中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响.pdf

心理学报 2024,Vol.56,No.2,161178 2024中国心理学会 Acta Psychologica Sinica https:/doi.org/10.3724/SP.J.1041.2024.00161 收稿日期:2022-07-21*国家自然科学基金(72332006;71925005);浙江省哲学社会科学领军人才培育专项课题(21YJRC01ZD)。通信作者:周欣悦,E-mail: 数据源自速途元宇宙研究院联合北京城市副中心应用场景产业联盟发布的2022虚拟人产业研究报告。161 中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响*闫 霄 莫田甜 周欣悦(浙江大学管理学院,杭州 310058)摘 要 近年来,社交网络上涌现出大量具有真人特征的虚拟人物,他们以第一人称视角叙事以获得影响力,然而其背后的道德伦理问题也逐渐浮现。当社交媒体虚拟人犯错时,不同文化背景的人们对其道德判断会有何不同？本文基于心智感知理论,通过 5 个主要实验探索中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响和机制。研究表明,在被告知虚拟人的不道德行为后,比起西方文化,中国文化影响下的人们认为虚拟人需要承担更大的道德责任;但这种文化差异没有出现在对真人的道德责任判断上(实验 1a1c)。并且不论虚拟人是由真实人类还是人工智能驱动,这种文化差异都会存在(实验 1c)。这种文化差异通过感知心智能力来中介(实验 2)。具体而言,比起西方文化,中国文化影响下的人们认为虚拟人的心智能力(特别是感知力)更高,因此需要承担更大的道德责任。此外,对虚拟人更大的道德责任判断会导致中国文化(相比西方文化)影响下的人们更倾向于对虚拟人施加道德惩罚(实验3)。本文通过实证研究将道德责任判断和心智感知的对象拓展到虚拟人上,并揭示了中西方文化差异及其后续影响。关键词 虚拟人,道德责任,文化差异,心智能力 分类号 B849:C91 1 问题提出 虚拟人是指通过计算机技术生成的具有真人外观、特征和行为的虚拟形象(Sung et al.,2022)。随着元宇宙概念的兴起,越来越多的虚拟人以各种各样的形式出现在全球各地,主要包括活跃在社交媒体平台上的虚拟博主和虚拟偶像,例如我国的洛天依、美国的Lil Miquela、日本的Imma等。它们利用计算机图像软件制作的数字形象,以第一人称视角看待世界,并在社交媒体平台上占据一席之地(Arsenyan&Mirowska,2021)。从2019年科技部等部门发布的关于促进文化和科技深度融合的指导意见到2022年国务院发布的“十四五”数字经济发展规划,国家明确鼓励虚拟数字技术的研发与实践。在政策的推动下,2021年虚拟人相关企业融资达2843起,融资金额高达2540亿元1。然而,在社会关注和资本加持的驱动下,相关的法律和道德伦理问题也不断产生。其中一个重要问题就是,人们会对虚拟人犯错做出怎样的道德责任判断？现实案例表明,不同文化背景下,人们的态度会有所不同。在西方国家,虚拟人Bermuda非法盗用了一位巴西裔美国网红Miquela的Instagram账号并且擅自删除账号内容,其做法非但没有受到责备,还获得了外界的认可(Feller,2018)。美国著名杂志连线的一名资深编辑曾就第二人生游戏中发生的虚拟人强奸事件做出评价,反对了虚拟犯罪的观点(Lynn,2007)。研究还发现,在欧美等国外的政治大选中存在社交虚拟人在线诋毁候选人的情况(Kollanyi et al.,2016),他们会传播未经证实的健康声明,甚至对公众健康造成危害(Allem et al.,2020),但并未得到有效治理和管控。然而在我国,人们对虚拟人的不道德行为并不宽容。例如,哔哩哔哩平台打造的虚拟女团“四禧丸子”刚一出道就被指认作品抄袭,引起了网民的高度不满,最终导致官方发文道歉并下架作品。可见,虚拟人会在网络上进行侵权、抄袭、162 心 理 学 报 第56卷 盗用、诋毁等不道德行为,并且不同文化背景下的人们可能持不同态度。那么,相比于真实人类在社交网络上进行同样的不道德行为,人们会如何看待虚拟人的不道德行为？例如,人们在多大程度上会认为虚拟人应该为之负责？这种判断在不同文化下存在什么差异？现有研究尚未探索这些问题。