ， p= 0.202）。分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²=97.78，df=3，plt; 0.001）。事后比較（TukeyHSD）表明，除 8：2 和 9：1 兩種條件下差異不顯著 （p=0.905） 外，其余兩兩差異顯著 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果意味著，不公平規(guī)避行為隨著不公平程度的增加而增加，但極端不公平條件下存在天花板效應(yīng)。恩惠主效應(yīng)顯著 （χ²=99.17 0df=1，plt;0.001） （模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表3）。這一結(jié)果意味著，有恩惠條件下被試的不公平規(guī)避行為顯著低于無恩惠條件。2

3.3.3 感激和虧欠情緒的中介作用

有恩惠條件下的虧欠情緒 （M=4.22 ， SD=1.67? 顯著高于無恩惠條件 （M=2.64 ， SD=1.31? ）， t（211）= 7.02， plt;0.001 ，Cohen's d=1.06 。同樣，有恩惠條件下的感激情緒 （M=6.19 ， SD=0.97） 也顯著高于無恩惠條件 M=4.84 ， SD=1.40} ，， t（211）=8.13， plt; 0.001，Cohen's d=1.11 。這一結(jié)果表明，受人恩惠顯著誘發(fā)了虧欠和感激情緒。采用bootstrap法以有無恩惠作為自變量，不公平規(guī)避行為作為因變量，虧欠和感激情緒作為中介變量進(jìn)行中介分析，重復(fù)抽樣5000 次（使用 R分析軟件中的Iavaan 包;Rosseel，2012）。結(jié)果表明，僅有虧欠 （b=0.11 plt; 0.001， 95%CI=[0.07，0.14]） 中介了恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響，而感激的中介效應(yīng)不顯著 （b= ？，p=0.224，95%CI=[-0.01，0.05]） （見圖3）。

圖3感激和虧欠情緒的中介效應(yīng)檢驗圖注： ^***plt;0.001

3.4討論

實(shí)驗1B通過招募具有更廣泛代表性的被試群體進(jìn)一步驗證了假設(shè)1，即接受他人較大恩惠顯著減少了被試的不公平規(guī)避行為。值得注意的是，與實(shí)驗1A的結(jié)果略有不同，實(shí)驗1B中極端不公平條件下 （8：2，9：1） 出現(xiàn)了天花板效應(yīng)。這一差異可能與數(shù)據(jù)獲取方式有關(guān)。實(shí)驗1A采用線下方式招募被試，而實(shí)驗1B使用問卷星樣本服務(wù)。有研究表明，在線被試更傾向于簡單化反應(yīng)（Chapkovskietal.，2024）。這可能是導(dǎo)致本實(shí)驗中，被試在幾種不公平條件下做出更一致性選擇，進(jìn)而引發(fā)了天花板效應(yīng)。實(shí)驗1B的結(jié)果還進(jìn)一步驗證了假設(shè)2a，即在大恩惠條件下，虧欠而非感激中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響。鑒于實(shí)驗1A和1B均考察的是相對較大的恩惠（陌生人之間贈予價值80元的自行車）對不公平規(guī)避行為的影響，實(shí)驗2A和2B將重點(diǎn)考察“小恩小惠\"是否也會影響不公平規(guī)避行為及其潛在機(jī)制。

4實(shí)驗2A：小恩惠對不公平規(guī)避行為的影響及機(jī)制

4.1 被試

根據(jù)較小效應(yīng)量水平 （f⁼0.15） 及0.05的 α 水平，G^* power分析結(jié)果表明82名被試可使統(tǒng)計效能達(dá)到 0.90 實(shí)際線下招募120名大學(xué)生被試參與實(shí)驗，其中5人未完成實(shí)驗，最終115名被試的數(shù)據(jù)被納入分析（女性82名；年齡 M=20.40 歲， SD=2.24 歲。

4.2 材料與程序

采用與實(shí)驗1大體相同的故事情境操縱有無恩惠。不同之處在于，被試僅受到他人的“小恩小惠”—一瓶價值2元的飲料。有恩惠條件的指導(dǎo)語為：“假想你和一群陌生同學(xué)共同參加一個讀書沙龍。到達(dá)活動現(xiàn)場后，有一位和你同性別的同學(xué)遞給了你一瓶價值約2元的飲料，并告訴你，這瓶飲料原本是打算帶給一同參與沙龍的一位朋友的，但是他/她的朋友因事缺席，所以將這瓶飲料送給了你。你接受了他/她的飲料?！睙o恩惠條件中沒有贈送飲料的描述，指導(dǎo)語為：“假想你和一群陌生同學(xué)共同參加一個讀書沙龍。你與一位和你同性別的同學(xué)一起到達(dá)了活動現(xiàn)場。\"被試閱讀上述情境后，完成關(guān)于恩惠的操縱檢驗及感激和虧欠的測量（同實(shí)驗1B）。隨后，進(jìn)行不公平情境的操縱及不公平規(guī)避行為的測量（同實(shí)驗1）。

