權(quán)力感對(duì)道德困境判斷的影響：基于CNI模型的分析 *

云 祥

(南京森林警察學(xué)院管理學(xué)院，南京 210023)

1 引言

道德判斷是指?jìng)€(gè)體依據(jù)一定的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)某些行為的是非好壞進(jìn)行評(píng)價(jià)，并做出選擇和判斷（Cohen & Ahn, 2016）。根據(jù)道德判斷的依據(jù)，個(gè)體將道德判斷分為道義論的道德判斷和功利主義的道德判斷（喻豐, 彭凱平, 韓婷婷, 柴方圓, 柏陽,2011）。道義論道德判斷強(qiáng)調(diào)根據(jù)道德原則進(jìn)行判斷，如果行為本身違背道德原則，即便該行為能夠給個(gè)體帶來更大的福祉，也不可接受；功利主義道德判斷根據(jù)行為結(jié)果判斷，如果某個(gè)傷害行為能給個(gè)體帶來更大福祉，其在道德上就可接受。Greene（2007）的道德判斷雙加工模型（dualprocess model）認(rèn)為不同傾向的道德判斷依賴于不同的加工過程，道義論判斷取決于自動(dòng)的情緒反應(yīng)，而功利主義判斷依賴于審慎的認(rèn)知加工，道德困境判斷反映了對(duì)傷害的直覺情緒反應(yīng)與對(duì)結(jié)果的審慎認(rèn)知之間的沖突。另外，研究者發(fā)現(xiàn)，其他因素也會(huì)影響個(gè)體做出道義論或功利主義道德判斷，如性別（Gawronski, Armstrong, Conway,Friesdorf, & Hütter, 2017）、年齡（McNair, Okan,Hadjichristidis, & de Bruin, 2019）、文化（Graham,Meindl, Beall, Johnson, & Zhang, 2016）、語言（Bia?ek, Paruzel-Czachura, & Gawronski, 2019）、情緒（Gawronski, Conway, Armstrong, Friesdorf, &Hütter, 2018），以及認(rèn)知負(fù)載（Gawronski et al., 2017）等。權(quán)力是影響個(gè)體心理和行為的重要變量，擁有權(quán)力和地位的個(gè)體時(shí)常需要做出影響眾人的道德判斷和決策，因此厘清權(quán)力如何塑造個(gè)體的道德判斷尤為重要。

近年來，權(quán)力與道德判斷的關(guān)系逐漸引起研究者的關(guān)注（李小平, 楊晟宇, 李夢(mèng)遙, 2012;Fleischmann, Lammers, Conway, & Galinsky, 2019;Lammers & Stapel, 2009; Lucas & Galinsky, 2015）。但是這些研究得出了互相矛盾的結(jié)果，一些研究顯示權(quán)力會(huì)增加道義論判斷（李小平等, 2012;Lammers & Stapel, 2009），而另一些研究則認(rèn)為權(quán)力會(huì)促進(jìn)功利主義判斷（Lucas & Galinsky,2015）。盡管后者沒有提供直接證據(jù)，然而有研究顯示高社會(huì)階層（C?té, Piff, & Willer, 2013）、睪酮（Carney & Mason, 2010）等與權(quán)力相關(guān)的因素會(huì)增加功利主義道德判斷。Fleischmann等（2019）認(rèn)為上述矛盾的結(jié)果源于兩方面原因：一是道義論和功利主義并非彼此對(duì)立；二是個(gè)體的四種道德思維取向（整合取向、審慎取向、規(guī)則取向和情感取向）共同影響道德判斷，而權(quán)力對(duì)這四種取向分別產(chǎn)生不同方向的影響，進(jìn)而導(dǎo)致權(quán)力和道德判斷的關(guān)系也較為復(fù)雜。

