陳思靜 邢懿琳 翁異靜 黎 常

(1 浙江科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,杭州 310023) (2 浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院,杭州 310018)

1 前言

在社會科學(xué)中,合作指的是個體付出成本使他人受益的行為(Nowak,2006;Rand,2016),非親緣個體間的廣泛合作對人類社會的順利運行至關(guān)重要(Fehr &Schurtenberger,2018),為此我們發(fā)展出了合作的社會規(guī)范(de Kwaadsteniet et al.,2007),即被群體成員所普遍接受但不同于法律條規(guī)等明文規(guī)章的有關(guān)合作的行為準(zhǔn)則(Cialdini &Trost,1998)。盡管合作規(guī)范普遍存在于各個文化中,但對合作規(guī)范的遵守并非自然而然之事(de Kwaadsteniet et al.,2019),而第三方懲罰(third-party punishment)——由利益無關(guān)者針對違規(guī)者所實施的懲罰——總體上被認(rèn)為是減少違規(guī)行為并維系合作規(guī)范的重要力量之一(Balliet et al.,2011;Fehr &G?chter,2002;Halevy &Halali,2015)。在此基礎(chǔ)上,學(xué)者探討了規(guī)范在懲罰影響合作過程中的作用,如Bicchieri 等(2018)發(fā)現(xiàn),懲罰需要與一定的社會規(guī)范相結(jié)合才能發(fā)揮積極作用;類似地,Fehr 和Williams (2018)也注意到,只有當(dāng)群體成員間存在相應(yīng)的規(guī)范共識時,第三方懲罰才能起到促進(jìn)合作的正面作用,當(dāng)規(guī)范共識缺席時,懲罰反而加速了社群的崩潰;此外,Lois 和Wessa (2019)還探討了社會規(guī)范對第三方懲罰的調(diào)節(jié)作用。但另一個更為基本的問題是第三方懲罰為什么能減少(促進(jìn))違規(guī)(合作)行為,而我們注意到,在回答這個問題上,基于規(guī)范視角的研究是相對缺席的。目前,對上述問題一種廣為接受的解釋主要基于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角,即第三方懲罰改變了違規(guī)者的收益結(jié)構(gòu)：存在第三方懲罰的情況下,個體的違規(guī)成本將大幅上升以至超過違規(guī)行為所帶來的收益(韋倩,姜樹廣,2013;Bicchieri et al.,2018;Carpenter et al.,2004;Nelissen &Mulder,2013;Rand et al.,2010),在這種情況下,理性個體的占優(yōu)策略是選擇合作而非違規(guī)。

然而,上述基于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的解釋可能存在若干問題。第一,大量研究表明人們在決策過程中并不總是遵循經(jīng)濟(jì)人原則(Alkan,2020;Camerer &Fehr,2006;Henrich et al.,2001),因此,除非我們先入為主地預(yù)設(shè)違規(guī)者恰好總是純粹理性的經(jīng)濟(jì)人,否則單純從經(jīng)濟(jì)角度很難充分解釋第三方懲罰對違規(guī)的抑制作用,而這個預(yù)設(shè)是否合理尚有探討空間。第二,先前有研究者發(fā)現(xiàn)懲罰者的動機(jī)顯著影響了懲罰的作用(謝東杰,蘇彥捷,2019;Raihani &Bshary,2015),如Rand 等(2009)指出,懲罰是否被認(rèn)為合理可以極大地影響受罰者的反應(yīng);而 Fehr和Rockenbach (2003)也注意到,當(dāng)懲罰被認(rèn)為是出于自利(比如懲罰是為了獲取更多的個人利益),盡管懲罰能顯著降低違規(guī)收益(減少的金額等于初始金額的40%),但受罰的違規(guī)者并沒有表現(xiàn)出更高的合作水平,結(jié)果恰恰相反,其合作水平明顯下降了。如果懲罰促進(jìn)合作主要是由于其降低了違規(guī)收益,那么上述發(fā)現(xiàn)便難以得到合理的解釋。第三,如果懲罰對違規(guī)的抑制作用主要在于提高了違規(guī)成本,那么有理由認(rèn)為,除非在任何情況下違規(guī)都會受到懲罰,否則曾經(jīng)受罰的經(jīng)歷不足以使個體在新情境下自動表現(xiàn)得更好。然而,正如Shreedhar等(2018)指出,如果一個群體必須對任何違規(guī)都實施懲罰,這個群體將付出極為高昂的代價,這部分代價甚至超過了懲罰所來的積極作用。換言之,無處不在的懲罰不僅無法維持大規(guī)模社群中的合作行為,反而會導(dǎo)致這類群體在競爭中失去優(yōu)勢。

基于上述原因,我們認(rèn)為純粹的經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點不足以充分解釋第三方懲罰對合作規(guī)范的維系作用。陳思靜等(2015)基于社會規(guī)范聚焦理論(focus theory of normative conduct) (Cialdini et al.,1991)提出第三方懲罰本身即是一種社會規(guī)范的激活過程,這為我們更好地理解第三方懲罰提供了另一種理論起點。社會規(guī)范聚焦理論認(rèn)為,人們做出違規(guī)行為可能只是沒有意識到存在某種規(guī)范,因此,只要通過某種方式讓規(guī)范成為人們的意識焦點,便可以顯著降低人們的違規(guī)行為。事實上,有研究者基于上述角度發(fā)現(xiàn)第三方懲罰確實能起到激活社會規(guī)范的作用(陳思靜 等,2015),而Chen 等(2020)也注意到,第三方懲罰能夠顯著地影響人們的規(guī)范感知。然而,在先前研究中第三方懲罰通常改變了違規(guī)者的收益結(jié)構(gòu),這意味著先前研究者未能嚴(yán)格區(qū)分第三方懲罰的兩種功能：通過降低違規(guī)收益來提升合作(懲罰的經(jīng)濟(jì)效應(yīng))以及通過激活社會規(guī)范來提升合作(懲罰的規(guī)范效應(yīng))。本文擬在這方面為現(xiàn)有文獻(xiàn)提供有益補(bǔ)充,具體而言,本文將于實驗1中在控制違規(guī)者收益的情況下檢驗第三方懲罰的規(guī)范激活功能。如果實驗結(jié)果顯示,盡管懲罰并未降低違規(guī)者的收益,但受罰的違規(guī)者依然表現(xiàn)出了較高的合作行為,那么我們就可以在一定程度上認(rèn)為,懲罰的規(guī)范效應(yīng)是一種獨立于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的功能,并且為社會規(guī)范聚焦理論提供了新的實證證據(jù)：激活人們的規(guī)范就可改變其行為。

其次,人類社會的合作表現(xiàn)出長時間和大規(guī)模的特點(Bingham,1999),而如果懲罰的作用僅僅體現(xiàn)為受罰者本人在某個特定場景下的合作規(guī)范被激活從而提高了合作水平,那么我們又陷入了類似用經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點去解釋合作的理論困境：假如必須通過懲罰對每個個體在每個場景下進(jìn)行規(guī)范提示,那么社會的運行成本會變得極高,從而使第三方懲罰失去存在的意義(Shreedhar et al.,2018)。因此,我們推測第三方懲罰的規(guī)范提示作用不僅體現(xiàn)為抑制了違規(guī)者當(dāng)下的自私行為,而且這一規(guī)范激活的效應(yīng)還可以延續(xù)至新的場景(縱向溢出效應(yīng)或時間維度上的溢出效應(yīng),實驗2)以及目睹而非親身經(jīng)歷懲罰的旁觀者(橫向溢出效應(yīng)或空間維度上的溢出效應(yīng),實驗3),即使在這兩種情況下并不存在潛在的懲罰者。如果上述推測成立,那我們就可以在一定程度上解釋為什么真實生活中并非時時刻刻發(fā)生了第三方懲罰,但人類社會的合作依然得以有條不紊開展的原因。

