權(quán)力的游戲*
——中國文化中的人情對腐敗意圖的影響

(武漢大學(xué)哲學(xué)學(xué)院，武漢 430072)

1 問題提出

腐敗是個人利用公共權(quán)力謀取私人利益的不當(dāng)行為(Ko & Weng，2011)。腐敗行為嚴(yán)重危害經(jīng)濟(jì)發(fā)展(Bentzen，2012)、法制建設(shè)(Bardhan，1997)、社會公正(Gupta，Davoodi，& Alonso-Terme，2002)，是各個國家都無法避免的重大問題。十八大以來，國家以空前力度嚴(yán)懲腐敗。十九大更是強(qiáng)調(diào)堅(jiān)持反腐敗無禁區(qū)、全覆蓋、零容忍。對于腐敗，經(jīng)濟(jì)學(xué)、政治學(xué)、管理學(xué)都開展研究，提出尋租理論、成本-收益理論、現(xiàn)代化理論(許歡，2014)。但在心理學(xué)領(lǐng)域中，較少有學(xué)者從文化或心理的角度對這一重大社會問題展開實(shí)證研究。

腐敗涉及到的權(quán)-利交換不能離開現(xiàn)實(shí)中的人際關(guān)系。眾所周知，中國文化是一個“關(guān)系本位”的文化(秦亞青，2009)。在這種文化中，人們以人情法則為指導(dǎo)，根據(jù)關(guān)系遠(yuǎn)近程度用不同方式進(jìn)行交往，精確計(jì)算人情的施、受程度，避免欠下“人情債”。不少質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)人情會導(dǎo)致腐敗問題。比如徐瑞婕、許燕、馮秋迪和楊浩鏗(2015)對19篇因腐敗而落馬的官員的自白書進(jìn)行內(nèi)容分析發(fā)現(xiàn)，原本清廉的官員受到人情的“心理綁架”逐漸走向腐敗之路。張?jiān)伱泛蛣⒆榆?2012)根據(jù)腐敗官員案例提出，中國傳統(tǒng)觀念中的“欠人情”、“回報(bào)”觀會造成官員的腐敗行為。

然而，回顧以往關(guān)于人情和腐敗的研究，大多將人情視為資源和規(guī)范的結(jié)合，甚至將人情等同于超量回報(bào)他人禮物的義務(wù)。人情究竟是一個整體還是包含感情、資源、規(guī)范三個維度的復(fù)雜構(gòu)念？這三個維度分別對腐敗意圖產(chǎn)生怎樣的影響，研究將試圖回答這兩個問題。

2 預(yù)研究 人情問卷編制

由于以往人情問卷，如CPAI(The Chinese Personality Assessment Inventory，Cheung et al.，1996)中的人情分量表將人情視為單一整體，無法驗(yàn)證上述研究者認(rèn)為的人情三維度是否存在。因此，本人根據(jù)黃光國和胡先縉(2005)對人情的描述編制了一份人情問卷，包含情感(5道題目)、資源(6道題目)、規(guī)范(6道題目)3個維度。問卷采用5點(diǎn)評分(1=完全不同意，5=完全同意)。其中情感維度類似共情，是對他人遭遇的理解和關(guān)心；資源維度是利用人情資源獲得優(yōu)先對待的意圖；規(guī)范維度則是維護(hù)社會和諧的人際規(guī)范。

2.1 研究方法

向武漢大學(xué)、華中師范大學(xué)在校大學(xué)生群體發(fā)放問卷180份，收回有效問卷166份(男性47人，女性119人，平均年齡21.78±3.72歲)。

2.2 研究結(jié)果

對收回來的有效問卷進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。其中情感、資源、規(guī)范3個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.65，0.77，0.66。對問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，擬合指數(shù)如下：χ2/df=1.51，CFI=0.88，GFI=0.89，RMSEA=0.055，基本達(dá)到心理學(xué)測量的要求。

表1 人情的三個維度

3 研究1

3.1 研究對象

通過問卷星向北京、武漢兩地在校大學(xué)生發(fā)放問卷120份，收回有效問卷106份。其中男性33人，女性73人，平均年齡21.45±2.81歲。

3.2 研究工具

(1)人情問卷 采用上述自編的人情問卷。問卷采用5點(diǎn)計(jì)分，1表示完全不同意，5表示完全同意。此研究中，情感、資源、規(guī)范三個維度的α系數(shù)分別為0.63、0.73、0.64。

(2)腐敗意圖和預(yù)期懲罰 參照Bai，Liu和Kou(2014)在研究中使用的腐敗材料，編制2個商業(yè)、行政領(lǐng)域的腐敗情景。被試需想象自己為情景中手握權(quán)力一方，評估自己“幫助”朋友以及這樣做被懲罰的可能性，分別代表他的腐敗意圖和預(yù)期懲罰。所有項(xiàng)目均采用9點(diǎn)評分，1表示肯定不會，5表示一半的可能會，9表示肯定會。在此研究中，腐敗意圖和預(yù)期懲罰的α系數(shù)分別為0.56和0.75。具體情景如下：