4.3結(jié)果

4.3.1 恩惠的操縱檢驗

獨(dú)立樣本 t 檢驗表明，有恩惠組被試感受到的恩惠程度（ M=4.79 SD=1.73） 顯著高于無恩惠組（M=2.42 ： SD=1.46 ， t（110.47）=7.93 ， plt;0.001 Cohen's d=1.48 。這一結(jié)果表明，小額禮物的賜予也能顯著激發(fā)個體的受惠感

4.3.2 不公平規(guī)避行為

被試在有恩惠和無恩惠條件下不公平規(guī)避行為的平均發(fā)生率分別為 45% 和 55% 。不同分配方案及有無恩惠條件下的不公平規(guī)避行為發(fā)生率見圖4。以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，5種分配方案 （9：1 、 8：2 、 7：3 、 6：4、5：5） 為預(yù)測變量，并納入被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²=266.78 df=4 plt;0.001 ），且相較于公平分配條件（基線），被試在4種不公平分配條件下的不公平規(guī)避行為均顯著增加 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果表明，不公平分配方案的操縱有效。

圖4不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率

以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，以恩惠（有恩惠、無恩惠）4種不公平分配方案 （9：1，8：2 、7：3 、 6：4） 和二者交互項為預(yù)測變量，為控制個體差異將被試ID的隨機(jī)截距納人，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，恩惠與分配方案的交互作用不顯著 （χ²=4.30，df=3，p=0.231） 。分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²=156.85，df=3，plt;0.001） 。事后比較（TukeyHSD）表明，4種不公平分配條件下兩兩差異顯著 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果意味著，不公平規(guī)避行為隨著分配方案不公平程度的增加而增加。此外，恩惠主效應(yīng)顯著 （χ²=91.54，df=1，plt;0.001） （模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表5）。這一結(jié)果意味著，有恩惠條件下被試的不公平規(guī)避行為顯著低于無恩惠條件。

4.3.3 感激和虧欠的中介作用

有恩惠條件下的虧欠情緒 （M=3.40 ， SD=1.75 顯著高于無恩惠條件 （M=2.25 SD=1.29） ， t（113）= 4.03， plt;0.001 ，Cohen's d=0.75 。同樣，有恩惠條件下的感激情緒 （M=4.79 ， SD=1.54） 也顯著高于無恩惠條件 ?M=3.05 ， SD=1.62） ， t（113）=5.90， plt; 0.001，Cohen's d=1.10 。采用bootstrap法以有無恩惠作為自變量，不公平規(guī)避行為作為因變量，虧欠和感激情緒作為中介變量進(jìn)行中介分析，重復(fù)抽樣5000次。結(jié)果表明，感激中介了恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響（ ， plt;0.001 ， ）5%CI=[0.07 0.19]），虧欠的中介效應(yīng)不顯著 （b=0.00 ， ，95%CI=[-0.04，0.04]） （見圖5）。

圖5感激和虧欠的中介效應(yīng)檢驗圖注： ???_plt;0.001

4.4 討論

本實(shí)驗結(jié)果表明，“小恩小惠\"同樣能夠誘發(fā)恩惠并降低不公平規(guī)避行為，進(jìn)一步驗證了假設(shè)1。此外，在“小恩小惠”條件下，恩惠主要通過感激，而并非虧欠影響被試的不公平規(guī)避行為，驗證了假設(shè)2b。鑒于前述實(shí)驗主要采用故事情境法來操縱恩惠其結(jié)果的生態(tài)效度可能會受到影響，且這幾項實(shí)驗中的恩惠操縱均涉及金錢（實(shí)驗1A和1B：價值80元的自行車；實(shí)驗2A：價值2元的飲料），實(shí)驗2B將在2A的基礎(chǔ)上，繼續(xù)聚焦于“小恩小惠\"的情境，并通過實(shí)驗來操縱非金錢的“小恩小惠\"條件，從而進(jìn)一步考察恩惠對不公平規(guī)避行為的影響。

5 實(shí)驗2B：非金錢的小恩惠對不公平規(guī)避行為的影響及機(jī)制

5.1 被試

根據(jù)較小效應(yīng)量水平 （f=0.15） 及0.05的 α_a 水平G^* power分析結(jié)果表明82名被試可使統(tǒng)計效能達(dá)到 0.90 本實(shí)驗線下實(shí)際招募92名大學(xué)生被試，其中8名被試數(shù)據(jù)未納人統(tǒng)計分析（5名被試因電腦故障導(dǎo)致數(shù)據(jù)缺失，3名被試因自行取水導(dǎo)致實(shí)驗操縱失敗）。故而，最終納入分析的有效被試為84名（女性51名；年齡 M=20.81 歲， SD=5.49 歲）。