最后,社會規(guī)范作為被群體成員廣泛接受并區(qū)別于法律規(guī)章的行為準(zhǔn)則(Cialdini &Trost,1998;Forquesato,2016),在社會科學(xué)文獻(xiàn)中通常被區(qū)分為描述性規(guī)范(descriptive norm)和命令性規(guī)范(injunctive norm) (Cialdini et al.,1991)：前者指的是人們在某一方面的普遍行為模式,如合作的描述性規(guī)范可理解為人們所表現(xiàn)出來的合作行為的普遍程度;而后者指的是人們對某一行為普遍所持贊成或批評的態(tài)度,如合作的命令性規(guī)范可理解為人們對他人合作行為的贊成程度。社會規(guī)范可顯著影響人們的行為,如簡化個體的行為決策并使個體在面對復(fù)雜、不確定甚至是危險的情境時得到行為上的指引(McDonald &Crandall,2015)。但需要說明的是,研究者從不同角度指出了兩種規(guī)范在影響行為中的區(qū)別,如Deutsch 和Gerard (1955)指出人們對描述性規(guī)范的認(rèn)知加工速度要高于對命令性規(guī)范的加工,因此,描述性規(guī)范通常更容易對行為產(chǎn)生影響;而 Petty 和 Cacioppo (1986)從個人卷入度(personal involvement)比較了兩種規(guī)范對行為的影響,并指出當(dāng)個人卷入度較高時,命令性規(guī)范的作用更大。就本文而言,一個值得探討的問題是當(dāng)懲罰通過激活社會規(guī)范來影響合作時,懲罰是激活了其中一種規(guī)范還是兩種規(guī)范都有所激活？如果兩種規(guī)范都被激活了,那么它們是否具有不同的作用機(jī)制？我們將在實驗2 和3 中詳細(xì)探討這些問題。此外,由于社會規(guī)范聚焦理論的重點考察對象是描述性規(guī)范,如果我們的實驗結(jié)果表明,在懲罰通過激活規(guī)范而影響合作的過程中,命令性規(guī)范也被激活并產(chǎn)生了顯著影響,那么本文的結(jié)果也可在一定程度上被視為對這一理論的有益補(bǔ)充。

基于對上述文獻(xiàn)的回顧,我們提出以下研究問題作為本文的主要探索目標(biāo)：

研究問題1：當(dāng)?shù)谌綉土P無法降低違規(guī)者收益時,是否依然能有效減少(促進(jìn))違規(guī)(合作)行為？(實驗1)

研究問題2：第三方懲罰通過規(guī)范激活而提升合作的作用是否能溢出到新的情境？(實驗2)

研究問題3：第三方懲罰通過規(guī)范激活而提升合作的作用是否能溢出旁觀者身上？(實驗3)

研究問題4：描述性和命令性規(guī)范在懲罰通過規(guī)范激活影響合作的過程中是否具有相似的作用機(jī)制？(實驗2 和3)

概括而言,本文擬從社會規(guī)范的視角來解釋第三方懲罰對合作的影響機(jī)制：我們認(rèn)為規(guī)范激活是第三方懲罰的一種獨立功能,即便無法降低違規(guī)收益,第三方懲罰依然可以抑制(促進(jìn))個體的違規(guī)(合作)行為(實驗1),同時,這一效應(yīng)還溢出到了缺乏懲罰機(jī)制的新場景中(實驗2)和目睹懲罰行為的旁觀者上(實驗3)。此外,我們還檢驗了兩種規(guī)范在上述過程中的作用機(jī)制(實驗2 和3),并討論了這些發(fā)現(xiàn)的理論和現(xiàn)實意義。

2 實驗1：懲罰的規(guī)范效應(yīng)

2.1 被試

取中等效應(yīng)量

f

=0.25,顯著性水平α=0.05,通過軟件 G*Power 3.1 進(jìn)行的功效分析(power analysis)顯示,3 組間單因素方差分析至少需要252名被試才能達(dá)到95% (1– β)的統(tǒng)計檢驗力?？紤]到本實驗采用了“4+1”的實驗設(shè)計,每5 名被試中有4名被試的數(shù)據(jù)是進(jìn)行統(tǒng)計分析的有效數(shù)據(jù)(詳情見2.2 部分)。我們共招募了315 名來自浙江工商大學(xué)不同專業(yè)的本科生。所有被試在實驗開始前詳細(xì)閱讀了實驗說明并簽署了知情同意書。實驗正式開始前我們通過若干練習(xí)題使被試熟悉了實驗規(guī)則。用于統(tǒng)計分析的252 名有效被試平均年齡為21.42 ± 2.25 歲,其中女性占比為58.33%,被試的專業(yè)分布如下：理工科占34.92%、社會科學(xué)占28.57%、人文學(xué)科占25.40%、藝術(shù)及其他占11.11%。

2.2 設(shè)計與程序

實驗1 為3(對照組、高收益組和低收益組)組間因子設(shè)計。實驗1 的范式為公共物品博弈,通過z-Tree 上機(jī)實驗的方式完成(Fischbacher,2007)。實驗期間,被試位于單獨隔間內(nèi),相互間無法交流。實驗1 中每5 人組成一個小組進(jìn)行博弈,其中4 人為參與者,參與公共物品博弈,剩余1 人為執(zhí)行者,執(zhí)行者不參與博弈,其在對照組中扮演收稅人的角色,而在其他兩種實驗條件下則扮演懲罰人。為了排除直接互惠(direct reciprocity) (Trivers,1971)、間接互惠(indirect reciprocity) (Nowak &Sigmund,1998)和高成本信號(costly signaling) (Gintis et al.,2001)等機(jī)制的潛在影響,在每一輪博弈中,4 名參與者被隨機(jī)編號為A、B、C、D,而執(zhí)行者的編號始終是E,小組成員都由計算機(jī)隨機(jī)安排,但參與者和執(zhí)行者的角色不能互換。每一輪博弈結(jié)束時告知被試該組每個成員在該輪博弈中的貢獻(xiàn)和收益(在有懲罰條件下,反饋還包括懲罰情況),但是在新一輪的博弈中,被試并不知曉同組成員在過去博弈中的表現(xiàn)。另外,為了避免尾輪效應(yīng)(end effect),被試事前并不知曉博弈輪數(shù)。

實驗開始后,被試被隨機(jī)平均分入3 種實驗條件：對照組(

n

=84)、高收益組(

n

=84)和低收益組(

n

=84)。在對照組中,每個被試(包括參與者A/B/C/D 和執(zhí)行者E)在實驗開始前擁有25 代幣(相當(dāng)于5 人民幣)的初始金額。在每一輪博弈中,參與者自由決定是否將初始金額中的10 代幣投入公共賬戶中,而投入公共賬戶的代幣翻倍后平均分給小組所有參與者。對于參與者而言,占優(yōu)策略是選擇保留初始金額(違規(guī))并盡可能讓他人將代幣投入公共賬戶,而非將10 個代幣投入公共賬戶(合作)。但是,如果每人都這樣做的話,最終每個人的收益反而降低了。此外,參與者被告知,選擇保留10 代幣的話則需要向成員E 繳納1 代幣的收入稅,該金額不進(jìn)入公共賬戶,也不返還給任何成員。完成上述步驟后隨即進(jìn)入下一輪,總共進(jìn)行10 輪。10 輪博弈后實驗結(jié)束,實驗者對被試進(jìn)行反饋和支付報酬。實驗報酬為10 元出場費加上隨機(jī)抽取一輪被試手中的代幣數(shù)(5 代幣可換1 人民幣,下同)。