本文将通过5个主要实验考察中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响和机制,对虚拟实体道德判断的相关研究进行延伸,丰富文化差异、心智感知等相关文献,并为虚拟人设计、运营和在道德伦理上的治理问题提供一定的实践启示。1.1 中西方文化差异对道德判断的影响 文化会对人们的心理与行为产生重要影响(侯玉波,朱滢,2002)。文化泛指社会成员之间所共有的价值观、规范、思维方式和行为方式等(Morling,2016;Na et al.,2010;黄梓航 等,2018)。先前的研究发现,东西方文化差异会影响人们的道德判断。西方文化强调以个人自由、权利、公正、关爱和宽恕等为导向的道德观,而东方文化强调以集体和个人责任为导向的道德观(彭凯平 等,2011;王恩界,乐国安,2006)。Miller和Bersoff(1992)的研究指出,西方人更强调公正伦理,东方人更强调责任伦理。个人主义/集体主义文化也会影响人们的道德决策,因为它们涉及到个人利益还是集体利益优先的信念(Oyserman et al.,2002)。基于个人主义/集体主义的文化心理学理论,本文关注到了中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响。例如,与个人主义文化(如美国文化)相比,集体主义文化(如中国文化)下的人们会有更高的换位思考能力(Wu&Keysar,2007)和拟人化倾向(Letheren et al.,2016)。因此,相比于西方文化,中国文化影响下的人们是否会对虚拟人的心智能力评价更高,进而认为虚拟人应该为不道德行为承担更大的道德责任？这是本研究想要回答的问题。1.2 对虚拟人的道德责任判断 在以往文献中,大多数学者认为虚拟人并非真实存在的机器人或是单纯的电脑程序,他们将虚拟人定义为计算机生成的拟人化图像(Arsenyan&Mirowska,2021;Kim&Jo,2022;Sung et al.,2022),并在人工智能技术的加持下能够用语言、姿势,甚至表情来和人们进行面对面的交流互动(Kim&Jo,2022;Volante et al.,2016)。目前有关虚拟人的研究集中在探讨虚拟人与真人在社交媒体上的互动(Arsenyan&Mirowska,2021)、虚拟偶像特征及代言效果(Sands et al.,2022)。本文关注于社交媒体上的虚拟人,他们是利用计算机图像软件制作的数字形象,以第一人称视角看待世界,并在媒体平台上占据一席之地。相比于任务导向的人工智能机器人和算法软件,社交媒体平台上的虚拟人以获取影响力为目的进行分享与互动,与真实人类具有更相似的行为,更容易出现不道德行为。尽管虚拟人的不道德行为被频繁曝光,但尚未有研究直接探讨人们对虚拟人的道德责任判断,大多数研究聚焦人工智能、算法等虚拟实体。由于虚拟人的产生同样依托人工智能技术,我们可以借鉴有关虚拟实体的研究。道德责任的归属问题是道德哲学的基本问题,可以追溯到亚里士多德提出的理论,他认为一个实体应该同时满足自由意志和认知条件,才能作为道德主体承担道德责任(Aristotle,1999)。自由意志条件讨论了代理人是否有可能采取不道德行动,认知条件考察了代理人是否能够为行为后果承担道德责 任(Clarke,1992;Constantinescu et al.,2022;Zimmerman,1997)。在讨论人工智能等虚拟实体是否能够承担道德责任时,许多学者也提到了这两个基本条件。相关文献指出,虚拟实体虽然具有一定程度的自主能力,但缺乏认知能力,仍不能作为责任主体承担责任(Hakli&Mkel,2019;Parthemore&Whitby,2014)。如果虚拟实体进行了不道德行为,其背后真实存在的人(如设计师或制造商等)应该对其造成的任何后果承担责任(Bryson et al.,2017;Champagne&Tonkens,2015;Constantinescu et al.,2022)。然而,单独从两个责任主体条件的角度去分析道德责任的归属是存在缺陷的(Shoemaker,2011)。Coeckelbergh(2020)强调了责任客体的重要性,道德责任问题不仅仅涵盖做什么和知道自己在做什么,还应包括谁对某人或某事负责的问题,即可回答性。这种行为双方的对应关系能为道德责任的归属问题提供更多依据。尽管对于虚拟实体来说,很多行为后果是难以解释和回答的,因此客观上难以理清道德责任的归属,但主观上人们依然会对这些虚拟实体产生道德判断(Malle et al.,2015;Young&Monroe,2019;褚华东 等,2019)。