策略性亲社会行为：通过善举获得更有价值的互动伙伴

《Journal of Experimental Social Psychology》：Strategically prosocial: Using acts of kindness to secure more valuable interaction partners

　　卢克·L·斯奈德（Luuk L. Snijder）| 米尔·斯塔伦（Mirre Stallen）| 约尔格·格罗斯（J?rg Gross）| 卡斯滕·K.W.德德鲁（Carsten K.W. De Dreu）
荷兰格罗宁根大学行为与社会科学学院

**摘要**
在合作交流中，人们更愿意与具有亲社会行为而非自私声誉的人建立联系。预见这一点，个体可能会表现出善举，例如通过慈善捐赠——这不仅是因为他们真正的亲社会价值观，也是出于自利战略考虑——尤其是在经济能力差异使得某些伙伴对未来合作更有价值的时候。我们进行了两项有激励机制的、预先注册的实验（总样本量N=560），以探讨这两种可能的亲社会行为动机，并测试当社会联系建立在亲社会价值观或更自利的战略基础上时，后续合作是否会及如何有所不同。在这两项实验中，参与者可以表现出善意行为（在研究1中向红十字会捐款，在研究2中参与独裁者游戏），之后将两位最高捐款的参与者与两位最低捐款的参与者配对，共同进行两人公共物品游戏。我们通过改变参与者之间的初始财富分配（研究1）以及是否允许捐赠影响社会联系的建立（研究2）来测量参与者的社会价值取向，并操控他们的经济能力。结果表明，当所有人的经济能力相同时，社会价值观的差异与善意行为和联系建立相关。然而，当引入经济能力差异时，善意行为不再反映社会价值观的差异，而是符合自利战略考虑，反映了潜在的经济能力差异。我们的发现有助于解释在何种情况下善意行为反映了真实的潜在社会价值观，以及在哪些情况下它们更多是出于策略性考虑以获取有价值的互动伙伴，以及当个体在经济能力上存在差异时，社会分层和不平等如何加剧。

人类像许多其他动物一样，从与他人的合作关系中受益。具有社会联系且愿意帮助他人的个体更能抵御外部威胁，通常也更富有、更健康、更幸福（De Dreu等人，2024；Hawkley & Cacioppo，2010；Leary & Baumeister，1995；Ostrom，1998；Waldinger & Schulz，2023）。尽管社会联系的好处显而易见，但个体最初是如何建立社会联系的，以及为何有时他们会为了合作而建立广泛且平等的网络，而在其他时候则建立更加排他性和相对孤立的网络，这些仍不太清楚。我们报告了两项有激励机制的、预先注册的实验来探讨这些问题。

社会联系往往在亲社会行为之后形成（Barclay & Willer，2007；De Dreu等人，2024；Hardy & Van Vugt，2006；Tan & Hare，2013）。捐赠、帮助或合作可以表明一个人愿意放弃即时利益，为他人着想，从而使具有亲社会行为的个体成为未来互动中更有吸引力的合作伙伴（Hare，2017；Nowak & Highfield，2011）。特别是当个体在选择合作伙伴时有了一定自由度时，那些以亲社会行为著称的个体可能更容易找到彼此，并发展出互惠互利的稳定合作关系。理论模型和关于基于声誉的合作伙伴选择的实验也确实证实了这一点——个体更可能与已知具有合作而非自私行为的个体建立稳定的社会联系（Barclay，2013；Barclay & Willer，2007；Baumard等人，2013；De Dreu等人，2024；Gross & De Dreu，2019；Jaeggi & Gurven，2013；No? & Hammerstein，1994；Van Winden，2021），并且由亲社会个体组成的群体合作更多，个体的福祉也更高（Darwin，1859/2006；Wilson & Wilson，2007）。