5.2 程序

有無恩惠的操縱 （1）被試來到實(shí)驗室后，主試安排其坐在桌子一側(cè)，并告知被試此實(shí)驗需要他/她與另一名被試（實(shí)際為一名同性別的實(shí)驗助手，即假被試）一起完成資源分配任務(wù)；（2）隨后，實(shí)驗助手進(jìn)入實(shí)驗室，與被試相對而坐。主試要求兩人填寫知情同意書和個人信息，并采集照片用于后續(xù)任務(wù)；（3）主試告知被試，隨后自己將離開實(shí)驗室，以將兩人照片上傳至實(shí)驗程序。離開前告知二人，桌上有水壺和一次性紙杯，他們可以自己倒水喝。實(shí)際上，水壺和水杯靠近實(shí)驗助手（以防被試直接取水，導(dǎo)致實(shí)驗操縱失?。唬?）對于恩惠組，在主試離開的2分鐘內(nèi)，實(shí)驗助手倒了兩杯水，其中一杯留給自己，將另一杯遞給被試，并說“也給你倒了一杯水”，此外不做其它反應(yīng)。對于無恩惠組，在主試離開的2分鐘內(nèi)，實(shí)驗助手與被試無任何互動。（5）最后，對恩惠操縱的有效性、感激和虧欠進(jìn)行測量（同實(shí)驗1B和2A）。

不公平分配的操縱及不公平規(guī)避行為的測量2分鐘后，主試返回，告知兩人需在不同房間的電腦上完成實(shí)驗。采用最后通牒博弈任務(wù)測量被試的不公平規(guī)避行為，具體步驟如下：（1）告知被試，計算機(jī)會隨機(jī)將他們二人分別指定為“分配者\(yùn)"和\"接受者\(yùn)"來完成一項資源分配任務(wù)（事實(shí)上，被試總是在電腦屏幕上看到自已被指定為“接受者\(yùn)"。（2）告知被試，在每一輪分配中，由“分配者\(yùn)"來分配一定數(shù)目的金錢。接受者可以選擇“接受\"或者“拒絕”。如果選擇“接受”，則該輪按分配者制定的分配方案進(jìn)行分配，如果選擇“拒絕”，則兩人在該輪次中什么都得不到。（3）告知被試，整個實(shí)驗共20輪分配，大約持續(xù)5分鐘。為更好地誘發(fā)被試真實(shí)的行為反應(yīng)，告知被試，最后計算機(jī)會隨機(jī)抽取其中一輪的分配金額作為實(shí)驗報酬。實(shí)驗人員在確保參與者準(zhǔn)備好后，正式開始實(shí)驗。在正式實(shí)驗中，分配者每輪分配10元，分配比例為 9：1、8：2、7：3、6：4 5：5 ，隨機(jī)呈現(xiàn)。實(shí)驗流程如圖6所示。

5.3 結(jié)果

5.3.1 恩惠的操縱檢驗

獨(dú)立樣本 t 檢驗表明，有恩惠組被試感受到的恩惠程度 M=5.00 ： SD=1.23） 顯著高于無恩惠組?M=2.86 SD=1.22? ， t（82.00）=8.01 ， plt;0.001 Cohen's d=1.75 。

5.3.2 不公平規(guī)避行為

被試在有恩惠和無恩惠條件下不公平規(guī)避行為的平均發(fā)生率分別為 52% 和 63% ，不同分配方案下的不公平規(guī)避行為發(fā)生率見圖7。以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，5種分配方案 （9：1 、8：2 、 7：3 、 6：4 、 5：5） 為預(yù)測變量，并納入被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²= 258.77， df=4 0 plt;0.001 ，且相較于公平分配條件（基線），被試在4種不公平分配條件下的不公平規(guī)避行為均顯著增加 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果表明，不公平分配方案的操縱有效。

以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，以恩惠（有恩惠、無恩惠）、4種不公平分配方案 （9：1 、8：2、7：3、6：4） 和二者交互項為預(yù)測變量，為控制個體差異將被試ID的隨機(jī)截距納入，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，恩惠與分配方案的交互作用不顯著 。分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²=236.32，df=3，plt;0.001） 。事后比較（TukeyHSD）表明，4種不公平分配條件下兩兩差異顯著 （pslt;0.05） 。這一結(jié)果意味著，不公平規(guī)避行為隨著分配方案不公平程度的增加而增加。恩惠主效應(yīng)顯著 （χ²=9.56，df=1，p=0.002） （模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表7。這一結(jié)果意味著，有恩惠條件下被試的不公平規(guī)避行為顯著低于無恩惠條件。