2013年春節(jié)前的一天，程瀚以搬新家為由，讓蔣某送一件青銅器給他。蔣某得到指令后，送了一對清代的仿古青銅器花瓶給程瀚。2016年，程瀚得知自己被調(diào)查，讓其司機(jī)薛某某把兩個花瓶都退給蔣某。

情景一：假如您是某公司的招標(biāo)處主任，有3家公司正在參與您負(fù)責(zé)的招標(biāo)活動。其中一家公司在競爭中處弱勢地位，但公司老板與您是朋友，他希望您能幫助他們公司贏得招標(biāo)，并準(zhǔn)備給您一大筆報(bào)酬。

情景二：假設(shè)您是某交警大隊(duì)隊(duì)長。您的一位朋友因違規(guī)停車，面臨罰款200元，駕駛證扣3分的處罰。您的這位朋友找到您請求幫忙，罰款照交，但不要扣分，并承諾成功后會給您一大筆報(bào)酬。

3.3 結(jié)果

3.3.1 共同方差檢驗(yàn)

由于采用自我報(bào)告法，可能會導(dǎo)致共同方法偏差。因此采用Harman單因子檢驗(yàn)對共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)未旋轉(zhuǎn)情況下特征值大于1的因子共9個，其中第一個因子只解釋了總變異的14.97%，表明不存在顯著的共同方法偏差。

3.3.2 人情對腐敗意圖的影響

配對樣本t檢驗(yàn)表明，被試在商業(yè)、行政情景中的腐敗意圖(t(104)=-0.04，p=0.97)和預(yù)期懲罰均無顯著差異(t(104)=1.05，p=0.30)。因此將被試在兩個情景下腐敗意圖、預(yù)期懲罰的平均得分代表被試的腐敗意圖、預(yù)期懲罰水平。

將人情中的情感、資源、規(guī)范維度及預(yù)期懲罰同時納入方程，對腐敗意圖進(jìn)行回歸。由于控制變量中性別、年齡、月消費(fèi)水平對腐敗意圖的影響均不顯著，均未納入方程?；貧w結(jié)果表明，只有資源維度(β=0.33，p<0.01)、預(yù)期懲罰(β=-0.24，p=0.01)的預(yù)測作用顯著，情感維度(β=-0.13，p=0.20)和規(guī)范維度(β=-0.02，p=0.82)的預(yù)測作用均不顯著?；貧w方程可表示為：腐敗意圖=1.05**×資源-0.08×規(guī)范-0.39×情感-0.20*×預(yù)期懲罰+3.55(F(4，101)=5.31，p<0.01，調(diào)整R2=0.14)。

另外，將被試在人情三維度的得分加總，與預(yù)期懲罰一起對腐敗意圖進(jìn)行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)人情整體對腐敗意圖的預(yù)測作用不顯著(β=0.09，p=0.34)。

3.4 小結(jié)

盡管研究1發(fā)現(xiàn)人情中的資源維度正向影響腐敗意圖，但仍存在一些問題。首先，研究只涉及到腐敗關(guān)系中權(quán)力者的受賄意圖，結(jié)果是否同樣適用于請求者的施賄意圖？第二，由于腐敗問題與道德有密切關(guān)系，被試是否會因?yàn)樯鐣澰S效應(yīng)表現(xiàn)較低的腐敗意圖？最后也是最重要的一點(diǎn)，人情中的資源維度是否和道德存在相關(guān)？如果將人情當(dāng)做資源的個體本身就存在道德問題，那就不需考慮人情對腐敗的影響了。

為了解決以上問題，在研究2中做出以下改進(jìn)：第一，在腐敗意圖材料中加入學(xué)術(shù)腐敗情景。在這一情景中，被試可以通過與權(quán)力方的親近關(guān)系獲得經(jīng)費(fèi)，比較貼近學(xué)生的日常生活。第二，對被試的贊許性水平進(jìn)行控制以減少印象整飾的影響。第三，在控制道德認(rèn)同水平的條件下進(jìn)行人情對腐敗意圖的回歸，以檢驗(yàn)人情對腐敗意圖的作用是否受道德因素的影響。其中道德認(rèn)同，是個體圍繞一套道德特質(zhì)建立起來的自我概念(Aquino & Reed，2002)，能夠穩(wěn)健地預(yù)測道德行為(Reynolds & Ceranic，2007；Shao，Aquino，& Dan，2008)