高收益組和低收益組的實驗流程和對照組基本類似,主要區(qū)別在于這兩種實驗條件下,在計算機(jī)反饋參與者的選擇后,成員E 可懲罰違規(guī)者：1)高收益組中,如果執(zhí)行者選擇懲罰某個(些)參與者,那么他/她每懲罰一次需支付5代幣,而受罰者只需支付1 代幣作為違規(guī)成本,因此違規(guī)收益較高;2)在低收益組中,執(zhí)行者支付5 代幣而受罰者支付10代幣作為違規(guī)成本,因此違規(guī)收益較低。在每一輪中,執(zhí)行者可同時懲罰多名違規(guī)者,但對每一位違規(guī)者只能懲罰一次。在被試完成懲罰決定后,計算機(jī)公布上述決定及每個被試在本輪中的收益。表1總結(jié)了三種實驗條件下參與者在某輪博弈中選擇合作/違規(guī)的收益。

表1 不同實驗條件下合作與違規(guī)的收益

實驗1 重點在于比較高收益組和對照組被試的合作水平(平均每輪投入公共賬戶的錢數(shù))。從表1可以看出,這兩組的合作收益是一樣的,差別在于違規(guī)收益,并且高收益組的違規(guī)收益大于等于對照組,因為公式中X≤ 1,根據(jù)純粹理性人的觀點,相比于對照組,高收益組被試更有動力去選擇違規(guī),我們應(yīng)該能觀察到高收益組的合作水平低于對照組。其次,通過比較低收益組被試和高收益組被試的合作水平,我們可以在一定程度上考察經(jīng)濟(jì)因素對抑制違規(guī)行為的作用,因為這兩組被試的唯一差別在于低收益組被試的違規(guī)成本遠(yuǎn)高于高收益組(前者是后者的10 倍)。

2.3 結(jié)果與討論

不同性別(

t

=0.83,

p

=0.408)和專業(yè)(

F

=1.54,

p

=0.204)下合作水平的差異不顯著,年齡與合作水平(

r

=?0.03,

p

=0.597)的相關(guān)系數(shù)不顯著。運用單因素方差分析比較三組被試的合作水平,結(jié)果顯示,三組被試的合作水平存在顯著差異(

F

=15.24,

p

＜ 0.001,

d

=0.65,95% CI=[0.38,0.92])。多重比較(Tukey 法)的結(jié)果表明：高收益組被試(

M

=4.75,

SD

=2.57,

n

=84)的合作水平顯著高于對照組(

M

=3.55,

SD

=2.80,

n

=84) (

p

=0.012,95% CI=[0.22,2.19]),而低收益組被試(

M

=5.86,

SD

=2.76,n=84)的合作水平顯著高于對照組(

p

＜ 0.001,95% CI=[1.32,3.30])和高收益組(

p

=0.023,95% CI=[0.12,2.09])。圖1 直觀地顯示了三組被試合作水平的差異。

圖1 三組被試的合作水平

上述結(jié)果一方面驗證了降低違規(guī)收益對提高合作水平的重要性,也就是說,在懲罰抑制違規(guī)行為的過程中,基于成本?收益的經(jīng)濟(jì)考慮確實發(fā)揮了顯著的作用。這一點體現(xiàn)在了低收益組被試的合作水平顯著高于高收益組,這意味著通過第三方懲罰改變違規(guī)者的收益結(jié)構(gòu)確實可以激勵人們減少違規(guī)行為從而提升了合作水平(Balliet et al.,2011;G?chter et al.,2008)。但從另一方面來說,和我們預(yù)期相似,經(jīng)濟(jì)因素?zé)o法完全解釋實驗1 的結(jié)果。對比表1 中高收益組和對照組違規(guī)收益(U)可以看出,高收益組被試選擇違規(guī)的預(yù)期收益總是大于等于對照組,因此,根據(jù)經(jīng)濟(jì)人邏輯,高收益組中將有更多(少)的被試選擇違規(guī)(合作)。然而事實上,高收益組被試合作水平卻顯著高于對照組,這說明相較于對照組而言,即使第三方懲罰并沒有本質(zhì)上降低高收益組違規(guī)者的收益,但依然可以有效地抑制違規(guī)(促進(jìn)合作)。這意味著懲罰降低違規(guī)行為的心理機(jī)制不僅僅是其改變了違規(guī)者的收益結(jié)構(gòu),一定還存在其他重要因素。換句話說,人們在決策過程中并非總是遵循經(jīng)濟(jì)人假設(shè)這一原則同樣可應(yīng)用在違規(guī)者身上,盡管這個結(jié)果可能違反了我們的直覺。

通過回答研究問題1,即第三方懲罰對合作的促進(jìn)并不完全取決于其降低違規(guī)收益的作用,實驗1 也在一定程度上支持了聚焦理論的觀點：很多時候人們做出違規(guī)行為并不是單純?yōu)榱俗非罄?而只是沒有意識到某種規(guī)范的存在(Cialdini et al.,1991)。就實驗1 而言,對比高收益組和對照組的實驗條件,唯一的差別在于違規(guī)成本：高收益組為X,而對照組為1,X≤ 1,但X對違規(guī)的抑制作用卻更高,因此,有理由認(rèn)為抑制違規(guī)作用的差別主要來自兩種成本的質(zhì)的差異而非量的差異：表現(xiàn)為懲罰的違規(guī)成本提示了人們對違規(guī)行為持道德批評的態(tài)度,從而激活了人們有關(guān)合作的社會規(guī)范(陳思靜 等,2015),而對照組中表現(xiàn)為收入稅的違規(guī)成本卻相對中性,缺乏這一功能。另外,盡管先前也有研究(e.g.,陳思靜 等,2015;Chen et al.,2020)提出懲罰具有規(guī)范提示的功能,但由于在大部分情況下,懲罰總是會影響受罰者的經(jīng)濟(jì)利益,因而無法在嚴(yán)格意義上回答下列問題：當(dāng)?shù)谌綉土P不足以改變違規(guī)者的收益結(jié)構(gòu)時,是否還能有效地促進(jìn)合作？實驗1 首次通過隨機(jī)對照實驗控制了經(jīng)濟(jì)收益對實驗結(jié)果的影響,從而為第三方懲罰的規(guī)范提示作用提供了明確的實證證據(jù),這意味著懲罰的規(guī)范效應(yīng)并非需要經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為前提,這對現(xiàn)有研究的結(jié)論是一個有力的補(bǔ)充。

3 實驗2：懲罰促進(jìn)合作的縱向溢出效應(yīng)

實驗1 為第三方懲罰純粹的規(guī)范提示功能提供了證據(jù),實驗2 進(jìn)一步檢驗懲罰提升合作的功能是否能溢出到不存在懲罰機(jī)制的新情境下,并比較描述性和命令性規(guī)范的作用機(jī)制,從而回答本文所提出的研究問題2 和4。

3.1 被試

來自不同專業(yè)的300 名學(xué)生參加了實驗2,并在實驗開始前詳細(xì)閱讀了實驗說明并簽署了知情同意書。實驗2 需要首先篩選出違規(guī)者。根據(jù)實驗1 差異比較的結(jié)果

d

=0.65,取顯著性水平α=0.05,用G*Power 3.1 計算出實驗2 至少需要由104 名違規(guī)者組成的樣本才能達(dá)到95% (1– β)的統(tǒng)計檢驗力,而通過實驗2 階段一的操作,我們總共得到了179 名違規(guī)者。這179 名被試平均年齡為21.30 ± 1.97 歲,其中女性占比為54.19%,被試的專業(yè)分布如下：理工科占35.75%、社會科學(xué)占31.84%、人文學(xué)科占24.02%、藝術(shù)及其他占8.38%。