圖6實(shí)驗2B流程圖

圖7不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率

5.3.3 感激和虧欠情緒的中介作用

虧欠情緒在有恩惠條件下 （M=2.40 ， SD=1.24） 和無恩惠條件下 M=2.45 ， SD=1.28） 無顯著差異，t（82）=-0.17，p=0.864， Cohen's d=0.04 。有恩惠條件下的感激情緒 M=5.88 ， SD=1.28） 顯著高于無恩惠條件 （M=3.00 ， SD=1.40Ω ， t（82）=9.75 ， plt; 0.001，Cohen's d=2.14 。采用bootstrap法以有無恩惠作為自變量，不公平規(guī)避行為作為因變量，虧欠和感激情緒作為中介變量進(jìn)行中介分析，重復(fù)抽樣5000次。結(jié)果表明，感激的中介效應(yīng)顯著 b=0.11 plt;0.001 ， 95%CI=[0.06，0.17]） 。虧欠的中介效應(yīng)不顯著 （b=0.001 ， p= 0.647 ， 95% 0.003]）（見圖8）。

圖8感激和虧欠情緒的中介效應(yīng)檢驗圖注： ^***plt;0.001

5.4討論

本實(shí)驗結(jié)果表明，非金錢的“小恩小惠\"亦能誘發(fā)受惠感并顯著降低不公平規(guī)避行為，進(jìn)一步重復(fù)驗證了假設(shè)1。此外，在小恩小惠條件下，感激（并非虧欠）中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響，重復(fù)驗證了假設(shè) 2b 。雖然前述實(shí)驗（實(shí)驗1A～2B）揭示了恩惠對不公平規(guī)避的影響，以及大小恩惠條件下中介機(jī)制的不對稱性，然而仍然存在如下問題：（1）中介變量（感激、虧欠）的測量均在因變量（不公平規(guī)避）的測量之前，因此無法排除中介變量的測量對因變量的影響；（2）前述研究尚未揭示分配金額的大?。ㄈ绶峙鋬r值2000元vs.價值5000元的閱讀年卡）是否會調(diào)節(jié)恩惠對于不公平規(guī)避的影響。基于此，實(shí)驗3擬在因變量的測量之后再測量中介變量，并操縱分配金額的大小來考察恩惠對不公平規(guī)避行為的影響。（3）前述研究并未對大小恩惠條件進(jìn)行直接比較。關(guān)于恩惠操縱性檢驗分?jǐn)?shù)的跨實(shí)驗分析表明，實(shí)驗1B中大恩惠（80元恩惠）條件下被試感知到的恩惠 （M=5.85 SD=1.22? 顯著高于實(shí)驗2A（ M= 4.79; SD=1.75，t（161）=4.11，plt;0.001 ，Cohen's d= 0.74）和實(shí)驗2B（ ?M=5.00 SD=1.22 ， t（145）=3.81 ， plt; 0.001，Cohen's d=0.69. 中的小恩惠條件，這意味著，我們對于大小恩惠的操縱是有效的。盡管如此，實(shí)驗3擬進(jìn)一步更明確操縱不同大小水平的恩惠，并考察不對稱性中介機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)變的可能臨界點(diǎn)。

6 實(shí)驗3：不同大小恩惠條件下不對稱性中介機(jī)制的進(jìn)一步檢驗

6.1 被試

根據(jù)較小效應(yīng)量水平 （f=0.15） 及0.05的 a 水平，G^* power分析表明144名被試可使統(tǒng)計效能達(dá)到0.90。為確保收集到數(shù)量足夠的有效樣本，按照80% 的預(yù)估有效率，實(shí)際通過線下招募，線上（見數(shù)平臺）填答問卷的形式，招募180名大學(xué)生被試參與實(shí)驗。其中，12名被試因規(guī)律作答，其數(shù)據(jù)被剔除，最終168名被試的數(shù)據(jù)被納入分析（女性87名;年齡 M=21.92 歲， SD=3.25 歲）。

6.2 材料與程序

采用4（恩惠：無恩惠、20元恩惠、40元恩惠、60元恩惠 ³）×2 （分配金額：200元/張、500/張） ×5 （分配方案： 9：1 、 8：2 、 7：3 、 6：4 、5：5的混合實(shí)驗設(shè)計，其中恩惠和分配金額為被試間變量，分配方案為被試內(nèi)變量。實(shí)驗材料的呈現(xiàn)及變量的測量大體同實(shí)驗2A，不同之處在于：（1）本實(shí)驗中，他人贈送價值20元、40元或60元的禮物；（2）被試在閱讀完故事情境后，隨即呈現(xiàn)不同分配方案并測量不公平規(guī)避行為（同實(shí)驗1A～2A），然后再完成關(guān)于恩惠的操縱檢驗，以及感激和虧欠情緒的測量（ 0= 完全沒有； 4= 非常多； （3）通過操縱每張閱讀年卡的價值（200元/張vs.500元/張；共10張）來操縱分配金額。具體材料見網(wǎng)絡(luò)版附錄2。