基于上述分析,本文预测,人们在对虚拟人进行道德判断时也会从责任主体和责任客体两方面因素去归因。1.3 心智感知理论 心智是指思考、感受和有意识的行为能力(Tharp et al.,2017)。心智感知,即在其他实体(如技第2期 闫 霄 等:中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响 163 术设备、精神代理和非人类动物)中感知心智的存在,有助于理解和预测他人的行为和意图(Johnson&Barrett,2003;Waytz et al.,2010)。根据心智感知理论(Mind Perception Theory),心智能力(mental capacity)涉及认知的自主力(agency)和情绪的感知力(experience),包括计划、自我控制和情绪感受等(Gray et al.,2007;Gray et al.,2011;Gray&Wegner,2009)。将认知自主力归因于一个实体意味着观察者认为该实体能够作为道德主体,像成年人一样行动、计划、实施自我控制等;将情绪感知力归因于一个实体表明观察者相信该实体能够作为道德客体,存在情绪感知能力(Gray et al.,2007)。两者可以被单独感知。例如,婴儿被认为具有高情绪感知力和低认知自主力,上帝被认为具有高认知自主力和低情绪感知力(Gray et al.,2007)。心智能力会影响对实体的道德判断,在二元道德概念中发挥作用(Gray et al.,2012;Ward et al.,2013)。具有认知自主力的实体能自己做出决定并有意识地采取行动,当行为出现错误时,他们被认为应该为此负责(Gray et al.,2012;Sullivan&Wamba,2022)。例如,正常的成年人具备认知自主力,可以作为道德主体承担道德责任;但未成年人不具备认知自主力,在做出错误道德行为时,会受到更轻微的惩罚(Gray&Wegner,2009)。虽然认知自主力对道德责任的判断至关重要,但情绪感知力是区分人类和其他实体的本质特征,通常被认为具有更强大的解释力(Gray&Wegner,2012)。心理学研究表明,情绪感知力在道德决策中发挥重要作用(Greene et al.,2001;Haidt et al.,1993)。感受他人的痛苦并表现出同理心是道德判断的核心要素之一(Bigman&Gray,2018)。情绪感知力也对道德主体的判断起到重要作用(Bigman&Gray,2018)。例如,Sullivan和Wamba(2022)发现,当人们认为人工智能故意伤害人类(相比于非人类)时,会将责任归咎于人工智能,这是由心智能力中的情绪感知力来中介的。基于心智感知理论,本文认为,当社交媒体上的虚拟人犯错时,如果赋予其类似正常成年人的高心智能力,人们可能会认为虚拟人需要承担和真人相似的道德责任。1.4 心智感知及道德责任判断的文化差异 已有文献认为,文化差异是影响心智感知的重要因素(Dietze&Knowles,2021)。一方面,文化差异会影响人们的换位思考能力。例如,比起个人主义文化(如美国),集体主义文化(如中国)下的人们会表现出更高的换位思考能力(Wu&Keysar,2007)。比起英国人,中国人对人工智能机器人社会合作属性的感知更高(Dang&Liu,2022)。因此,比起西方人,中国人更可能将自己的情感和能力投射到别人身上,可能会对虚拟人的心智能力评价更高。另一方面,文化差异会影响人们的拟人化倾向。例如,Letheren等(2016)发现,东亚人比白种人具有更高的拟人化倾向。西方文化的基督教和伊斯兰教认为神更不具有固定形状的身体,而东方文化的佛教和印度教认为神具有有形的身体(Fuller,2004;Ohnuma,2007;Samuel,1989;Willard&McNamara,2019)。东方人还会给神赋予人类特有的能力(McGuire,2018)。而拟人化倾向会影响心智能力的感知,拟人化倾向越高的被试对机器模型Pleo心智能力的感知越高(Eyssel&Pfundmair,2015)。因此,东方人比西方人更可能对非人类实体进行拟人化,可能会更加认为虚拟人具备心智能力。综上,本文认为,比起西方文化,中国文化影响下的人们可能会对虚拟人的心智能力评价更高。研究发现,心智能力的两个维度：认知自主力(Gray et al.,2012;Gray&Wegner,2009;Himma,2009)和情绪感知力(Greene et al.,2001;Sullivan&Wamba,2022)都对道德责任的判断起到至关重要的作用。