3.2 設(shè)計與程序

3.2.1 第一階段：有第三方的獨裁者博弈

實驗2 為2(對照組vs.懲罰組)組間因子設(shè)計。實驗2 的范式為帶有第三方的獨裁者博弈。在階段一中,被試被告知他/她將與其他2名被試組成一個小組來完成5 輪獨裁者博弈。在5 輪博弈中,被試均扮演分配者,而扮演接受者和第三方的2 名被試實際是虛擬被試,即由實驗者事先設(shè)定的計算機(jī)程序。此外,被試還被告知每一輪博弈開始前,分配者、接受者和第三方分別擁有10、0 和2 代幣的初始金額,分配者可將初始金額在其和接受者之間自由分配,而接受者無權(quán)反對,但第三方可對其認(rèn)為不公平的方案進(jìn)行懲罰,懲罰規(guī)則為第三方付出2代幣扣減分配者6 代幣。另外,被試還通過指導(dǎo)語了解到在每一輪博弈中,小組成員都是由計算機(jī)隨機(jī)選擇的,并且每輪博弈均無結(jié)果反饋。在實際操作中,基于先前文獻(xiàn)的結(jié)論(Csukly et al.,2011;Fehr &Fischbacher,2003),判斷被試的分配方案是否違規(guī)的標(biāo)準(zhǔn)如下：當(dāng)被試分配給接受者的金額小于初始金額的30%時,分配方案即被判定為違規(guī),反之即為合作。完成上述5 輪博弈后,共有179 名被試在5 輪博弈中至少有過一次違規(guī)行為,這些被試在階段二中被隨機(jī)分入兩組：90 名被試被告知其在過去5 輪博弈中受到了來自第三方的懲罰(懲罰組),而剩余的 89 名被試則沒有任何反饋(對照組)。

3.2.2 第二階段：獨裁者博弈和公共物品博弈

分組后,對照組和懲罰組被試完成以下任務(wù)：1)與其他1 名被試共同完成1 輪無第三方的獨裁者博弈,在博弈中他們將繼續(xù)扮演分配者,但分配方法與前一階段有所不同：每個被試擁有20 代幣的初始金額,他們可自由選擇初始金額的一部分(0～10 之間的任一整數(shù))分配給接受者,并且被試被明確告知不管他/她的分配方案如何,都不會遭受懲罰;2)與其他3 名被試共同完成1 輪無第三方的公共物品博弈,在博弈中他們可自由地將20 代幣初始金額的一部分(0～20 之間的任一整數(shù))投入公共賬戶,投入公共賬戶的金額將翻倍后在4 名成員中平均分配,并且被試被明確告知不管他/她的選擇如何,都不會遭受懲罰。為了避免順序?qū)Y(jié)果的潛在影響,一半被試先閱讀有關(guān)獨裁者博弈的指示語,另一半被試順序相反。接著,被試分別估計在獨裁者博弈中：1)將0、1、2…10 代幣分配給接受者的被試的百分比;2)贊成將0、1、2…10 代幣分配給接受者的被試的百分比;3)從0～10 選擇一個整數(shù)代表自己愿意分配給接受者的金額;以及在公共物品博弈中：4)從0～20 選擇一個整數(shù)代表自己愿意投入到公共賬戶的金額。完成上述步驟后,實驗者宣布實驗結(jié)束,并對被試進(jìn)行反饋和支付報酬。實驗報酬為10 元出場費加上隨機(jī)抽取一輪被試手中的代幣數(shù)。

我們用兩種方式來測量被試在博弈中描述性和命令性規(guī)范的激活水平：第一種采用Chen 等(2020)的方法,用1)和2)這兩項各自的加權(quán)平均值分別作為描述性規(guī)范和命令性規(guī)范激活水平的操作定義;在第二種方法中,我們采用Bicchieri 和Xiao (2009)、Voisin 等(2016)以及Sood 等(2020)的范式,即使用被試對某個行為或贊成某個行為普遍程度的估計來代表被試的描述性或命令性規(guī)范的激活水平,具體而言,即有多少比例的分配者將(贊成將)20 代幣中的7、8、9 和10 代幣分配給接受者,以此作為兩種規(guī)范激活水平的操作定義。在統(tǒng)計分析中我們主要采用第一種操作定義來檢驗研究問題,并采用第二種操作定義作為穩(wěn)健性檢驗,考察在兩種操作定義下結(jié)果是否有質(zhì)的差別,從而增強(qiáng)研究結(jié)論的說服力。

最后,根據(jù)黃少安和張?zhí)K(2013)對合作所下定義：合作是自己付出成本而使其他人或者公共物品受益的行為,我們用上述3)和4)項數(shù)字分別表示被試在兩種博弈情形下的合作水平(在獨裁者博弈中,合作意味著使對方受益;而在公共物品博弈中,合作意味著自己的行為提高了公共物品的產(chǎn)出),數(shù)字越大表示合作水平越高。

3.3 結(jié)果與討論

我們首先使用規(guī)范激活水平的第一種操作定義進(jìn)行了統(tǒng)計分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),不同性別(

t

=0.07～1.26,

p

=0.209～0.941)和專業(yè)(

F

=0.18～1.43,

p

=0.236～0.911)下描述性規(guī)范、命令性規(guī)范和合作水平的差異均不顯著,年齡與描述性規(guī)范、命令性規(guī)范與合作水平(

r

=0.03～0.05,

p

=0.540～0.736)的相關(guān)系數(shù)不顯著。如圖2 所示,懲罰組被試的描述性規(guī)范激活水平(

M

=3.80,

SD

=2.45,

n

=90)顯著高于對照組(

M

=2.83,

SD

=1.85,

n

=89) (

t

=2.97,

p

=0.003,

d

=0.44,95% CI=[0.15,0.74]);懲罰組被試的命令性規(guī)范激活水平(

M

=5.62,

SD

=2.79)顯著高于對照組(

M

=4.10,

SD

=2.56) (

t

=3.82,

p

＜ 0.001,

d

=0.57,95% CI=[0.27,0.87]);此外,懲罰組被試在獨裁者博弈中的合作水平(

M

=3.55,

SD

=2.83)也顯著高于對照組(

M

=2.46,

SD

=2.75) (

t

=2.59,

p

=0.009,

d

=0.39,95% CI=[0.09,0.68])。上述結(jié)果為研究問題2 提供了初步回答,我們發(fā)現(xiàn)第三方懲罰不僅顯著激活了違規(guī)者的兩種社會規(guī)范,而且提升了違規(guī)者在新情境下的合作水平。在第二階段的獨裁者博弈中,不存在可能實施懲罰的第三方,而且對照組和實驗組的唯一的差別就在于實驗組被試在第一階段結(jié)束時被提醒過其違規(guī)行為受到了懲罰,因而對實驗2 結(jié)果的合理解釋是第三方懲罰的規(guī)范提示功能溢出到了新的情境下,在這種情況下即便不存在懲罰機(jī)制,但激活了的社會規(guī)范依然可以提升違規(guī)者的合作水平。