上述研究多采用傳統(tǒng)的道德困境范式，而傳統(tǒng)的道德困境范式對(duì)道德困境判斷結(jié)果的解釋存在兩個(gè)問題：第一，其將道義論傾向和功利主義傾向視為對(duì)立的兩極，而這與Greene（2007）的道德判斷雙加工模型相違背，該模型認(rèn)為道義論傾向和功利主義傾向基于兩個(gè)獨(dú)立的加工過程，并非彼此對(duì)立（Conway & Gawronski, 2013; Gawronski et al., 2017）；第二，傳統(tǒng)道德困境范式在結(jié)果上混淆了其他變量（Gawronski et al., 2017），如傳統(tǒng)研究中判斷為功利主義的結(jié)果混淆了個(gè)體的一般行動(dòng)傾向（general preference for action），而判斷為道義論的結(jié)果混淆了一般不行動(dòng)傾向（general preference for inaction）。Conway 和 Gawronski提出采用過程分離模型（process dissociation analysis,PD）來量化功利主義和道義傾向的相對(duì)強(qiáng)度，以解決傳統(tǒng)范式中的第一個(gè)問題，但仍然沒有解決結(jié)果混淆問題。Gawronski等進(jìn)一步提出了包含結(jié)果、規(guī)范和一般反應(yīng)傾向的CNI模型（見圖1）來解決這兩個(gè)問題。

圖1 CNI模型圖解

在CNI模型中，研究者認(rèn)為道德判斷由三個(gè)潛在的心理過程共同驅(qū)動(dòng)：功利主義傾向、道義論傾向和個(gè)體自身反應(yīng)傾向，并分別用結(jié)果驅(qū)動(dòng)的反應(yīng)（C參數(shù)）、道德規(guī)范驅(qū)動(dòng)的反應(yīng)（N參數(shù)）和個(gè)體自身的反應(yīng)傾向（I參數(shù)）來表征。為驗(yàn)證CNI模型能否有效分離道德困境判斷中潛在的心理過程，Gawronski等（2017）設(shè)計(jì)了6種道德兩難情境，每種情境包括行為結(jié)果（收益大于、小于成本）×道德規(guī)則（禁止、倡導(dǎo)行動(dòng)）4個(gè)版本。根據(jù)被試對(duì)24種道德情境的反應(yīng)，研究者利用多項(xiàng)式建模（Hütter & Klauer, 2016）估計(jì)反映道德判斷潛在心理過程的C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)。研究表明，CNI模型能夠較好地?cái)M合被試判斷時(shí)的心理過程，為進(jìn)一步分析道德判斷心理機(jī)制提供良好的模型框架（Gawronski et al., 2017）。本研究將使用CNI模型探索權(quán)力與道德判斷的關(guān)系，以進(jìn)一步深化這一領(lǐng)域的研究。

從已有的權(quán)力對(duì)心理和行為影響的研究結(jié)果來看，權(quán)力可能對(duì)C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)產(chǎn)生不同方向的影響，進(jìn)而導(dǎo)致權(quán)力與道德判斷呈現(xiàn)較為復(fù)雜的關(guān)系。具體闡述如下。

C參數(shù)表征對(duì)結(jié)果的敏感。根據(jù)Greene（2007）的道德判斷雙加工模型，對(duì)結(jié)果的敏感是個(gè)體對(duì)行動(dòng)成本和收益審慎認(rèn)知的結(jié)果，而權(quán)力會(huì)使個(gè)體更關(guān)注情境目標(biāo)（Guinote, 2017），促使個(gè)體充分處理信息（Scholl & Sassenberg, 2014; Smith &Trope, 2006）。因此權(quán)力可能使個(gè)體傾向于基于務(wù)實(shí)而不是基于情緒反應(yīng)做出決策（Agerstr?m &Bj?rklund, 2013）。另外，根據(jù)權(quán)力社會(huì)距離理論（Magee & Smith, 2013），權(quán)力會(huì)增加個(gè)體與對(duì)象的心理距離，提高對(duì)情境的解釋水平，導(dǎo)致功利主義道德判斷（Aguilar, Brussino, & Fernández-Dols,2013）?；谏鲜鲈颍狙芯考僭O(shè)權(quán)力會(huì)提高C參數(shù)。