因此,对一个实体心智能力的评价可能会影响人们对其道德责任的判断。然而,目前对虚拟实体道德责任判断的文献存在分歧。部分学者认为虚拟实体不能承担道德责任(Hakli&Mkel,2019;Parthemore&Whitby,2014)。也有研究表明,人们会将道德责任归因于虚拟实体(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young&Monroe,2019;褚华东 等,2019)。为了得出一致结论,需要深入探索人们对虚拟实体做出道德判断背后的原因。结合心智感知在道德责任判断中的重要作用,本文推断,中西方文化差异能通过影响心智能力的评价,来影响人们对虚拟实体的道德责任判断。目前针对虚拟实体道德责任的研究大多针对人工智能,并采用道德两难问题的研究范式(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young&Monroe,2019;褚华东 等,2019)。而传统道德两难问题(如电车实验)的道德情景将理性与直觉剥离开,被认为是非典型的(Schein&Gray,2018)。随着越来越多的虚拟人出现在人们的日常生活中,以虚拟实体为主体的道德问题不再局限于道德困境,取而代之的是更多类人的不道德行为,如侵权、抄袭等。因此,164 心 理 学 报 第56卷 本文聚焦社交媒体上的虚拟人贴近现实的道德情景,进行了实证研究,并提出以下研究假设：假设1：当看到虚拟人进行不道德行为后,中国文化(相比西方文化)影响下的人们认为虚拟人需要承担更大的道德责任。假设2：中国文化(相比西方文化)影响下的人们认为虚拟人具备更高的心智能力,这种更高的心智能力归因导致他们更加认为虚拟人应该为不道德行为承担道德责任。1.5 研究概览 综上所述,本研究基于心智感知理论,通过5个实验考察了中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响。实验1a发现,中国文化(比西方文化)影响下的人们认为虚拟人犯错需要承担更大的道德责任。实验1b换用不同的不道德情景和道德责任的测量复制了实验1a的结果。实验1c操纵了虚拟人背后主体的类型,无论虚拟人由真实人类还是人工智能驱动,这种中西方文化差异的效应依然存在。实验2考察了感知心智能力的中介机制,中国文化影响下的人们对虚拟人更高的心智能力感知导致他们认为虚拟人犯错应该承担更大的道德责任。实验3进一步探讨了这种文化差异对人们后续行为(道德惩罚)的影响。2 实验1a：网络暴力情境 实验1a的目的是考察文化背景对人们道德责任判断的影响。本实验采用2(真人vs.虚拟人)2(中国文化vs.西方文化)被试间的实验设计,考察相比于西方文化,中国文化影响下的人们是否会认为虚拟人在犯错之后应该承担更大的道德责任。2.1 实验设计与样本 实验采用G*Power 3.1软件(Faul et al.,2007)计算实验所需样本量。对于本实验适用的双因素方 差分析,当显著性水平为0.05且效应量为中等效应时(f=0.2到0.25之间),要达到95%统计检验力所需要的样本量在279到434之间。为保证实验具有足够的样本量且为统一标准,本研究的所有实验按照每个条件下100名被试的标准招募,且采用原始数据进行分析。但由于线上平台存在同时作答以及未完成作答等情况,会出现多于或少于既定被试数量12个的情况。实验1a通过国外问卷平台Prolific和国内问卷平台Credamo分别邀请了200名美国白人被试(57.50%女性;M年龄=29.49岁,SD年龄=6.26岁)和200名中国被试(75.00%女性;M年龄=25.16岁,SD年龄=5.21岁)参与研究,并以小额现金作为实验报酬。两种文化背景的被试被随机分配到真人组或虚拟人组,每组各100人。2.2 实验流程 在真人组中,美国(中国)的被试会看到一位Twitter(微博)博主Rico的主页(如图1所示)和简短的文字介绍;在虚拟人组中,被试看到的则是虚拟博主Rico的主页(如图2所示)和相同的文字介绍以及对虚拟博主的定义(虚拟博主是利用计算机图像软件制作的数字形象,他们以第一人称视角看待世界,并在媒体平台上占据一席之地)。事实上,Rico是虚构的博主,其主页头像采用免费网站(https:/generated.photos)人工智能自动生成的真实人形象,对应的虚拟人头像则是根据真人形象绘制。其中,文字介绍内容为:“Rico是微博/Twitter上的一个(虚拟)博主。