然而，这种分析常常忽略的是，善意行为并不总是、也不必然反映亲社会价值观。个体在经济财富上也可能存在差异，从而影响他们表现出善意行为和与他人合作的能力（Stallen等人，2023）。高能力个体不仅有更多的机会表现出亲社会行为，也有更多的资源为共享的集体利益做出贡献（Gross等人，2020；Van Dijk & Wilke，1995）。在其他条件相同的情况下，这使得高能力个体成为更受欢迎的合作伙伴（Baumard等人，2013；Hauser等人，2019；Nishi等人，2015；Snijder等人，2024；Stallen等人，2023）。因此，在社会联系建立的背景下，像慈善捐赠这样的善意行为可能反映了某人的“真实”社会价值观——即对公平和他人的福祉的积极态度（Van Lange，1999）——同时也反映了其经济能力——具有亲社会价值观的高能力个体可能只是因为有能力而捐赠更多。然而，关键在于，善意行为也可能出于机会主义动机，被策略性地用来确保未来合作中经济能力更强的伙伴（Barclay，2011；Barclay，2013；Hardy & Van Vugt，2006；Milinski等人，2002a；Roberts，1998；Sylwester & Roberts，2010；Willer，2009）。在这种情况下，捐赠不仅是出于支持慈善事业的目的，也是增加建立经济上有吸引力的社会联系的机会。我们将前者称为“真正的”亲社会行为，因为善意行为主要反映了潜在的社会价值观；将后者称为策略性亲社会行为，因为善意行为也服务于建立具有经济吸引力的社会联系。

如果我们的推理成立，那么当个体之间的经济能力分布均匀时，善意行为应主要根据他们的亲社会价值观来区分个体。然而，当经济能力分布不均时，善意行为可能更多地被策略性地用来确保经济能力更强的伙伴。如果是这样，当个体在表现出善意行为的能力上存在差异时，社会联系的建立可能会促进围绕经济能力分层的网络形成。

**本研究概述与假设**
我们进行了两项实验，以检验社会价值观和战略机会主义是否以及如何激励善意行为，无论个体和潜在的未来合作伙伴在经济能力上是否存在差异。在这两项研究中，我们都测量了参与者的社会价值取向，将他们分组为四人小组，并要求他们以捐赠的形式表现出善意行为（图1）。捐赠的金额决定了他们随后会与谁配对进行两人公共物品游戏。

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**图1. 实验设置和程序。**
(a) 参与者被分组成四人小组，并获得了可用于向红十字会（研究1）或其他小组外成员（研究2）捐赠的货币初始财富。在研究1中（N=240），财富在所有四人之间平均分配（每人50单位；n=80），或者两个个体获得高初始财富（75单位，n=80），另外两个个体获得低初始财富（25单位；n=80）；在研究2中（N=320），仅引入了财富不平等的处理。
(b) 研究1的程序（平等与不平等处理）：参与者被告知，在捐赠阶段之后，他们将配对进行两人公共物品游戏。配对基于捐赠：两位最高捐赠者组成一对（高捐赠组），两位最低捐赠者组成另一对（低捐赠组）。配对后，参与者的初始财富恢复到捐赠任务时获得的金额。然后参与者需要指出：
(i) 他们将为公共物品贡献多少，
(ii) 他们预期他们的伙伴会贡献多少，
(iii) 他们预期能赚多少钱，
(iv) 在不平等处理中，他们预期他们的伙伴拥有高或低初始财富（所有参与者都受到激励）。
(c) 研究2的程序（连接与不连接处理）。研究2沿用了研究1的不平等处理方法，但使用一次性独裁者游戏来操作善意行为。参与者被随机分配到连接或不连接处理组。在连接处理中，善意行为决定了后续两人公共物品游戏的配对；在不连接处理中，社会联系的建立是随机的，与捐赠无关，从而消除了善意行为在建立社会联系中的战略意义。