N參數(shù)表征對(duì)規(guī)范的敏感。而根據(jù)權(quán)力心理效應(yīng)，權(quán)力對(duì)N參數(shù)的影響可能較為復(fù)雜。一方面，權(quán)力可能會(huì)增加個(gè)體的道義論傾向。高權(quán)力者有著更高的維持地位穩(wěn)定和安全的需求，而規(guī)則有助于維持權(quán)力等級(jí)的穩(wěn)定，因此高權(quán)力者更關(guān)注規(guī)則以保障權(quán)力和地位（Lammers & Stapel,2009）。同時(shí)，權(quán)力可能會(huì)導(dǎo)致應(yīng)用啟發(fā)式道德規(guī)則的思維模式，因?yàn)闄?quán)力與信息的啟發(fā)式處理有關(guān)（Guinote & Phillips, 2010）。另一方面，權(quán)力也可能會(huì)減少道義論傾向。研究發(fā)現(xiàn)權(quán)力使個(gè)體不易受規(guī)則約束（Galinsky, Magee, Gruenfeld, Whitson, &Liljenquist, 2008），這意味著權(quán)力會(huì)導(dǎo)致個(gè)體不在乎規(guī)則，降低其對(duì)道德規(guī)范的遵守。基于上述矛盾的結(jié)果，本研究難以預(yù)測(cè)權(quán)力對(duì)N參數(shù)的影響方向。

I參數(shù)表征的是在對(duì)道德困境做出選擇時(shí)，不依賴結(jié)果和規(guī)則，只基于個(gè)體自身的反應(yīng)傾向。如果個(gè)體偏好不行動(dòng)，則無論規(guī)則和結(jié)果，都不行動(dòng)；如果個(gè)體偏好行動(dòng)，則無論規(guī)則和結(jié)果，都行動(dòng)。而權(quán)力會(huì)激活個(gè)體的趨近系統(tǒng)（Keltner,Gruenfeld, & Anderson, 2003），導(dǎo)致個(gè)體更強(qiáng)的行動(dòng)偏好，因此本研究假設(shè)權(quán)力會(huì)減小I參數(shù)，使得個(gè)體在道德困境判斷中更傾向于行動(dòng)。

基于上述分析，本研究采用CNI模型考察權(quán)力感對(duì)道德困境判斷的影響。具體來說，通過問卷測(cè)量個(gè)人權(quán)力感和回憶任務(wù)啟動(dòng)權(quán)力感狀態(tài)，分別考察個(gè)人權(quán)力感和權(quán)力感狀態(tài)對(duì)道德困境判斷中C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)的影響。

2 實(shí)驗(yàn)1：個(gè)人權(quán)力感與道德困境判斷

2.1 研究方法

2.1.1 被試

選取南京三所高校的363名在校大學(xué)生作為被試。因31名被試未通過注意檢查任務(wù)，最終樣本量為332名（女生98名），平均年齡19.93歲（SD=1.33歲）。

2.1.2 研究工具

（1）個(gè)人權(quán)力感量表

采用Anderson，John和Keltner（2012）編制的權(quán)力感量表（Personal Sense of Power Scale），包括8道題目，7點(diǎn)計(jì)分。在本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.80。

（2）道德困境判斷材料

道德兩難情境采用Gawronski等（2017）的實(shí)驗(yàn)材料，由6種道德兩難困境構(gòu)成，每種困境包括4個(gè)不同版本，共有24種道德兩難情境，以固定的隨機(jī)順序排列。每種道德困境都要求被試判斷困境中主體的行為是否可以接受（不可接受、可以接受）。

（3）注意檢查任務(wù)

注意檢查任務(wù)用來檢查被試在進(jìn)行判斷前是否認(rèn)真閱讀了道德困境故事（Oppenheimer, Meyvis, &Davidenko, 2009）。該任務(wù)由1個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，項(xiàng)目要求被試從3個(gè)選項(xiàng)中選擇指定的選項(xiàng)，如果未按要求選擇，則表示未通過注意檢查任務(wù)。