她经常活跃在社交媒体上分享她的穿搭和生活。”接下来,被试被告知,“最近,Rico在微博上发帖曝光某一位网民的隐私行为,致使该网民遭到网络暴力。”为了测量道德责任判断,被试回答了“你认为对于这起网络暴力事件,Rico应该承担多少责 图1 实验1a中真人组Twitter主页(左)和微博主页(右)第2期 闫 霄 等:中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响 165 图2 实验1a中虚拟人组Twitter主页(左)和微博主页(右)任(7分量表,1=没有责任,7=很大责任)”以及“你认为对于这起网络暴力事件,Rico应该承担多少指责(7分量表,1=没有指责,7=很多指责)”,测项语句的构成和选取在借鉴前人研究的基础上有所调整(Gray&Wegner,2009)。由于道德责任判断的两个题目高度相关(r=0.76,p 0.001),因此取二者的均值作为道德责任判断。最后,所有被试报告了性别和年龄。本研究中所有实验的完整操纵和测量材料见网络版附录1。2.3 数据分析与结果 以文化类型(美国编码为0,中国编码为1)和博主类型(真人编码为0,虚拟人编码为1)分别作为自变量,道德责任判断作为因变量进行方差分析。结果显示,文化类型的主效应显著,F(1,396)=4.41,p=0.036,p2=0.011;博主类型的主效应也显著,F(1,396)=7.23,p=0.007,p2=0.018;文化类型和博主类型对道德责任判断的交互效应显著,F(1,396)=5.83,p=0.016,p2=0.015,如图3所示。具体而言,比起美国人,中国人认为虚拟人应该承担更大的道德责任(M中国=5.48,SD=1.07,95%CI=5.23,5.73;M美国=4.91,SD=1.68,95%CI=4.66,5.16;F(1,396)=10.19,p=0.002,p2=0.025);而对真人道德责任的判断没有显著的文化差异,F(1,396)=0.05,p=0.824。此外,中国人对真人和 图3 实验1a中不同文化类型下对虚拟人和真人的道德责任判断评分(Error bars:95%CI;*p 0.01)虚拟人的道德责任判断不存在显著差异,F(1,396)=0.04,p=0.846。以上数据结果表明,当看到虚拟人进行网络暴力的不道德行为后,中国文化(vs.西方文化)影响下的人们认为虚拟人需要承担更大的道德责任,从而验证了假设1。本实验和后续实验在控制性别和年龄等变量后均不改变结果的显著性和方向,详细数据结果见网络版附录4。2.4 讨论 实验1a采用曝光隐私引发网络暴力的不道德行为情景来检验中西方文化对虚拟人作为道德主体在道德责任判断上的差异。结果显示,当人们看到虚拟人的不道德行为后,相比于西方文化,中国文化影响下的人们认为其需要承担更大的道德责任。这一结果从文化差异的角度拓展了人们对虚拟实体道德责任归因的文献(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young&Monroe,2019;褚华东 等,2019),表明不同文化背景下的人们对虚拟人道德责任的判断存在差异。3 实验1b：偷税漏税情境 实验1b的目的是采用另一种不道德情景和另一种道德责任的测量方法,并招募另一个西方国家的被试来复制实验1a的结果。我们预计,相比于西方文化,中国文化影响下的人们认为虚拟人偷税漏税需要承担更大的道德责任。3.1 实验设计与样本 实验1b也采用2(真人vs.虚拟人)2(中国文化vs.西方文化)被试间的实验设计。我们通过国外问卷平台Prolific和国内问卷平台Credamo分别邀请了199名英国白人被试(68.84%女性;M年龄=29.87岁,SD年龄=6.06岁)和200名中国被试(64.50%女性;M年龄=26.64岁,SD年龄=5.52岁)参与研究,并以小额现金作为实验报酬。两种文化背景的被试被随机分配到真人组或虚拟人组。在英国被试中,真人组有99人,虚拟人组有100人;在中166 心 理 学 报 第56卷 国被试中,真人组和虚拟人组各100人。3.2 实验流程 与实验1a的操纵方式和内容类似,在真人组中,中国(英国)的被试会看到博主Rico的微博(Twitter)主页及描述;在虚拟人组中,中国(英国)的被试会看到虚拟博主Rico的微博(Twitter)主页及描述。接下来,被试被告知,“最近,Rico被曝出在直播带货的收入上存在偷税漏税的行为。现在,她正在被调查中。”