在我们的第一项研究中，我们操控了四人小组中的个体是否具有平等或不平等的经济能力来表现出亲社会行为（图1a和b）。在平等条件下，我们假设具有更强亲社会价值观的个体会更倾向于向慈善机构捐赠，由于慈善捐赠决定了社会联系的建立，因此善意行为会发生在具有亲社会价值观和自私价值观的个体之间。在不平等条件下，低初始财富的个体面临明显限制：即使他们有动力建立经济上有价值的社会联系，也只能捐赠他们初始财富的限度。我们预期高能力个体会比低能力组成员捐赠更多，这种增加的捐赠部分是出于策略性考虑——他们捐赠更多是为了确保与高能力个体的社会联系，从而在后续的公共物品游戏中获得更多收益。这一可能性得到了初步验证，并在第三项研究中进一步探讨。研究2重复了不平等处理，但增加了对照组，其中捐赠不影响社会联系的建立（图1c）。如果高能力个体的捐赠是出于经济机会而非“真正的”亲社会价值观，那么当善意行为建立（高能力）伙伴的关系时，他们应该会捐赠更多，而在善意行为对后续社会联系建立没有影响时则不会如此。

**1.1 开放式参与和预先注册**
这两项实验都是有激励机制的，且不涉及欺骗行为，我们报告了所有的测量结果、操控手段和参与者排除情况。两项研究的数据、实验和分析代码均公开存储在OSF仓库中（https://osf.io/5mhek/overview?view_only=d5b6c2d287b54265b3bd29df96baadad）。对于研究1，我们通过AsPredicted（https://aspredicted.org/y4hk-b6qf.pdf）预先注册了实验设计、分析计划、样本量和排除标准。没有任何参与者被排除在分析之外。对于研究2，我们同样通过AsPredicted（https://aspredicted.org/yr83-nmk6.pdf）预先注册了实验设计、分析计划、样本量和排除标准。最终分析中没有参与者被排除在预注册的标准之外。

**2. 方法**
2.1. 参与者
研究1获得了苏黎世大学心理学研究所的伦理批准（批准编号22.10.5），且不涉及任何欺骗行为。参与者通过Prolific平台招募（N=240）。样本量是根据先前的研究（Brekke等人，2011；Hauge等人，2019）和使用G*Power（Faul等人，2007）进行的功效分析（双尾检验，α=0.05，1?β=0.80）确定的。在平等条件下检测到中等相关性（r≈0.30）需要n=80；因此我们招募了80名平等组参与者和160名不平等组参与者（80名高初始财富参与者，80名低初始财富参与者），总计N=240。

数据是在一次收集中获得的；48.33%的参与者自认为是女性，50.00%是男性，1.25%选择不透露性别，0.42%选择不回答。参与者的自我报告年龄在22至77岁之间；平均年龄为42.68岁，标准差为12.00岁。参与者提供了知情同意，并在参与后获得了全额补偿（3.50英镑）和根据他们在实验中做出的决策平均获得的1.48英镑（标准差=0.50英镑）。参与时间约为30分钟。

2.2. 实验程序和测量
参与者首先输入他们的Prolific ID，阅读信息说明书，并在线签署了知情同意书。在提供知情同意后，参与者被告知他们的决定以及其他参与者的决定将影响他们自己的报酬和其他人的报酬。说明中使用中立语言解释了所有规则。为了确保参与者认真参与，我们加入了三项注意力检查，并通知参与者如果三项检查中有任何一项未通过，他们将被排除在数据分析之外（预告中已说明）。没有参与者错过任何一项注意力检查，也没有任何参与者被排除在最终分析之外。

2.2.1. 社会价值取向
在进入主要任务之前，参与者完成了包含十五个项目的社会价值取向量表（Murphy等人，2011）。在这个量表中，参与者决定如何在自己和一个未知的他人之间分配资源。单位可以自我分配（以牺牲他人为代价来最大化个人利益），或者以利他主义的方式分配（牺牲自己的单位来造福他人）。为了使用SVO滑块测量来激励参与者的决策，参与者被随机配对两次，每次与另一位参与者配对。每对的选择都会得到报酬，每位参与者一次被选为分配者，一次被选为接收者。平均而言，参与者赚得了0.25英镑（标准差=0.01，范围：0.23–0.27英镑）。根据他们的决策模式，我们计算了参与者的社会价值取向角度，角度越大表示利他主义价值观越强，角度越小表示利他主义价值观越弱。