4 研究2

4.1 研究對象

武漢大學(xué)在校大學(xué)生70人參與調(diào)查，最后獲得有效問卷62份。其中男性16人，女性46人，平均年齡21.92±2.40歲。

4.2 研究工具

人情問卷 同研究1，此研究中，情感、資源、規(guī)范三個維度的α系數(shù)分別為0.74，0.80，0.70。

腐敗意圖和預(yù)期懲罰 同研究1，但將第2個情景的“交通腐敗”改為“學(xué)術(shù)腐敗”。被試需想象自己正在申請一筆研究經(jīng)費(fèi)，成功的可能性僅為30%。但是負(fù)責(zé)審核的老師中有一位是自己的叔叔。被試同樣評估自己請求叔叔幫助、這樣做被懲罰的可能性。所有項(xiàng)目均采用9點(diǎn)評分。

道德認(rèn)同問卷 采用Aquino和Reed(2002)編制的道德認(rèn)同量表(Moral Identity Measure，MIM)。問卷采用5點(diǎn)評分，分?jǐn)?shù)越高表示個體認(rèn)為道德對自己的重要性越大。本問卷包括外顯維度和內(nèi)隱維度兩個維度。由于以往研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)隱道德認(rèn)同更能預(yù)測道德行為(Aquino，Mcferran，& Laven，2011)。因此只選擇內(nèi)隱道德認(rèn)同維度的5個項(xiàng)目代表被試的道德認(rèn)同水平。此研究中，內(nèi)隱道德認(rèn)同的α系數(shù)為0.73。

社會贊許性 采用稱許性平衡量表中(Balanced Inventory of Desirable Responding，BIDR；Paulhus，1991)印象管理維度的5道題目測量被試的社會贊許性，同樣采用5點(diǎn)評分。此研究中該量表的α系數(shù)為0.66。

4.3 研究結(jié)果

首先將被試在商業(yè)情景(招標(biāo))中的腐敗意圖作為因變量，將人情的情感、資源、規(guī)范維度、預(yù)期懲罰、社會贊許性納入方程對其進(jìn)行回歸?？刂谱兞恐行詣e、年齡、月消費(fèi)水平對腐敗意圖的影響均不顯著，并未納入方程。如表2所示，在控制社會贊許性、道德認(rèn)同的情況下，資源維度、預(yù)期懲罰的預(yù)測作用仍達(dá)到顯著水平。隨后，將被試在學(xué)術(shù)情景中的腐敗意圖作為因變量，對其進(jìn)行同樣的回歸處理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在控制社會贊許性、道德認(rèn)同的情況下，資源維度、規(guī)范維度、預(yù)期懲罰的預(yù)測作用均達(dá)到顯著水平。

表2 腐敗意圖預(yù)測因素的回歸分析結(jié)果

注：*p<0.05，**p<0.01，β表示標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

4.4 小結(jié)

無論是在商業(yè)腐敗還是學(xué)術(shù)腐敗中，在控制被試的社會贊許性、道德認(rèn)同水平的情況下，人情中的資源維度均能顯著正向預(yù)測腐敗意圖，預(yù)期懲罰均顯著負(fù)向預(yù)測腐敗意圖。此外，在學(xué)術(shù)腐敗情景中，人情中的規(guī)范維度也能顯著負(fù)向預(yù)測腐敗意圖。

5 討論

5.1 人情的三個維度：情感、資源、規(guī)范

預(yù)研究發(fā)現(xiàn)人情的情感、資源、規(guī)范三維度模型達(dá)到心理測量的指標(biāo)，驗(yàn)證了金耀基、黃光國等人對于人情的看法。研究1和研究2的結(jié)果也表明，情感、資源、規(guī)范維度對腐敗意圖有不同的預(yù)測作用：資源維度顯著正向預(yù)測腐敗意圖，情感維度并未對腐敗造成影響，規(guī)范維度甚至在學(xué)術(shù)腐敗情境中負(fù)向預(yù)測腐敗意圖。而將三個維度合起來的整體卻無法預(yù)測腐敗意圖。說明將人情視為一個整體可能無法全面地探清其與腐敗的關(guān)系。而以往相關(guān)質(zhì)性研究就過于突出人情中的資源維度和相互回報(bào)的規(guī)范，以致得出人情導(dǎo)致腐敗的結(jié)論。事實(shí)上，楊中芳(1999)多年前就建議用維度或角度將人情、關(guān)系構(gòu)念化，再去研究不同維度如何決定人際交往行為。此研究正是在這一建議下發(fā)現(xiàn)，人情的不同維度對腐敗意圖有不同作用。