2.1.3 數(shù)據(jù)分析

CNI模型主要基于多項(xiàng)式加工樹模型（multinomial processing tree, MPT）的原理構(gòu)建。構(gòu)建好道德判斷的CNI模型后，根據(jù)被試的行為數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行擬合，并估計(jì)出3個(gè)潛在心理過程的概率。用擬合優(yōu)度統(tǒng)計(jì)量G2來表示模型和數(shù)據(jù)的匹配度，G2值不顯著（p＞0.05）說明模型與數(shù)據(jù)擬合良好，G2值顯著（p＜0.05）則說明模型和數(shù)據(jù)不能很好擬合，模型可能需要調(diào)整。所估計(jì)出的3個(gè)潛在心理過程的概率分別用C參數(shù)、N參數(shù)和I參數(shù)表示，根據(jù)估計(jì)值的95%置信區(qū)間，判斷3個(gè)參數(shù)是否顯著（C參數(shù)和N參數(shù)的95%置信區(qū)間是否包含0，I參數(shù)的95%置信區(qū)間是否包含0.5）。如果顯著，表明在道德判斷中相應(yīng)的心理過程顯著影響道德判斷的結(jié)果。在比較不同組別被試的參數(shù)時(shí)，用ΔG2表示不同組數(shù)據(jù)模型擬合上的差異，ΔG2值顯著（p＜0.05），則說明不同組被試之間的參數(shù)存在顯著差異。

對(duì)于每一種道德兩難情境，選擇“不可接受”賦值為0，選擇“可以接受”賦值為1。CNI分析的軟件為multiTree（Moshagen, 2010），multiTree模板文件由Gawronski等（2017）在文章的補(bǔ)充材料中提供。其他數(shù)據(jù)分析由SPSS20.0完成。

2.2 結(jié)果與分析

在不考慮權(quán)力感分組的情況下，使用multiTree軟件分析收集的數(shù)據(jù)與CNI模型的擬合度，結(jié)果顯示G2(1)=1.94，p＞0.05，說明模型擬合很好。被試總體CNI模型各參數(shù)估計(jì)值見表1，C參數(shù)和N參數(shù)都顯著大于0，表明被試在道德困境中反應(yīng)既對(duì)結(jié)果敏感，也對(duì)規(guī)則敏感，其中C參數(shù)ΔG2(1)=322.59，p＜0.001；N參數(shù) ΔG2(1)=790.39，p＜0.001。I參數(shù)與中性參考值0.5相比，差異接近顯著，ΔG2(1)=3.24，p=0.072，表明在對(duì)道德困境的反應(yīng)中，被試更偏好行動(dòng)。

當(dāng)考慮高低個(gè)人權(quán)力感分組時(shí)，本研究采用中位數(shù)分割法（Iacobucci, Posavac, Kardes, Schneider, &Popovich, 2015），根據(jù)被試個(gè)人權(quán)力感得分，將高于中位數(shù)（4.50）的被試歸入高權(quán)力感組（M權(quán)力感=5.24,SD=0.50,n=156），小于等于中位數(shù)的被試歸為低權(quán)力感組（M權(quán)力感=3.92,SD=0.51,n=176），分組數(shù)據(jù)和CNI模型的擬合良好，G2(2)=2.08，p＞0.05。不同組別被試的CNI參數(shù)估計(jì)值見表1和圖2。兩組被試在C參數(shù)上差異不顯著，ΔG2(1)=0.44，p＞0.05；在N參數(shù)上差異顯著，高權(quán)力感組顯著高于低權(quán)力感組，ΔG2(1)=11.16，p＜0.001，說明高權(quán)力感被試在道德判斷時(shí)，對(duì)規(guī)則更敏感；在I參數(shù)上差異不顯著，ΔG2(1)=1.43，p＞0.05。以上結(jié)果表明，高個(gè)人權(quán)力感導(dǎo)致個(gè)體道德兩難判斷時(shí)對(duì)規(guī)則更敏感，而對(duì)結(jié)果取向和個(gè)體自身反應(yīng)傾向的影響不顯著。