6.3 結(jié)果

6.3.1 恩惠的操縱檢驗

單因素方差分析表明，不同恩惠條件下被試感受到的恩惠程度差異顯著， F（3， 164）= 56.88 ， plt; 0.001， η²=0.51 。事后比較（TukeyHSD）表明，相比無恩惠組 （M=0.87 ， SD=0.85 ，被試在三種恩惠組（20元： M=2.36 ， SD=0.93 ；40元： M=2.94 ， SD= 0.68;60元： M=2.82 ， SD=0.84AA 中對恩惠的評分顯著更高， pslt;0.001 。此外，被試在40元和60元恩惠組對恩惠的評分均顯著高于20元恩惠組 （pslt; 0.05），而40元和60元恩惠組之間無顯著差異 （p= 0.51②。以上結(jié)果表明，恩惠的操縱有效。

6.3.2 不公平規(guī)避行為

被試在無恩惠、20元恩惠、40元恩惠和60元恩惠條件下不公平規(guī)避行為的平均發(fā)生率分別為55% 、 25% 、 29% 和 24% 。不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率見圖9。以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，5種分配方案 （9：1 、8：2 、 7：3 、6：4、5：5）為預(yù)測變量，并納入被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。結(jié)果表明，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²= 166.12， df=4 0 plt;0.001 ，且相較于公平分配條件（基線），被試在4種不公平分配條件下的不公平規(guī)避行為均顯著增加 （pslt;0.01） 這一結(jié)果表明，不公平分配方案的操縱有效。

圖9不同分配方案及恩惠條件下不公平規(guī)避行為發(fā)生率

以不公平規(guī)避行為（接受、拒絕）為因變量，以恩惠（無恩惠、20元恩惠、40元恩惠、60元恩惠）、4種不公平分配方案 （9：1 、 8：2 、7：3、 6：4） 、分配金額（200元/張、500元/張）及各變量之間的交互項為預(yù)測變量，并納入被試ID的隨機(jī)截距，以建立廣義線性混合模型（GLMM）。分析結(jié)果表明，各變量之間交互效應(yīng)均不顯著 （ps）gt;0.05 ，分配金額主效應(yīng)不顯著 （χ²=0.04 ， df=1，p=0.848） 。然而，分配方案主效應(yīng)顯著 （χ²=109.75，df=3，plt;0.001） 。事后比較（Tukey HSD）表明，在 6：4 分配條件下，被試不公平規(guī)避行為的發(fā)生率顯著低于 7：3，8：2 和9：1 三種分配條件 （pslt;0.001 ，而后三種分配條件下無顯著性差異 （psgt;0.05） 。此外，恩惠主效應(yīng)顯著 （x²= 150.88， df=3 ， plt;0.001 （模型參數(shù)詳見網(wǎng)絡(luò)版附表9）。事后比較（TukeyHSD）表明，相比無恩惠條件，被試在三種恩惠條件（20元、40元、60元）下表現(xiàn)出顯著更低的不公平規(guī)避行為 （pslt;0.001 ，而三種恩惠條件下的不公平規(guī)避行為無顯著性差異 （psgt;0.05） 。

6.3.3 感激和虧欠的中介作用

單因素方差分析表明，不同恩惠條件下被試感受到的感激情緒差異顯著， F（3， 164）= 58.16 ， plt; 0.001， η²=0.52 。事后比較（TukeyHSD）表明，相比無恩惠組 （M=0.94 ， SD=0.89 ，被試在三種恩惠組（20元： M=2.55 ， SD=1.02 ；40元： M=2.97 SD= 0.79；60元： M=3.11 ， SD=0.78 中的感激情緒顯著更高 （pslt;0.001 ，且60元恩惠組的感激情緒顯著高于20元恩惠組 （p=0.017） ，其余兩兩差異不顯著（psgt;0.05） 。不同恩惠條件下被試感受到的虧欠情緒差異顯著， F（3，164）=15.74 plt;0.001 ， η²=0.22 。事后比較（TukeyHSD）表明，相比無恩惠組 （M= 0.79， SD=0.91 ），被試在三種恩惠組（20元： M= 1.86， SD=1.07 ；40元： M=1.86，SD=1.26;60 元： M= 2.27， SD=1.11Ω 中的虧欠情緒顯著更高 （pslt;0.001） _，其余兩兩差異不顯著 （psgt;0.05） 。

采用bootstrap法重復(fù)抽樣5000次，分別進(jìn)行三組比較（無恩惠vs.20元恩惠、無恩惠vs.40元恩惠、無恩惠vs.60元恩惠）的中介分析。結(jié)果表明，感激 （b=0.18，plt;0.001 ， 95%CI=[0.09，0.27]） 和虧欠（b=0.11，p=0.001 ， 95%CI=[0.05，0.18]， 同時中介了無恩惠vs.20元恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響。然而，隨著恩惠水平的增加，僅有虧欠中介了有無恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響（無恩惠vs.40元恩惠： b=0.06 p=0.045 ， 95%CI=[0.00，0.13 』無恩惠vs.60元恩惠： b=0.20 5 plt;0.001 ， 95% CI Σ=Σ [0.12，0.29]），而感激的中介效應(yīng)均不顯著（無恩惠vs.40元恩惠： b=0.04，p=0.574，95%CI=[-0.09， 0.18]；無恩惠vs.60元恩惠： b=-0.11 ， p=0.076 95%CI=[-0.23，0.02] （見圖10）。