圖2 懲罰組和對照組的規(guī)范激活與合作水平

此外,我們使用規(guī)范激活水平的第二種操作定義重復(fù)了上述檢驗過程,并得到了相似的結(jié)果：懲罰組被試的描述性規(guī)范激活水平顯著高于對照組 (

t

=4.18,

p

＜ 0.001);懲罰組被試的命令性規(guī)范激活水平也顯著高于對照組(

t

=4.80,

p

＜ 0.001)。上述結(jié)果意味著我們的研究結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

為回答研究問題4(兩種規(guī)范在懲罰提升合作中是否具有不同機(jī)制?),我們進(jìn)一步探討了懲罰影響合作的心理機(jī)制,以是否受過懲罰為自變量、描述性規(guī)范和命令性規(guī)范為中介變量、合作水平為因變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。需要說明的是,有研究者指出用偏差校正的非參數(shù)百分位bootstrap 法計算系數(shù)乘積的置信區(qū)間比Sobel 法得到的置信區(qū)間更精確(方杰,張敏強(qiáng),2012;溫忠麟,葉寶娟,2014),因此我們使用 Preacher 和 Hayes (2004)所開發(fā)PROCESS 3.5 插件進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(Model 4)。

檢驗結(jié)果如表2 所示：M和M中懲罰對兩種規(guī)范都有顯著的影響。與M相比,M在引入兩種規(guī)范后

R

增加了0.24,意味著引入兩種規(guī)范能解釋合作行為變異的24%。進(jìn)一步分析懲罰通過兩種規(guī)范對合作行為的間接作用,描述性規(guī)范(Effect=0.57,BootSE=0.22,BootLLCI=0.18,BootULCI=1.06)和命令性規(guī)范(Effect=0.26,BootSE=0.13,BootLLCI=0.04,BootULCI=0.55)的置信區(qū)間都不包含0,這說明兩種規(guī)范對合作的間接作用都顯著;另一方面,是否受過懲罰(Effect=0.24,

SE

=0.39,

t

=0.64,

p

=0.523,LLCI=?0.51,ULCI=1.01)置信區(qū)間包含0,這意味著懲罰對合作行為的直接作用不顯著。綜上所述,懲罰對合作行為的促進(jìn)作用在很大程度上是通過激活兩種社會規(guī)范來實現(xiàn)的,兩種規(guī)范的間接效應(yīng)占總效應(yīng)的77.20%,其中描述性規(guī)范的間接效應(yīng)占53.08%,命令性規(guī)范占24.12% (圖3),并且兩種規(guī)范間接效應(yīng)的大小差異不顯著(BootSE=0.09,BootLLCI=?0.01,BootULCI=0.30),因此,從實驗2 的結(jié)果來看,兩種規(guī)范在中介懲罰與合作的過程中具有相似的作用機(jī)制。

表2 中介效應(yīng)的檢驗

圖3 描述性與命令性規(guī)范的中介作用

同樣,我們采用規(guī)范激活水平的第二種操作定義進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗,并在上述檢驗過程中得到了相似的結(jié)果：描述性規(guī)范間接作用顯著(Effect=0.76,BootSE=0.21,BootLLCI=0.38,BootULCI=1.21);命令性規(guī)范間接作用顯著(Effect=0.33,BootSE=0.16,BootLLCI=0.05,BootULCI=0.68);直接作用不顯著(Effect=?0.01,

SE

=0.41,

t

=?0.01,

p

=0.989)。進(jìn)一步檢驗被試在階段二公共物品博弈中的合作行為可以加深我們對第三方懲罰溢出效應(yīng)的理解,分析結(jié)果顯示：懲罰組不僅在與階段一相同的獨裁者博弈中合作水平顯著高于對照組,在不同于階段一的公共物品博弈情境中合作水平(

M

=5.24,

SD

=5.70,

n

=90)同樣也顯著高于對照組(

M

=3.76,

SD

=4.23,

n

=89) (

t

=1.97,

p

=0.050,

d

=0.30,95% CI=[0.001,0.592])。這說明懲罰的溢出效應(yīng)不僅體現(xiàn)在與原情境相似的新情境中,也表現(xiàn)在與原情境完全不同的情況下。進(jìn)一步比較被試在兩種博弈情境中合作水平的差異可以讓我們更好地理解溢出效應(yīng)的機(jī)制。由于獨裁者博弈和公共物品博弈是兩種不同的情境,因此,首先需要將被試的合作水平進(jìn)行離差標(biāo)準(zhǔn)化,具體而言,根據(jù)Peysakhovich和Rand (2016)以及Rand 等(2014)的建議,我們把獨裁者博弈中將20 代幣中的10 代幣分配給對方的方案設(shè)為最大值1(即獨裁者博弈中合作水平最高的分配方案),分配給對方0 代幣則為最小值0(即合作水平最低的分配方案);類似的,公共物品博弈中將20 代幣全部投入公共賬戶設(shè)為1 (即公共物品博弈中合作水平最高的方案),投入0 代幣(即合作水平最低的方案)則設(shè)為0。分析結(jié)果顯示：對照組在獨裁者博弈(

M

=0.19,

SD

=0.21,

n

=89)和公共物品博弈中(

M

=0.24,

SD

=0.26,

n

=89)的合作行為無顯著差異(

t

=1.53,

p

=0.127),這在一定程度上說明兩種博弈范式本身不會影響被試的合作行為;相反,懲罰組在獨裁者博弈下的合作水平(

M

=0.36,

SD

=0.28,

n

=90)顯著高于公共物品博弈(

M

=0.26,

SD

=0.28,

n

=90) (

t

=2.35,

p

=0.020,

d

=0.35,95% CI=[0.06,0.65])。

上述結(jié)果一方面進(jìn)一步證實了懲罰的溢出效應(yīng),另一方面也意味著懲罰通過激活社會規(guī)范所帶來的合作提升效果雖然可以跨情境遷移,但不同情境下提升效果比相同情境低。這一結(jié)果可以通過Rand 等(2014)所提出的社會啟發(fā)法假說(social heuristics hypothesis)得到解釋：真實生活中個體間的互動往往是非匿名的和重復(fù)博弈的(Dreber et al.,2008;Rand et al.,2016),從長遠(yuǎn)來看合作是更有利的博弈策略,長此以往,人們內(nèi)化了這種合作規(guī)范并直覺性地將之應(yīng)用到各種情境中去,但新情境的不同會激發(fā)個體的有意識思考,而通過這種思考人們會發(fā)現(xiàn)對自身利益而言在新的情境中合作未必是最佳選擇(Peysakhovich &Rand,2016),換言之,理性思考會抑制個體在新情境中的合作行為。就實驗2 的結(jié)果而言,當(dāng)被試從第一階段的獨裁者博弈過渡到第二階段的公共物品博弈時,個體需要進(jìn)行一定的思考才能理解兩者間的相似與不同,而這種理性思考降低了個體在公共物品博弈中的合作水平;與之相反,第二階段的獨裁者博弈與第一階段的實驗范式無本質(zhì)差異,被試無需進(jìn)行思考就能做出直覺反應(yīng),因此合作水平更高。

4 實驗3：懲罰促進(jìn)合作的橫向溢出效應(yīng)

實驗2 驗證了第三方懲罰在時間維度上的溢出效應(yīng),即第三方懲罰通過激活違規(guī)者的社會規(guī)范而提高了其在后續(xù)新情境下的合作水平,即便在新情境下不存在對違規(guī)行為的懲罰機(jī)制。實驗3 進(jìn)一步探討第三方懲罰的規(guī)范激活功能是否能溢出到旁觀者或潛在違規(guī)者身上,即空間維度上的溢出效應(yīng),并比較兩種規(guī)范的影響機(jī)制,從而回答研究問題3和4。