表1 不同個(gè)人權(quán)力感分組被試的CNI參數(shù)和置信區(qū)間

圖2 不同個(gè)人權(quán)力感組在CNI模型參數(shù)上的差異

3 實(shí)驗(yàn)2：權(quán)力感啟動(dòng)與道德困境判斷

3.1 研究方法

3.1.1 被試

選取南京某高校在校大學(xué)生145名作為被試，隨機(jī)分配到高權(quán)力感啟動(dòng)組和低權(quán)力感啟動(dòng)組。剔除3名未按要求完成權(quán)力感啟動(dòng)任務(wù)的和15名未通過注意檢查任務(wù)的被試，最終樣本為127名（女生63名），平均年齡18.74歲（SD=0.85歲）。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

（1）權(quán)力感啟動(dòng)材料

權(quán)力感啟動(dòng)采用情境回憶任務(wù)（Galinsky et al.,2008）。該方法要求被試寫一篇200字左右的短文，高權(quán)力啟動(dòng)組要求回憶生活中經(jīng)歷過的能夠控制或評(píng)價(jià)他人的情境，低權(quán)力啟動(dòng)組要求回憶生活中曾經(jīng)被別人控制、管理或有求于別人的情境。

（2）啟動(dòng)效果檢測(cè)任務(wù)

權(quán)力感啟動(dòng)效果檢測(cè)任務(wù)包含4個(gè)項(xiàng)目，如“此時(shí)，我覺得自己很重要”等（Lammers &Stapel, 2011）。另外，為排除權(quán)力感啟動(dòng)引發(fā)的情緒變化的潛在影響，還要求被試回答2個(gè)有關(guān)自己當(dāng)前情緒狀態(tài)的問題，如“此時(shí)，感覺很開心”等。讓被試根據(jù)自己的情況在7點(diǎn)評(píng)分上對(duì)上述6個(gè)項(xiàng)目做出反應(yīng)。實(shí)驗(yàn)2中權(quán)力感啟動(dòng)檢測(cè)問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.78，情緒狀態(tài)問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.70。

（3）道德困境材料

同實(shí)驗(yàn)1。

（4）注意檢查任務(wù)

同實(shí)驗(yàn)1。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

被試先完成情境回憶任務(wù)，接著完成啟動(dòng)效果檢測(cè)任務(wù)，最后完成道德困境判斷和注意檢查任務(wù)。

3.2 結(jié)果與分析

3.2.1 啟動(dòng)效果檢測(cè)

經(jīng)檢驗(yàn)高、低權(quán)力感啟動(dòng)組（M高=4.17±1.26,M低=3.51±1.16）在權(quán)力感檢測(cè)任務(wù)上得分上差異顯著（t=2.76,p＜0.01,d=0.49），說明權(quán)力感啟動(dòng)有效。在情緒狀態(tài)上得分（M高=4.95±1.25,M低=4.70±1.46）差異不顯著，t(125)=1.06，p＞0.05，d=0.18，可以排除權(quán)力感啟動(dòng)會(huì)通過情緒影響道德困境判斷。

3.2.2 CNI模型分析

在不考慮權(quán)力分組的情況下，使用multiTree軟件分析收集的數(shù)據(jù)與CNI模型的擬合度，結(jié)果顯示G2(1)=2.18，p＞0.05，說明模型擬合很好。被試總體CNI模型各參數(shù)估計(jì)值見表1。C參數(shù)和N參數(shù)都顯著大于0，表明被試在道德困境中的反應(yīng)既對(duì)結(jié)果敏感，也對(duì)規(guī)則敏感，其中C參數(shù)ΔG2(1)=175.83，p＜0.001；N參數(shù) ΔG2(1)=416.39，p＜0.001。I參數(shù)與中性參考值0.5相比，差異不顯著，ΔG2(1)=1.13，p＞0.05，表明總體被試在對(duì)道德困境的反應(yīng)中，行動(dòng)傾向和不行動(dòng)傾向的分布相同。