5.2 資源維度對腐敗的影響

研究1和研究2均發(fā)現(xiàn)將人情視為資源會增強(qiáng)腐敗意圖，部分驗(yàn)證了以往質(zhì)性研究的結(jié)論。為什么將人情視為資源為什么會導(dǎo)致腐敗呢？這或許可以從公正的角度進(jìn)行解釋。懷有公正取向的人依賴固定的原則來解決道德問題，能夠減少腐敗行為。但中國傳統(tǒng)文化中的公正是一種“差序公正”(燕良軾，周路平，曾練平，2013)，人們根據(jù)與他人的關(guān)系遠(yuǎn)近采用不同的資源分配原則：比如對自家人采用“需求原則”，對熟人采用“均等原則”，對陌生人采用“公平原則”。將人情作為資源的個體將人情原則擺在公正原則前，便會請求資源支配者按照“需求原則”分配資源，使自己獲得優(yōu)先對待。另一方面，根據(jù)社會交換理論，人際交往在本質(zhì)上是一個社會交換的過程(Cropanzano & Mitchell，2005)，在交往中能夠提供最多報(bào)酬(包括物質(zhì)財(cái)富和象征價(jià)值)的人具有極大吸引力，人們也總是盡量使自已的社會交往給自已提供最大利益。因此，將人情視作資源的個體容易操縱人情為自己謀取正當(dāng)或不正當(dāng)利益。

值得注意的是，中國文化十分重視人與人之間的感情，厭惡在人際交往中直接表現(xiàn)關(guān)系中的工具性成分。因此，腐敗關(guān)系中的施賄一方常常用情感的外衣掩蓋真實(shí)的資源性目的。而受賄一方迫于人情中互相幫助、超額回報(bào)的規(guī)范，會給予他人一些好處以償還人情。不過，研究2發(fā)現(xiàn)人情中的規(guī)范維度能負(fù)向預(yù)測學(xué)術(shù)腐敗意圖。這可能是因?yàn)橐?guī)范維度包括“己所不欲，勿施于人”的思想，而遵守這些規(guī)范的個體會為避免傷害他人選擇公平競爭。黃光國和胡先縉(2005)認(rèn)為人情中的規(guī)范包括“饋贈禮物、互相拜訪以保持人際聯(lián)系”和“幫助遇到困難的人”兩大類，不同類別的人情規(guī)范可能對會腐敗意圖產(chǎn)生不同影響，這需要未來的研究進(jìn)一步探究。

5.3 資源維度與道德認(rèn)同的關(guān)系

研究2發(fā)現(xiàn)，資源維度對腐敗意圖的預(yù)測作用不受道德認(rèn)同水平的影響。按照Kohlberg(1981)的道德發(fā)展理論，個體的公正觀念決定其道德水平，能夠按照普遍倫理原則進(jìn)行公正判斷的人處于道德發(fā)展的最高階段。但是在研究2中，用人情謀求優(yōu)先對待這種明顯違反公正的行為竟然與道德認(rèn)同不存在關(guān)聯(lián)。這或許和文化差異有關(guān)：西方文化強(qiáng)調(diào)個體的獨(dú)立性，人人平等，因此可以將公正作為道德判斷的標(biāo)準(zhǔn)。但在中國的人情文化中，個體并不獨(dú)立，而是在家族中結(jié)合成一個個團(tuán)體，依靠“等差秩序”維護(hù)社會穩(wěn)定(平飛，2014)。因此根據(jù)人情遠(yuǎn)近分配資源并不違背中國社會的道德，將人情視為資源也不影響個體的道德自我概念，即道德認(rèn)同。只不過資源分配者按照人情原則分配公共資源，不但違背了現(xiàn)代文明的契約精神，也違背了現(xiàn)代社會強(qiáng)調(diào)的公平正義。

5.4 權(quán)力的游戲

黃光國和胡先縉(2005)曾把人情比作中國人的“權(quán)力游戲”，指資源的請托者操縱人情、面子，請求資源支配者給予自己他所能支持的社會資源，進(jìn)而滿足自己的需要。這種觀點(diǎn)突出的是人情中的資源維度。研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，將人情視作資源會在商業(yè)、行政、學(xué)術(shù)領(lǐng)域造成腐敗，并且這種行為不受道德認(rèn)同的影響。因此，培養(yǎng)清廉的社會風(fēng)氣需要避免人情文化中不好的這一面，在使用權(quán)力時強(qiáng)調(diào)將公正原則擺在人情原則之前，區(qū)分公共資源與個人資源。此外，本次研究還發(fā)現(xiàn)對腐敗的預(yù)期懲罰顯著負(fù)向影響腐敗意圖，說明對腐敗進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，將權(quán)力關(guān)進(jìn)制度的籠子永遠(yuǎn)是遏制腐敗的良方。

6 結(jié)論

(1)人情是一個由情感、資源、規(guī)范三個維度組成的復(fù)雜構(gòu)念。

(2)人情中的資源維度顯著正向預(yù)測腐敗意圖。

(3)資源維度對腐敗意圖的正向作用不受道德認(rèn)同的影響。