4.1 被試

取中等效應(yīng)量

f

=0.25,α=0.05,運用G*Power 3.1 進(jìn)行的功效分析顯示最少需要158 名被試才能達(dá)到95% (1– β)的統(tǒng)計檢驗力,而實際參與實驗3的被試為不同專業(yè)的160 名本科生,其平均年齡為21.9 ± 1.93 歲,其中女性占比為42.50%,被試的專業(yè)分布為：理工科占34.38%、社會科學(xué)占28.13%、人文學(xué)科占26.25%、藝術(shù)及其他占11.25%。在實驗開始前被試仔細(xì)閱讀了有關(guān)實驗的書面說明并簽署了知情同意書。

4.2 設(shè)計與程序

實驗3 為2(旁觀前 vs.旁觀后) × 2(違規(guī)組 vs.規(guī)范組)混合設(shè)計。實驗開始前,被試被告知他們將觀看1 輪由3 名成員參與的獨裁者博弈,而被試需在博弈完成后盡快計算出各個成員的收益。在了解博弈規(guī)則后(分配者擁有20 代幣初始金額,并可將0～10 之間的任一整數(shù)金額分配給接受者,接受者無權(quán)干預(yù),但第三方可支付2 代幣來扣減不公平分配者的6 代幣),被試被隨機(jī)平均分入兩種實驗條件(80 名違規(guī)組被試和80 名規(guī)范組被試),所有被試均被要求估計在即將進(jìn)行的博弈中：1)將0、1、2…10 代幣分配給接受者的被試的百分比;2)贊成將0、1、2…10 代幣分配給接受者的被試的百分比;3)假設(shè)自己為分配者,從0～10 中選擇一個整數(shù)代表自己愿意分配給接受者的金額,并且被試被明確告知無論其選擇如何都不會受到懲罰。被試完成上述估計后,各自從計算機(jī)屏幕上觀看1 輪獨裁者博弈：違規(guī)組被試看到分配者將20%的初始金額分給了接受者,并且受到了第三方的懲罰;規(guī)范組被試看到的分配方案為5：5,并且分配者沒有受到懲罰。接著,被試計算參與博弈成員的收益,并再一次被要求對在剛完成的博弈中1)、2)和3)項數(shù)字進(jìn)行估計。

和實驗2 一樣,我們用兩種方式計算被試的規(guī)范激活水平：第一種方式用1)和2)數(shù)字各自的加權(quán)平均值分別代表描述性規(guī)范和命令性規(guī)范的激活水平;第二種方式用被試估計有多少比例的分配者將(贊成將)20 代幣中的7、8、9 和10 代幣分配給接受者來代表兩種規(guī)范的激活水平,我們主要采用第一種操作定義來檢驗研究問題,而采用第二種操作定義作為穩(wěn)健性檢驗。此外,我們用3)項數(shù)字表示被試的合作水平。完成上述步驟后,實驗者宣布實驗結(jié)束,并向被試解釋實驗設(shè)計與目的并支付報酬。實驗報酬為10 元出場費加上隨機(jī)抽取一種被試的分配方案所產(chǎn)生的代幣數(shù)。

4.3 結(jié)果與討論

我們首先使用規(guī)范激活水平的第一種操作定義進(jìn)行了統(tǒng)計分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),不同性別(

t

=0.45～1.51,

p

=0.133～0.652)和專業(yè)(

F

=0.08～1.04,

p

=0.374～0.972)下描述性規(guī)范、命令性規(guī)范和合作水平的差異均不顯著,年齡與描述性規(guī)范、命令性規(guī)范、合作水平(

r

=?0.05～?0.03,

p

=0.420～0.602)的相關(guān)系數(shù)不顯著。以分組(違規(guī)組、規(guī)范組)和輪次(旁觀前、旁觀后)做二因素混合設(shè)計的方差分析,結(jié)果如表3 所示：分組和輪次的主效應(yīng)都顯著,兩者的交互作用也顯著。多重比較結(jié)果如圖 4 所示,違規(guī)組被試在旁觀懲罰行為后的合作水平(

M

=4.54,

SD

=2.59,

n

=80)顯著高于旁觀前水平(

M

=2.30,

SD

=2.37,

n

=80) (

SE

=0.42,

p

＜ 0.001,95% CI=[1.42,3.06]),也顯著高于規(guī)范組旁觀后水平(

M

=2.87,

SD

=2.73,

n

=80) (

SE

=0.42,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.85,2.49]);規(guī)范組旁觀前(

M

=2.80,

SD

=2.82,

n

=80)和旁觀后無顯著差異(

SE

=0.42,

p

=0.855,95% CI=[?0.90,0.74]);旁觀前兩組也無顯著差異(

SE

=0.42,

p

=0.235,95% CI=[?0.32,1.31])。上述結(jié)果表明旁觀懲罰行為顯著提升了旁觀者的合作水平,也就是說,懲罰提升合作的效應(yīng)的確能溢出到旁觀者身上,并且這種溢出效應(yīng)并非是重復(fù)測量引起,因為規(guī)范組旁觀前后合作水平并無顯著變化。這為研究問題3 提供了肯定的回答。

表3 二因素方差分析結(jié)果

圖4 對合作行為的多重比較

值得一提的是,兩組被試所觀察的內(nèi)容本質(zhì)上是同一規(guī)范的兩個面向：遵守規(guī)范所以沒有遭到懲罰(規(guī)范組)或違反規(guī)范所以遭受懲罰(違規(guī)組),然而這兩種不同的呈現(xiàn)方式卻產(chǎn)生了截然不同的效果,這在一定程度上暗示,比起展示人們的規(guī)范行為來,展示遭受懲罰的違規(guī)行為似乎更能讓人們意識到社會規(guī)范的存在,進(jìn)而更有效地改變?nèi)藗兊男袨槟Ｊ?。這個結(jié)果從側(cè)面呼應(yīng)了Cialdini 等(1990)的發(fā)現(xiàn)：比起完全沒有垃圾的場景來,地面有少量垃圾反而更能激活人們的規(guī)范意識并提升其環(huán)保行為。這可能是因為違規(guī)行為一方面從側(cè)面提醒了人們某種規(guī)范的存在,另一方面只有極少量違規(guī)行為(Cialdini et al.,1990)或違規(guī)行為受罰(本研究)則意味著人們對此普遍持不贊許的態(tài)度,因此更能促進(jìn)人們的合作行為。這一發(fā)現(xiàn)對制定旨在加強(qiáng)人們合作行為的政策實踐具有一定的啟發(fā)意義。

旁觀后違規(guī)組被試的描述性規(guī)范(

M

=3.37,

SD

=2.20)顯著高于規(guī)范組(

M

=2.98,

SD

=1.89) (

t

=2.30,

p

=0.023,

d

=0.36,95% CI=[0.06,0.73]),違規(guī)組被試的命令性規(guī)范(

M

=4.97,

SD

=2.77)也顯著高于規(guī)范組(

M

=4.18,

SD

=2.51) (

t

=3.32,

p

=0.001,

d

=0.52,95% CI=[0.32,0.1.27]),這說明被試合作行為的提高可能是由于旁觀懲罰而激活了兩種社會規(guī)范。進(jìn)一步以分組(是否看到懲罰)為自變量、描述性規(guī)范和命令性規(guī)范為中介變量、合作水平為因變量檢驗社會規(guī)范激活是否中介了懲罰與合作行為。bootstrap 檢驗結(jié)果顯示規(guī)范激活在懲罰與合作行為之間起到部分中介的作用(圖5),其中是否看到懲罰對合作行為的直接作用顯著(Effect=1.23,