6.4 討論

本實(shí)驗通過設(shè)置不同大小恩惠條件，并將其與無恩惠條件進(jìn)行比較，進(jìn)一步驗證了恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響。值得注意的是，與前述研究結(jié)果略有不同，本實(shí)驗中被試在幾種極端不公平分配條件下 （7：3，8：2，9：1） 的不公平規(guī)避行為均無顯著性差異。這種不一致性可能源于實(shí)驗情境的差異：與前述研究不同，本實(shí)驗設(shè)置了明確的禮物贈予情境（“送給你一份價值20元[40元、60元]的禮物\"），而禮物贈予這一行為具有典型的恩惠性質(zhì)，這可能會在一定程度上掩蓋不公平分配程度之間的差異。此外，本實(shí)驗結(jié)果表明，分配金額的大小并未調(diào)節(jié)恩惠對不公平規(guī)避的影響，進(jìn)而凸顯了恩惠本身的重要作用。最后，本實(shí)驗結(jié)果揭示了虧欠和感激在不同大小恩惠條件下中介作用的差異，進(jìn)一步驗證了假設(shè)2a和2b。結(jié)合本實(shí)驗與前述實(shí)驗（實(shí)驗1B～2B）中介分析的結(jié)果來看，當(dāng)受到他人小恩小惠（價值2元的飲料或非金錢的小恩小惠）時，感激起中介作用；而隨著恩惠水平的增加（價值20元的禮物）時，感激和虧欠同時起中介作用；當(dāng)受到較大恩惠（40元和60元的禮物，以及價值80元的二手自行車）時，虧欠獨(dú)立起中介作用。這些結(jié)果表明，在本實(shí)驗所創(chuàng)設(shè)的特定情境中（分配10張閱讀年卡），收到20元禮物似乎是中介機(jī)制從感激轉(zhuǎn)向虧欠的臨界點(diǎn)。

圖10不同大小恩惠vs.無恩惠條件中感激和虧欠的中介效應(yīng)檢驗圖注： ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ， ^***plt;0.001

7 總討論

7.1 恩惠與不公平規(guī)避

以往研究分別揭示了互惠和公平原則對個體行為，尤其是合作行為的深刻影響（謝文瀾等，2013；VanDijkamp;DeDreu，2021），但鮮有研究考察當(dāng)兩種原則相悖時人們?nèi)绾稳∩?。本研究揭示了互惠對于不公平?guī)避行為的影響。具體而言，本研究結(jié)果表明，無論是相對較大的恩惠（如被贈送價值80元的自行車），還是“小恩小惠”（一瓶價值2元的飲料或一杯水）均會誘發(fā)受惠感，并導(dǎo)致個體違背公平原則，即更能容忍和接受針對自身的不公平。此外，鑒于5項實(shí)驗均未發(fā)現(xiàn)恩惠與不公平分配方案之間的交互作用，因此無論是高不公平條件，還是低不公平條件，恩惠均影響了不公平規(guī)避行為。因此，雖然人們具有普遍且強(qiáng)烈地維護(hù)公平的意愿（Dawkinsetal.，2019;Houseetal.，2020），但當(dāng)公平與互惠相悖時，這種意愿會受到互惠動機(jī)的影響。

7.2 恩惠對不公平規(guī)避行為的影響機(jī)制

更有趣的是，本研究揭示了大恩惠和小恩惠影響不公平規(guī)避行為的不同潛在機(jī)制。具體而言，本研究發(fā)現(xiàn)，在較大恩惠條件下（實(shí)驗1B中價值80元的二手自行車和實(shí)驗3中價值40元和60元的禮物），虧欠中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響而在小恩惠條件下（實(shí)驗2A和2B），感激起到了中介作用。此外，在中等恩惠條件下（實(shí)驗3中價值20元的禮物），感激和虧欠同時起中介作用。以上結(jié)果表明，在從小恩惠到大恩惠轉(zhuǎn)變的過程中，恩惠對不公平規(guī)避行為的影響機(jī)制逐漸從感激過渡到虧欠。表1中感激和虧欠的跨實(shí)驗比較亦支持這一觀點(diǎn)：小恩惠條件下（實(shí)驗2A和2B），感激情緒顯著高于中值，而虧欠情緒則顯著低于中值。從表1中亦可以看出，隨著恩惠水平的增加，個體所感受到的虧欠情緒呈增強(qiáng)趨勢（實(shí)驗2A和2B中小恩惠條件下的評分顯著低于中值，而實(shí)驗3中自20元禮物之后的評分，以及實(shí)驗1B中大恩惠條件下的評分則達(dá)到中值水平）。雖然此時感激情緒仍為重要的驅(qū)動力（其評分亦顯著高于中值），但虧欠情緒的作用開始顯現(xiàn)。