接着,本实验用4个条目的道德责任量表来测量被试对Rico道德责任的判断(7分量表,1=完全不同意,7=完全同意;Cameron et al.,2010;Cronbachs =0.81)。其中两个条目为“Rico在道德上应该为她偷税漏税的行为负责”和“Rico应该为她偷税漏税的行为受到处罚”,得分越高表明被试对Rico道德责任的判断越高;另外两个条目为“偷税漏税的行为不应该归咎于Rico”和“偷税漏税的责任不应该由Rico承担”,得分越高表明被试对Rico道德责任的判断越低。我们将前两个条目的得分和后两个条目的反向得分相加平均后,得到了道德责任判断的测量得分。随后,被试回答了对博主类型操纵检验的问题：“就你而言,Rico是？(0=真人博主,1=虚拟博主)”最后,被试报告了性别和年龄。3.3 数据分析与结果 操纵检验 以博主类型(真人编码为0,虚拟人编码为1)为自变量,文化类型(英国编码为0,中国编码为1)为调节变量,博主类型的操纵检验(0=真人博主,1=虚拟博主)为因变量,在样本选择为5000次、95%的置信区间下采用Bootstrapping(PROCESS Model 1;Hayes,2015)进行回归分析。结果显示,文化类型的主效应不显著(=0.32,SE=0.56,p=0.567,95%CI=1.42,0.78),博主类型和文化类型的交互效应也不显著(=1.02,SE=1.35,p=0.450,95%CI=1.63,3.58),仅在博主类型的主效应上存在显著差异(=6.32,SE=0.80,p 0.001,95%CI=4.75,7.90)。具体而言,在虚拟人组中,分别有98.00%的英国被试和99.00%的中国被试认为Rico是虚拟博主;在真人组中,分别有91.92%的英国被试和94%的中国被试认为Rico是真人博主。这说明关于博主类型的操纵是有效的,且不存在文化上的差异。此外,排除不符合操纵检验要求的被试并不会影响现有结果的方向和显著性。道德责任判断 以文化类型(英国编码为0,中国编码为1)和博主类型(真人编码为0,虚拟人编码为1)为自变量,道德责任判断为因变量进行方差分析。结果显示,文化类型的主效应显著,F(1,395)=8.50,p=0.004,p2=0.021;博主类型的主效应显著,F(1,395)=28.56,p 0.001,p2=0.067;文化类型和博主类型对道德责任判断的交互效应显著,F(1,395)=9.40,p=0.002,p2=0.023,如图4所示。具体而言,比起英国人,中国人认为虚拟人应该承担更大的道德责任(M中国=5.36,SD=1.19,95%CI=5.12,5.61;M英国=4.61,SD=1.66,95%CI=4.36,4.86;F(1,395)=17.93,p 0.001,p2=0.043);但对真人的道德责任判断没有显著的文化差异,F(1,395)=0.01,p=0.915。此外,中国人对真人和虚拟人的道德责任判断不存在显著差异,F(1,395)=2.60,p=0.108。结果复制了实验1a的发现,再次验证了假设1。图4 实验1b中不同文化类型下对虚拟人和真人的道德责任判断评分(Error bars:95%CI;*p 0.001)3.4 讨论 实验1b通过新的不道德行为情景(偷税漏税)和道德责任测量条目(Cameron et al.,2010)表明,比起西方文化,中国文化影响下的人们认为虚拟人在出现偷税漏税的行为后需要承担更大的道德责任。实验1b复制了实验1a的结果,扩展了与虚拟实体道德责任相关的研究(Awad et al.,2020;Malle et al.,2015;Young&Monroe,2019;褚华东 等,2019)。在实验1c中,我们将考察是否不同类型的虚拟人会影响人们对他们的道德责任判断。4 实验1c：虚拟人主体类型的影响 当面对社交媒体虚拟人时,人们可能会联想到这些虚拟人背后的主体究竟是真实人类还是人工智能技术,从而存在不同的判断。因此,实验1c考察是否不同的虚拟人主体类型会影响人们对虚拟人的道德责任判断。第2期 闫 霄 等:中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响 167 4.1 实验设计与样本 实验1c采用3(真人vs.虚拟人工智能vs.虚拟真人)2(中国文化vs.西方文化)被试间的实验设计,通过国外问卷平台Prolific和国内问卷平台Credamo分别招募了300名英国白人被试(65.00%女性;M年龄=30.82岁,SD年龄=5.37岁)和300名中国被试(68.33%女性;M年龄=26.78岁,SD年龄=5.84岁)参与研究,并以小额现金作为实验报酬。