當(dāng)考慮高低權(quán)力感分組時(shí)，收集的數(shù)據(jù)和CNI模型的擬合良好，G2(2)=2.40，p＞0.05。不同啟動(dòng)組被試的CNI參數(shù)估計(jì)值見表2和圖3。高權(quán)力感啟動(dòng)組在C參數(shù)上的得分顯著高于低權(quán)力感啟動(dòng)組，ΔG2(1)=3.85，p＜0.05；兩組被試在N參數(shù)上得分差異處于邊緣顯著，低權(quán)力感啟動(dòng)組在N參數(shù)上的得分高于高權(quán)力感啟動(dòng)組，ΔG2(1)=3.06，p=0.08；在I參數(shù)上得分差異不顯著，ΔG2(1)=0.40，p＞0.05。以上結(jié)果表明，權(quán)力對(duì)道德困境判斷的影響體現(xiàn)在權(quán)力影響了個(gè)體對(duì)結(jié)果的敏感和對(duì)規(guī)則的敏感。具體來說，權(quán)力感提高個(gè)體對(duì)結(jié)果的敏感，促使被試做出功利主義的道德判斷，降低個(gè)體對(duì)規(guī)則的敏感，抑制被試做出道義論的道德判斷，但權(quán)力感對(duì)個(gè)體的一般行動(dòng)傾向未產(chǎn)生顯著影響。

表2 不同權(quán)力感啟動(dòng)組被試的CNI參數(shù)和置信區(qū)間

圖3 不同權(quán)力感啟動(dòng)組在CNI模型參數(shù)上的差異

4 討論

本研究主要探討權(quán)力感對(duì)道德兩難判斷的影響?；贑NI模型，本研究特別關(guān)注權(quán)力感是否會(huì)通過影響C、N和I參數(shù)來影響道德兩難判斷。通過兩個(gè)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，權(quán)力感對(duì)道德兩難判斷的C、N、I參數(shù)存在影響，但個(gè)人權(quán)力感和啟動(dòng)的權(quán)力感在對(duì)C、N、I參數(shù)影響的方向上存在差異。

實(shí)驗(yàn)1發(fā)現(xiàn)高個(gè)人權(quán)力感增加了N參數(shù)，促使個(gè)體做出道義論的道德判斷。該結(jié)果與Lammers和Stapel（2009）的研究一致，驗(yàn)證了權(quán)力導(dǎo)致個(gè)體通過關(guān)注規(guī)則來維系自身權(quán)力地位的觀點(diǎn)。但實(shí)驗(yàn)1也顯示個(gè)人權(quán)力感對(duì)C參數(shù)未產(chǎn)生顯著影響，未能驗(yàn)證權(quán)力會(huì)促進(jìn)個(gè)體對(duì)結(jié)果的關(guān)注，提高C參數(shù)的假設(shè)。同樣，實(shí)驗(yàn)1也未發(fā)現(xiàn)個(gè)人權(quán)力感對(duì)I參數(shù)的顯著影響，未能驗(yàn)證權(quán)力會(huì)激活個(gè)體的行為趨近系統(tǒng)，進(jìn)而會(huì)促進(jìn)個(gè)體道德判斷中行動(dòng)傾向的假設(shè)。

與實(shí)驗(yàn)1相反，實(shí)驗(yàn)2發(fā)現(xiàn)啟動(dòng)的權(quán)力感增加了C參數(shù)，促進(jìn)個(gè)體功利主義傾向的道德判斷，該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)，且與前人的研究結(jié)果一致（Carney & Mason, 2010; C?té et al., 2013; Lucas &Galinsky, 2015）。實(shí)驗(yàn)2還顯示，啟動(dòng)的權(quán)力感降低了N參數(shù)，抑制了個(gè)體的道義論傾向，該結(jié)果與實(shí)驗(yàn)1相反，但與認(rèn)為權(quán)力會(huì)導(dǎo)致個(gè)體不易受社會(huì)規(guī)范影響，從而減少遵守道德規(guī)范的觀點(diǎn)（Galinsky et al., 2008）相一致。在對(duì)I參數(shù)的影響上，實(shí)驗(yàn)2與實(shí)驗(yàn)1結(jié)果一致，未發(fā)現(xiàn)啟動(dòng)的權(quán)力感對(duì)個(gè)體反應(yīng)傾向的顯著影響。