以往研究之所以未發(fā)現(xiàn)感激與虧欠在不同大小恩惠條件下中介作用的“不對稱性”，可能是由于：以往研究往往單獨(dú)考察感激或虧欠一種情緒對回報行為的影響，抑或并未涉及恩惠大小。由于感激具有明顯的親社會功能（Maetal.，2017），以往研究著重考察了感激在恩惠與親社會行為中的中介作用（Bartlettamp;DeSteno，2006;Hameedamp;Khwaja，2023）。例如，Bartlett和DeSteno （2006）發(fā)現(xiàn)，在操縱“小恩惠\"的條件中（幫助被試解決電腦小故障），感激中介了恩惠對回報行為的影響。該結(jié)果與本研究相一致。目前，僅有極少數(shù)研究同時涉及感激和虧欠情緒。Goyal 等人（2022）通過故事情境法和行為實(shí)驗法操縱恩惠，并在回報前和回報后兩個時間節(jié)點(diǎn)測量感激和虧欠情緒。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一個時間節(jié)點(diǎn)（即回報前）的虧欠（而非感激）顯著預(yù)測了回報行為，且回報后的虧欠情緒顯著降低，而感激維持不變。值得注意的是，該研究并未涉及恩惠的大小。Peng （2020）采用故事情境法，既考察了感激和虧欠情緒，也同時操縱了恩惠的大?。ㄏ胂笸马樎匪妥约夯丶遥一ㄙM(fèi)20分鐘車程vs.專門繞路送自己回家，且花費(fèi)40分鐘車程）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，僅有虧欠在恩惠對回報動機(jī)的影響中起到中介作用。該研究中之所以并未發(fā)現(xiàn)感激的中介作用，研究者認(rèn)為，這可能是由于其實(shí)驗操縱導(dǎo)致了感激的天花板效應(yīng)（其實(shí)驗中操縱的“小恩惠\"條件依然誘發(fā)了強(qiáng)烈的感激情緒）（類似情況見Tsang，2007）。本研究中的“小恩小惠”既足以誘發(fā)感激情緒又不至于導(dǎo)致天花板效應(yīng)，故揭示了其在小恩惠（vs.無恩惠）條件下的中介作用?？傊狙芯糠謩e考察了感激和虧欠兩種情緒在不同恩惠vs.無恩惠條件下的中介效應(yīng)，故能更好揭示不同恩惠條件下回報行為的不同機(jī)制。

表1感激和虧欠情緒的跨實(shí)驗比較

注：表格中的數(shù)值為減去中間值（實(shí)驗1B～2B為4；實(shí)驗3為2）后的結(jié)果（括弧中為標(biāo)準(zhǔn)差）; ^*plt;0.05 ??_plt;0.01 ， ^***plt;0.001

7.3 局限與展望

本研究存在一定的局限性，但也為未來的研究指明了方向。其一，本研究的主要方法為故事情境法（實(shí)驗1A～2A和實(shí)驗3）。該方法一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)及社會學(xué)等多領(lǐng)域普遍使用的方法，但該方法只是對真實(shí)生活場景的簡潔描述，因此可能會限制研究結(jié)果的生態(tài)效度。盡管如此，有研究結(jié)果表明，人們在虛擬情境中的選擇與在現(xiàn)實(shí)情境中的選擇具有高度一致性（Hoffmannetal.，2024；李世豪等，2024）。此外，本研究實(shí)驗2B中采用了更生態(tài)化的情境來操縱恩惠，且以涉及被試自身實(shí)際報酬的金錢分配任務(wù)來測量不公平規(guī)避，實(shí)驗結(jié)果依然證明了恩惠對不公平規(guī)避的影響。因此，盡管故事情境法具有一定的局限性，但我們有理由相信，本研究所揭示的恩惠對于不公平規(guī)避行為的影響可以在一定程度上推廣到現(xiàn)實(shí)情境中。未來的研究亦可采用其它生態(tài)化的方法來進(jìn)一步檢驗本研究結(jié)果，尤其是檢驗本研究中關(guān)于“大恩惠\"的結(jié)果（相比小恩惠情境，大恩惠情境更難以通過實(shí)驗室操縱）。

其二，恩惠對不公平規(guī)避行為的影響可能會受到其它因素的影響，包括感知到的施惠者的意圖、施惠者與受惠者之間的人際距離、受惠者對施惠者的好感等。例如，有研究表明，即使受惠者明確知曉施惠者“別有用心”，但受惠者仍然會“知恩圖報”（Chao，2018）。但也有研究者認(rèn)為，感知到的施惠者意圖是互惠的重要驅(qū)動因素（Peng，2020）。未來的研究可以考察這些變量在恩惠對不公規(guī)避行為影響中的作用。