两种文化背景的被试被随机分配到真人组、虚拟人工智能组或虚拟真人组。在英国被试中,真人组有99人,虚拟人工智能组有100人,虚拟真人组有101人;在中国被试中,每组各有100人。4.2 实验流程 博主类型的操纵方法与前面实验的操纵方式类似。不同的是在真人组,被试看到的是有关真人博主的描述：“Rico是微博(Twitter)上的一个博主”;在虚拟人工智能组,被试看到的是有关虚拟博主的描述：“Rico是微博(Twitter)上的一个由人工智能和算法驱动的虚拟博主”;在虚拟真人组,人们看到的是有关虚拟博主的描述：“Rico是微博(Twitter)上的一个由真实人类驱动的虚拟博主”。接着,被试被告知,“最近,Rico在微博上公开发表的一张图片被指控侵犯了某位摄影师的作品版权。事后,Rico删除了这张图片并公开道歉。”随后,被试报告了对Rico的道德责任判断,测量条目与实验1a用到的测量相似(r=0.71,p 0.001)。另外,虚拟人组的被试还回答了操纵检验的问题,“就你而言,驱动Rico的背后主体是(0=真实人类,1=人工智能)”。考虑到社会经济地位可能会影响个体的道德判断(Sui&Mo,2022),所有被试在最后报告了主观社会经济地位(10点量表;Adler et al.,2000)、受教育程度(5点量表)、性别和年龄。4.3 数据分析与结果 操纵检验 在虚拟组的被试中,以博主类型(虚拟真人编码为0,虚拟人工智能编码为1)为自变量,文化类型(英国编码为0,中国编码为1)为调节变量,博主类型的操纵检验(0=真实人类,1=人工智能)为因变量,在样本选择为5000次、95%的置信区间下采用Bootstrapping(PROCESS Model 1;Hayes,2015)进行回归分析。结果显示,文化类型的主效应不显著(=0.08,SE=0.36,p=0.829,95%CI=0.64,0.79),博主类型和文化类型的交互效应也不显著(=0.71,SE=0.68,p=0.298,95%CI=2.05,0.63),仅在博主类型的主效应上存在显著差异(=4.47,SE=0.53,p 0.001,95%CI=3.44,5.51)。具体而言,在虚拟人工智能组中,分别有95.00%的英国被试和91.00%的中国被试认为Rico由人工智能驱动;在虚拟真人组中,分别有82.18%的英国被试和81.00%的中国被试认为Rico由真实人类驱动。这说明关于虚拟人主体类型的操纵是有效的,且不存在文化上的差异。此外,排除不符合操纵检验要求的被试并不会影响现有结果的方向和显著性。道德责任判断 以文化类型(英国编码为0,中国编码为1)和博主类型(真人编码为-1,虚拟真人编码为0,虚拟人工智能编码为1)分别作为自变量,道德责任判断作为因变量进行方差分析。结果显示,文化类型的主效应显著,F(1,594)=95.39,p 0.001,p2=0.138;博主类型的主效应也显著,F(2,594)=21.63,p 0.001,p2=0.068;文化类型和博主类型对道德责任判断的交互效应显著,F(2,594)=12.02,p 0.001,p2=0.039,如图5所示。具体而言,比起英国人,中国人认为无论虚拟人背后的主体是真实人类(M中国=5.41,SD=1.26,95%CI=5.14,5.68;M英国=3.78,SD=1.50,95%CI=3.51,4.05;F(1,594)=70.56,p 0.001,p2=0.106)还是人工智能(M中国=5.13,SD=1.27,95%CI=4.85,5.40;M英国=3.80,SD=1.57,95%CI=3.53,4.07;F(1,594)=46.24,p 0.203)。以上结果说明,在得知虚拟人侵犯版权后,不论虚拟人背后的主体是真实人类还是人工智能,中国文化 图5 实验1c中不同文化类型下对虚拟人工智能、虚拟真人和真人的道德责任判断评分(Error bars:95%CI;*p 0.001)168 心 理 学 报 第56卷 (相比于西方文化)影响下的人们都认为虚拟人需要承担更大的道德责任。结果进一步为假设1提供了支持。4.4 讨论 实验1c通过操纵虚拟人背后的主体类型,分别在真人组、虚拟真人组和虚拟人工智能组之间比较中西方文化差异。结果发现,无论虚拟人背后的主体是真实人类还是人工智能,相比于西方文化,中国文化影响下的人们都会赋予其更大的道德责任,而在真人组不存在这种文化差异。