本研究還發(fā)現(xiàn)個(gè)人權(quán)力感與啟動(dòng)的權(quán)力感對(duì)道德兩難判斷的影響不一致。個(gè)人權(quán)力感促進(jìn)個(gè)體對(duì)道德規(guī)范的關(guān)注，增加個(gè)體做出道義論道德判斷；而啟動(dòng)的權(quán)力感則促進(jìn)個(gè)體對(duì)結(jié)果的關(guān)注，減少對(duì)規(guī)范的關(guān)注，增加個(gè)體做出功利主義道德判斷的可能性。在研究初期，本研究推測(cè)個(gè)人權(quán)力感和啟動(dòng)的權(quán)力感對(duì)道德判斷的影響效應(yīng)一致，而結(jié)果并非如此。該結(jié)果說明不同類型的權(quán)力（個(gè)人權(quán)力感、權(quán)力感狀態(tài)）對(duì)道德判斷的影響存在差異，這與部分研究認(rèn)為個(gè)人權(quán)力感和啟動(dòng)的權(quán)力感對(duì)個(gè)體心理和行為影響一致的結(jié)果（Fast, Sivanathan, Mayer, & Galinsky, 2012; Lammers &Stapel, 2011）相沖突，但與近來認(rèn)為結(jié)構(gòu)權(quán)力與心理權(quán)力可能存在不同心理效應(yīng)的權(quán)力研究相吻合（Smith & Hofmann, 2016; Tost & Johnson, 2019）。雖然Anderson等（2012）在提出個(gè)人權(quán)力感的概念時(shí)強(qiáng)調(diào)其心理屬性，但由于個(gè)人權(quán)力感與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有較強(qiáng)的相關(guān)，個(gè)人權(quán)力感的差異在一定程度上也能反映出個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異。從這個(gè)角度來看，高個(gè)人權(quán)力感個(gè)體可能因其相對(duì)更高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位而在道德兩難判斷中更關(guān)注規(guī)則，以維護(hù)自身的地位。相比之下，啟動(dòng)的權(quán)力感則主要體現(xiàn)為心理權(quán)力。而心理權(quán)力更可能通過心理距離影響道德判斷（Magee & Smith,2013），即心理權(quán)力通過增加心理距離，一方面提高個(gè)體的抽象認(rèn)知和解釋水平，促進(jìn)功利主義的道德判斷（Aguilar et al., 2013）；另一方面減少個(gè)體對(duì)違反規(guī)則的擔(dān)憂，抑制對(duì)規(guī)則的敏感（Galinsky et al., 2008），減少道義論的道德判斷。

本研究的意義在于使用CNI模型更清晰地展現(xiàn)了權(quán)力對(duì)道德兩難判斷背后心理過程的影響，在一定程度上有助于厘清權(quán)力與道德兩難判斷的復(fù)雜關(guān)系，并為其潛在的機(jī)制提供新的見解，進(jìn)一步拓展權(quán)力與道德判斷關(guān)系的研究。

本研究還存在一些局限性。一是研究所使用的道德兩難情境直接翻譯自Gawronski等（2017）的研究提供的材料，所涉及的某些道德事件未必能夠有效引發(fā)中國被試的兩難選擇，在以后的研究中需要設(shè)計(jì)符合中國文化背景的道德困境材料。二是涉及到CNI模型本身的缺陷，基于6種困境類型和24種困境情境的CNI模型，利用multiTree只能有效估計(jì)出群體水平的CNI參數(shù)，而無法有效地估計(jì)出每名被試的參數(shù)，這導(dǎo)致所得的數(shù)據(jù)無法用于相關(guān)型的研究設(shè)計(jì)。三是本研究雖然給出了關(guān)于個(gè)人權(quán)力感與啟動(dòng)的權(quán)力感對(duì)道德兩難判斷的影響存在差異的可能解釋，但該解釋并不能通過本研究得到證明，這也需要進(jìn)一步研究進(jìn)行驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本研究采用道德困境判斷的CNI模型來考察權(quán)力與道德判斷的關(guān)系，得到如下結(jié)論：（1）個(gè)人權(quán)力感導(dǎo)致個(gè)體更關(guān)注道德規(guī)則，促使其做出道義論道德判斷；（2）啟動(dòng)的權(quán)力感導(dǎo)致個(gè)體關(guān)注結(jié)果，忽視規(guī)則，促使其做出功利主義的道德判斷。