其三，本研究中關(guān)于中介作用的不對稱性值得進(jìn)一步研究。首先，這種作用機(jī)制在不同文化下可能存在差異。例如，有研究表明，相比個體主義文化，集體主義文化中的個體在接受“人情\"后會體驗到更強(qiáng)烈的虧欠感（Hitokoto，2016）。因此，未來的研究可以在不同文化背景下進(jìn)一步檢驗本研究所發(fā)現(xiàn)的中介機(jī)制的不對稱性。其次，不同機(jī)制的時效性可能存在差異。有研究表明，虧欠相比感激能更好地預(yù)測個體的回報行為，但在回報恩惠后，感激仍經(jīng)久不衰，而虧欠則逐漸減弱（Goyaletal.，2022）。因此，未來研究可以探討感激和虧欠在影響不公平規(guī)避行為上的時效性。

8 結(jié)論與啟示

本研究可得出如下結(jié)論：其一，受人恩惠，無論是大恩惠還是“小恩小惠”，均會降低個體的不公平規(guī)避行為。其二，在大恩惠條件下，虧欠中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響；在中等恩惠條件下，感激和虧欠同時中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響；在“小恩小惠\"條件下，感激中介了恩惠對不公平規(guī)避行為的影響。

本研究對現(xiàn)實(shí)生活具有一定的啟示意義。例如，一方面，在我國這樣的集體主義文化或人情社會中，尤其需要規(guī)避通過施加恩惠，甚至是“小恩小惠”，所導(dǎo)致的違背公平的現(xiàn)象（韓亞棟，2023）。另一方面，當(dāng)現(xiàn)實(shí)生活中一定程度的不公平難以避免時，適當(dāng)?shù)亩骰輽C(jī)制——無論是通過大恩惠誘發(fā)虧欠，還是通過小恩惠誘發(fā)感激—均有助于緩解個體對不公平的抵觸，從而促進(jìn)群體內(nèi)部的和諧與合作。

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\"Renqing” or equity？ The influence of favor acceptance on inequity aversion

WANG Zuo-Jun1，YE Yan2，CHENG Xue-Yan3，XU Sihua4，5

0 ¹ Schoolofutlleitblso Nanjing21o，hina）（hoolofacherEducation，WeifangEngineeringVocationalCllge，Qingzhou2650ina） （4 School ofBusiness and Management，Shanghai International Studies UniversityShanghai 2ooo83，China） （ ShanghaiKeyLaboratoryofBrain-machine IntelligenceforInformationBehavior，Shanghai 2o83，China）

Abstract

Equityand reciprocity are crucial guidelines for human interactions. While these principles often complement each other，there are instances where reciprocitycan lead to breaches offairness，such as incases of bribery. Previous research has predominantly focused on the impacts of equity and reciprocity on behavior respectively， with limited exploration into situations where these principles conflict. This issue is particularly pertinent in China， where Renqing holds significant importance. This study aimed to investigate how participants navigate trade-offs when faced with conflicts between Renqing and equity，specifically examining how receiving a favor influences participants' inequity aversion.

Five experiments were conducted to validate the research hypothesis. In Experiment lA， we recruited college students （n=124） ） and employed a scenario-based questionnaire to explore the impact of accepting favors on inequity aversion （refusal behavior in ultimatum game）. Experiment 1B （ （n=250 ）was a replication of Experiment 1A with additional tests of mediation through gratitude and indebtedness，and with a more diverse sample. Experiment 2A （n=120 ） adopted a similar scenario-based method to investigate the effects of“small favors”on inequity aversion and further assessed the mediating role of gratitude and indebtednes. Experiment 2B （n=92 ） corroborated the findings of Experiment 2A by manipulating “small favors” in a controlled laboratory setting. Finally， Experiment 3 （n）=168 ） manipulated favors of different scale to further investigate the potential threshold at which the asymmetric mediation mechanism shifts under varying favor conditions.

Consistent with our expectations，the results showed that receiving favors，whether substantial or minor， significantly reduced individuals' inequity aversion behavior，leading to a greater tolerance ofunfair distribution schemes.This suggests that when the principle of reciprocity conflicts with the principle of equity，participants are more likely to prioritize reciprocity. More importantly， when we included both gratitude and indebtedness as mediators in our model， we discovered an asymmetry in their efects. Specifically，under conditions involving substantial favors （Experiment1B），the emotion of indebtednessmediated the influence ofreceiving favors on inequity aversion. Under conditions involving moderate favors，both gratitude and indebtedness simultaneously served as mediators （Experiment 3）. However， under conditions involving minor favors （Experiments 2A～3）， the emotion of gratitude，rather than indebtedness，served as the mediator.This highlights the distinct roles that gratitude and indebtedness play in moderating responses to favors of varying magnitudes.

These findings help enhance people's understanding of the fundamental principles of interpersonal interactions （i.e.， reciprocity and equity），and shed light on the importance of policy development by various governments in order to mitigate equity violations resulting from Renqing.

Keywordsequity principle， reciprocity principle， inequity aversion， gratitude， indebtedness