SE

=0.43,

t

=2.89,

p

=0.004,LLCI=0.39,ULCI=2.08);描述性規(guī)范(Effect=0.30,BootSE=0.16,BootLLCI=0.04,BootULCI=0.85)對合作行為的間接作用顯著;但命令性規(guī)范(Effect=0.13,BootSE=0.14,BootLLCI=?0.16,BootULCI=0.40)對合作的間接作用不顯著,并且這種不顯著主要體現(xiàn)在“命令性規(guī)范→合作”這一路徑,也就是說懲罰顯著地影響了命令性規(guī)范的激活水平,但命令性規(guī)范的激活卻無法顯著改變被試的合作行為。

圖5 描述性規(guī)范的中介作用

采用規(guī)范激活水平的第二種操作定義進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗同樣得到了類似的結(jié)果：旁觀后違規(guī)者的描述性規(guī)范(

t

=3.96,

p

＜ 0.001)和命令性規(guī)范(

t

=4.89,

p

＜ 0.001)的激活水平均顯著高于規(guī)范組,并且描述性規(guī)范的間接作用顯著(Effect=0.41,BootSE=0.19,BootLLCI=0.10,BootULCI=0.83);命令性規(guī)范的間接作用不顯著(Effect=0.30,BootSE=0.20,BootLLCI=?0.06,BootULCI=0.72),直接作用顯著(Effect=1.43,

SE

=0.49,

t

=2.90,

p

=0.004)。從實驗3 的結(jié)果來看,無論采用哪種操作定義,兩種規(guī)范在中介懲罰與合作中的作用機(jī)制似乎存在顯著差異,這與實驗2 形成了鮮明對比。

比較描述性規(guī)范和命令性規(guī)范這兩條路徑,我們看到實驗操作確實同時激活了這兩種規(guī)范,對兩種規(guī)范在實驗操作前后的平均數(shù)差異檢驗也驗證了這一點,兩者間的差別主要體現(xiàn)在激活后的描述性規(guī)范提升了被試的合作水平,但命令性規(guī)范卻未能起到類似作用。對上述結(jié)果的一種解釋是在大部分情況下人們更容易受到描述性規(guī)范的影響(陳思靜 等,2015;Cialdini et al.,1991),因為描述性規(guī)范涉及的是事實判斷(人們是怎么做的？),而命令性規(guī)范涉及價值判斷(人們認(rèn)為應(yīng)該怎么做？),個體對事實判斷的信息處理速度要高于對價值判斷的處理(Deutsch &Gerard,1955)。進(jìn)一步比較實驗2和3 的結(jié)果,可以看到一個明顯的差異是在實驗2中描述性規(guī)范和命令性規(guī)范的中介效應(yīng)均顯著,且無顯著差異,盡管單純從數(shù)字上來看,前者的效應(yīng)略高于后者,而在實驗3 中描述性規(guī)范的中介作用顯著,而命令性規(guī)范不顯著,我們推測這可能是因為兩個實驗中被試的個人卷入度有所不同：在實驗2 中,被試在第一階段親身經(jīng)歷了懲罰,而在實驗3中被試僅僅旁觀了他人受罰,因此可以合理地推測被試在實驗 2 中的個人卷入度更高。Petty 和Cacioppo (1986)指出,當(dāng)個人卷入度較高時,命令性規(guī)范對行為的作用更為明顯,這一觀點可以解釋實驗2 和3 的差異：由于實驗2 中被試的卷入度更高,因此命令性規(guī)范對合作行為的作用也就更為明顯,而在實驗3 中低個人卷入度導(dǎo)致命令性規(guī)范的影響不顯著。

5 總討論

5.1 研究意義

大量文獻(xiàn)探討了第三方懲罰抑制違規(guī)、促進(jìn)合作的作用(e.g.,Fehr &G?chter,2002;Grimalda et al.,2016;Halevy &Halali,2015),然而,這種作用是如何產(chǎn)生的這一問題受到的關(guān)注相對較少,且現(xiàn)有文獻(xiàn)多立足于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角,認(rèn)為懲罰對違規(guī)收益結(jié)構(gòu)的改變是上述作用的核心機(jī)制(韋倩,姜樹廣,2013;Carpenter et al.,2004;Nelissen &Mulder,2013;Rand et al.,2010)。這一解釋恰恰有悖于近年來行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)人原則在決策過程中并不總是發(fā)揮作用(Kahneman,2011;Thaler,2016),除非我們先入為主地假定違規(guī)者恰好總是理性的經(jīng)濟(jì)人。有別于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角,陳思靜等(2015)以及Chen 等(2020)將第三方懲罰視為一種規(guī)范提示的手段,換言之,第三方懲罰通過激活了個體內(nèi)化于心中的合作規(guī)范(Rand et al.,2014)來提升其合作水平,而無需涉及個體的經(jīng)濟(jì)利益。然而,要在嚴(yán)格意義上得出上述結(jié)論,我們就必須排除懲罰對收益的影響,因為在有關(guān)第三方懲罰的主流研究中,懲罰總是會降低被試的收益。從上述邏輯出發(fā),實驗1 首次在控制懲罰的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)后檢驗了懲罰的規(guī)范提示功能,結(jié)果發(fā)現(xiàn),即使懲罰造成的損失小于違規(guī)行為帶來的收益,第三方懲罰依然能顯著抑制違規(guī)行為并提升合作水平,換句話說,即便是違規(guī)者其行為也未必總是遵循經(jīng)濟(jì)人假設(shè)。古希臘哲學(xué)家蘇格拉底的一個著名觀點是,人們因為無知而作惡(汪子嵩 等,2004)。本文部分地證實了蘇格拉底的智慧：很多時候人們違規(guī)只是因為沒有意識到某種規(guī)范的存在,激活人們的規(guī)范意識就能顯著降低其自私行為,而第三方懲罰是激活人們規(guī)范的重要手段之一。上述發(fā)現(xiàn)的一個實踐意義是,相比于其他規(guī)范激活手段,表現(xiàn)為扣減違規(guī)者報酬的經(jīng)濟(jì)懲罰可能是低效的,因為經(jīng)濟(jì)懲罰需付出成本,而扣除懲罰成本后集體的凈收益有可能反而更低了(Dreber et al.,2008)。因此,在政策實踐中,我們需識別哪些情境下違規(guī)是因為缺少規(guī)范意識而哪些是純粹為了獲取個人利益,不區(qū)分違規(guī)動機(jī)而一刀切地實施懲罰可能反而降低了社會的運行效率。