这说明,道德责任判断的中西方文化差异同样存在于由真实人类和人工智能驱动的虚拟人当中。以往有研究认为,在对虚拟实体做出责任判断时会考虑其背后真实主体(Bryson et al.,2017;Champagne&Tonkens,2015;Constantinescu et al.,2022),但本实验结果发现虚拟人背后的主体类型并不会影响对其道德责任判断的文化差异。在实验2中,我们将考察对虚拟人感知心智能力的中介机制。5 实验2：感知心智能力的中介效应 实验2有两个目的。首先,实验2考察了中西方文化对虚拟人道德责任判断的差异是否源自于感知心智能力的差异。我们认为,相比于西方文化,中国文化影响下的人们认为虚拟人的心智能力更高,因此虚拟人在犯错后需要承担更大的道德责任。其次,由于该效应的产生可能是因为中国人比西方人更熟悉虚拟人,或者中国人比西方人认为不道德情景中的事件(如偷税漏税)更严重而导致的文化差异,与我们假设的机制无关。因此,实验2通过测量对虚拟人熟悉度和事件严重程度来排除这两种替代性解释。在正式实验前,我们通过一项预实验验证了,文化类型和博主类型对心智能力评价的交互效应显著,F(1,395)=38.00,p 0.001,p2=0.088。比起英国人,中国人认为虚拟人的心智能力更高(M中国=4.57,SD=1.08;M英国=3.62,SD=1.49;F(1,395)=32.35,p 0.001,p2=0.076),这一结果符合我们的预期(预实验的详细内容见网络版附录2)。5.1 实验设计与样本 正式实验采用2(真人vs.虚拟人)2(中国文化vs.西方文化)被试间的实验设计,通过国外问卷平台Prolific和国内问卷平台Credamo分别邀请了199名美国白人被试(71.36%女性;M年龄=30.62岁,SD年龄=5.80岁)和200名中国被试(69.00%女性;M年龄=27.81岁,SD年龄=5.24岁)参与研究,并以小额现金作为实验报酬。两种文化背景的被试被随机分配到真人组或虚拟人组。在美国被试中,真人组有101人,虚拟人组有98人;在中国被试中,真人组和虚拟人组各有100人。5.2 实验流程 与实验1b一致,被试在看过有关虚拟人或真人Rico的描述后被告知,“最近,Rico被曝出在直播带货的收入上存在偷税漏税的行为。现在,她正在被调查中。”道德责任判断的测量与实验1a相同(r=0.84,p 0.001)。然后,被试通过12个题项分别从认知自主力和情绪感知力两个维度评价了Rico的心智能力(7分量表,1=没有能力,7=很有能力;Gray et al.,2011;Cronbachs =0.92)。考虑到不同文化背景的人对虚拟人的了解程度不同,我们还用3个条目测量了被试对虚拟人的熟悉度(7分量表,“非常不熟悉/非常熟悉”,“完全不知情/非常知情”,“一点也不了解/非常了解”;Cronbachs =0.95;Carlson et al.,2020)。考虑到这种文化差异可能源自于对不道德事件严重程度的不同判断,我们还测量了被试对偷税漏税行为严重性的评价：“你认为偷税漏税的行为有多严重？”(7分量表,1=完全不严重,7=非常严重)。最后,所有被试报告了性别和年龄。5.3 数据分析与结果 道德责任判断 以文化类型(美国编码为0,中国编码为1)和博主类型(真人编码为0,虚拟人编码为1)分别作为自变量,道德责任判断作为因变量进行方差分析。结果显示,文化类型的主效应显著,F(1,395)=28.54,p 0.001,p2=0.067;博主类型的主效应也显著,F(1,395)=35.73,p 0.001,p2=0.083;文化类型和博主类型对道德责任判断的交互效应显著,F(1,395)=11.90,p=0.001,p2=0.029。具体而言,比起美国人,中国人认为虚拟人应该承担更大的道德责任(M中国=5.62,SD=1.27,95%CI=5.35,5.89;M美国=4.40,SD=2.07,95%CI=4.13,4.68;F(1,395)=35.40,p 0.001,p2=0.082);而对真人道德责任的判断没有显著的文化差异,F(1,395)=1.81,p=0.180。此外,中国人对真人和虚拟人的道德责任判断不存在显著差异,F(1,395)=3.21,p=0.074。以上结果再次验证了假设1。感知心智能力 将文化类型和博主类型分别作为自变量,感知心智能力作为因变量进行方差分第2期 闫 霄 等:中西方文化差异对虚拟人道德责任判断的影响 169 析。结果显示,文化类型的主效应显著,F(1,395)=4.75,p=0.03