其次,實驗1 的結(jié)果還可以解釋以往文獻(xiàn)的若干發(fā)現(xiàn)。Rand 等(2009)以及Fehr 和Rockenbach (2003)發(fā)現(xiàn),懲罰動機(jī)的合理程度可以極大地影響受罰者的合作行為。純粹的經(jīng)濟(jì)視角并不能完全解釋上述現(xiàn)象,但如果我們將第三方懲罰視為規(guī)范提示的手段,上述問題便迎刃而解：作為規(guī)范提示的懲罰自身必須符合某種規(guī)范,也就是說,必須具備某種道德合法性,違反規(guī)范的懲罰顯然不可能具有規(guī)范提示的作用,因而也就失去了促進(jìn)合作的積極作用。上述觀點的一個推論是如果懲罰完全不具備經(jīng)濟(jì)功能,那么我們可以在很大程度上排除懲罰的不合理動機(jī)(如懲罰是為了提高自身的相對優(yōu)勢),在這種情況下,按照實驗1 的結(jié)果,我們應(yīng)該能觀察到這類懲罰對合作同樣具有促進(jìn)作用。事實上,確實有研究者注意到,面對違規(guī)行為,他人的言語責(zé)備(也有學(xué)者將言語責(zé)備稱為社會懲罰或道德懲罰)就能起到類似的作用(Noussair &Tucker,2005),而無需對違規(guī)者造成具體的金錢或物質(zhì)損失,甚至比以降低經(jīng)濟(jì)收益為目標(biāo)的懲罰效果更好(Wu et al.,2016)。實驗1 的結(jié)果可以解釋上述現(xiàn)象：盡管言語責(zé)備并未改變懲罰的收益,但和第三方懲罰類似,言語責(zé)備起到了提示違規(guī)者存在某種規(guī)范的作用,同時言語責(zé)備在很大程度上排除了為自身牟利的非法動機(jī),從而有效地降低了違規(guī)者的自私行為。當(dāng)然,也有研究者認(rèn)為言語責(zé)備的作用同樣可以從經(jīng)濟(jì)角度來解釋,比如van den Berg 等(2012)認(rèn)為成本表現(xiàn)為多種形式,言語責(zé)備盡管未必會提高違規(guī)行為的金錢成本,但可能提高了違規(guī)者在人際關(guān)系方面的成本,因此實際上依然減少了違規(guī)者的收益。然而,實驗室環(huán)境中的言語責(zé)備往往程度較輕,如“我認(rèn)為你的分配方案不公平” (Nelissen &Mulder,2013)或“某某人只關(guān)心自己”等(崔麗瑩 等,2017),且經(jīng)常發(fā)生在匿名環(huán)境中(陳思靜,徐燁超,2020),因而似乎很難認(rèn)為匿名狀態(tài)下上述言語能對違規(guī)者的人際利益造成實質(zhì)性損害。綜上所述,我們認(rèn)為實驗1 的結(jié)果可以更好地解釋言語責(zé)備對合作的提升作用。

第三,更為重要的是,本文基于社會規(guī)范視角提出了第三方懲罰是如何維持人類社會長時間、大規(guī)模的合作。懲罰降低收益的經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點無法解釋上述現(xiàn)象,因為完全理性的個體曾經(jīng)受罰的經(jīng)歷不足以使其在新情境下表現(xiàn)更好,除非在新情境下依然存在懲罰機(jī)制,然而正如Shreedhar 等(2018)指出,無處不在的懲罰會極大提高社會運行成本。而我們在實驗2 和3 中所發(fā)現(xiàn)的第三方懲罰的兩種溢出效應(yīng)可以很好地解釋為什么第三方懲罰可以維持廣泛的合作行為：實驗2 表明第三方懲罰的規(guī)范激活作用不僅抑制了被試在當(dāng)前博弈情境中的違規(guī)行為,還進(jìn)一步提高了被試在后續(xù)其他博弈情境中的合作水平,我們把上述作用稱之為“縱向溢出效應(yīng)”;而實驗3 的結(jié)果顯示懲罰的溢出效應(yīng)不僅發(fā)生在不同情境下的同一個體身上,也同樣發(fā)生在了旁觀而非參與博弈的個體身上,即人們只要作為旁觀者觀察到了違規(guī)者受到懲罰,那么懲罰的規(guī)范激活作用就能發(fā)揮作用,相應(yīng)的,上述效應(yīng)或可稱為“橫向溢出效應(yīng)”。上述結(jié)果意味著,維持大規(guī)模合作并不需要無處不在的懲罰,因為某次特定懲罰的效果并不僅僅體現(xiàn)在當(dāng)下,還可以在時間和空間維度持續(xù)發(fā)揮作用：懲罰在很大程度上是一種規(guī)范提示,因而受罰者或目睹受罰的旁觀者通過激活自身內(nèi)在的規(guī)范而抑制了潛在的違規(guī)沖動,并使合作水平在一定范圍內(nèi)保持在較高水平,而無需外在的懲罰者時時監(jiān)督違規(guī)行為并處以懲罰。綜上所述,本研究的另一意義在于本文所發(fā)現(xiàn)的第三方懲罰的兩種溢出效應(yīng)為理解懲罰如何維持人類社會的廣泛合作提供了新的理論思路。需要指出的是,我們對上述實驗結(jié)果的解釋并不是唯一的,Gintis 和 Fehr (2012)提出了另一種解釋：懲罰對合作的提升仍然依賴于懲罰對違規(guī)收益的降低作用,只不過懲罰無需對違規(guī)者造成實際的損失,只要違規(guī)者擔(dān)心懲罰有可能給他們造成損失,懲罰就能發(fā)揮積極作用。上述觀點的確可以從成本?收益的經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來解釋為什么少數(shù)幾次懲罰就可以維持大規(guī)模的合作,然而,為了排除這一競爭性假設(shè),我們在實驗2 和3 中均明確地告知被試無論他/她是否違規(guī),都不會受到任何懲罰。這一實驗設(shè)定在相當(dāng)程度上排除了是被試對潛在懲罰的擔(dān)心而提高了合作水平。換言之,實驗2 和3 的結(jié)果更加支持懲罰的規(guī)范提示解釋,而非懲罰的威懾解釋。當(dāng)然,合作作為社會科學(xué)中最大的謎題之一(Bear &Rand,2016),可能并不存在單一的解釋,也就是說,我們基于社會規(guī)范的解釋與Gintis 和Fehr (2012)的理論可能并非相互排斥,而是相互補(bǔ)充,從而為合作的演化這一難題提供更完整的答案。

5.2 研究不足

盡管取得了若干有意義的結(jié)果,但本研究尚存在一定的不足之處。首先,本研究采用了作為主流研究范式的經(jīng)濟(jì)懲罰,即懲罰成本和違規(guī)成本均表現(xiàn)為金錢成本,這種設(shè)定有利于研究者得出相對清晰的結(jié)論,但現(xiàn)實生活中的成本往往表現(xiàn)為多種形式(Guala,2012),且不同形式的成本會對結(jié)果產(chǎn)生不同影響(陳思靜 等,2020)。當(dāng)成本表現(xiàn)為非金錢形式時(如個體的時間、精力或人際資源等),本文的結(jié)論是否依然成立是一個值得進(jìn)一步探索的問題。其次,雖然本研究明確地發(fā)現(xiàn)了第三方懲罰的兩種溢出效應(yīng),但由于前后相隔時間較短(不超過1個小時),因此,我們很難確定當(dāng)受罰或旁觀受罰的經(jīng)歷與下一輪博弈間隔較久時(如一周或一個月)這種溢出效應(yīng)是否依然存在,在較長的時間跨度內(nèi)展開上述實驗有助于提高本研究結(jié)論的說服力。再次,在實驗3 中我們比較了規(guī)范的兩種呈現(xiàn)方式(遵守規(guī)范而不受罰 vs.違反規(guī)范而受罰)對被試合作水平的影響,從更為廣闊的理論視角來看,更有意義的比較可能是“遵守規(guī)范得到獎賞”和“違反規(guī)范受到懲罰”這兩種展示方式對合作與規(guī)范激活的影響,但由于本文的研究焦點在于懲罰對抑制違規(guī)、促進(jìn)合作的作用,因而未能對上述比較做出分析,未來研究可進(jìn)一步對此進(jìn)行探索。最后,我們在實驗中注意到,懲罰的溢出效應(yīng)在遷移過程中發(fā)生了損耗,這在一定程度上暗示第三方懲罰對維持大規(guī)模的合作是有一定界限的,這一結(jié)果符合先前研究者的觀察,即第三方懲罰的上述作用隨著社群規(guī)模的擴(kuò)大而逐漸減弱(Greif,1993),同時也表明,僅僅依靠自下而上的第三方懲罰似乎還不足以徹底解釋人類個體間的廣泛合作,而引入其他機(jī)制如自上而下的群集懲罰(pool punishment) (Baldassarri &Grossman,2011) 或協(xié)調(diào)懲罰(coordinated punishment) (韋倩 等,2019)或許能幫助我們更好地理解人類社會的合作現(xiàn)象。