2.2.2 经济能力操纵
在完成社会价值取向滑块测量后，参与者收到了关于两人公共物品游戏的指令，并为这项任务提供了一笔初始财富（即操纵经济能力）（图1a）。在平等处理中，参与者获得了50个单位。在不平等处理中，参与者获得了25个单位（低初始财富）或75个单位（高初始财富）。为了验证对指令和任务结构的正确理解，参与者必须正确回答12个练习题才能继续进行。

2.2.3 基线公共物品游戏
参与者首先完成了一个基线两人公共物品游戏，以便熟悉任务并在利他主义捐赠阶段之前建立初步的合作水平。这确保了对公共物品机制的理解，并减少了主要实验任务指令期间的认知负担。这一阶段的数据没有包含在主要分析中，但可以在OSF上完全获取。
在这个任务中，两名参与者获得了一笔初始财富，并同时决定向公共物品贡献多少单位。贡献的金额会增加1.5倍，并在两名参与者之间平均分配。在不平等处理中，参与者分别对高初始财富和低初始财富的伙伴做出合作决策，其中一个决策将被随机选中进行支付。平均而言，参与者赚得了0.44英镑（标准差=0.19，范围：0.15–0.94英镑）。

2.2.4 种善行为（红十字会捐赠）
在完成基线公共物品游戏后，参与者被组织成四人小组，并为捐赠任务提供了一笔新的初始财富。这笔初始财富与他们在基线公共物品游戏中获得的财富相同。在平等处理中，参与者和其他三人都获得了50个单位。在不平等处理中，参与者获得了25个单位或75个单位，其他三人也获得了25个单位或75个单位（因此，总是有两个小组成员拥有25个单位的低初始财富，有两个小组成员拥有75个单位的高初始财富）。参与者可以使用他们的初始财富向红十字会进行捐赠，并被告知他们未捐赠的部分将计入他们的收益；因此，慈善捐赠对他们个人来说是有一定成本的。
在参与者进行捐赠之前，我们进一步解释说，两个最高捐赠者将被配对进行后续的两人公共物品游戏（“红色组合”），而两个最低捐赠者也将被配对（“蓝色组合”；图1b）。我们解释说，这些组合将参与两人公共物品游戏。对于这个任务，参与者将获得与他们在基线公共物品游戏中相同的新的初始财富，无论他们向红十字会捐赠了多少。因此，慈善捐赠将影响他们的个人收益以及他们将与谁配对进行公共物品的提供，但不会影响他们可用于两人公共物品的贡献金额。
在确认理解了指令后（参与者必须正确回答一个额外的练习题才能继续），参与者指出了他们想向红十字会捐赠的初始财富金额。这些捐赠被视为我们衡量种善行为的标准。参与者赚取了他们未捐赠给红十字会的单位数量。平均而言，参与者赚得了0.22英镑（标准差=0.18，范围：0–0.63英镑）。

2.2.5 公共物品贡献
参与者的初始财富被重置为原始值（在平等处理中为50个单位，在不平等处理中为25个单位或75个单位），以便他们可以对两人公共物品进行贡献。参与者两次指出他们对公共物品的贡献（顺序随机）——一次是在他们和其他人的捐赠将使他们组成“高捐赠组合”时（图1b），另一次是在他们将组成“低捐赠组合”时（图1b）。对于每种情况，参与者还估计了他们认为他们的合作伙伴将对公共物品贡献多少单位，并预测了自己的收益。在不平等处理中，参与者还预测了他们的合作伙伴将拥有高初始财富还是低初始财富。
我们通过以下方式激励公共物品的提供：将参与者随机分成四人小组，并将贡献最高的两个参与者和贡献最低的两个参与者配对，并根据他们保留的初始财富部分以及从两人公共物品游戏中获得的收益来计算他们的收益。如果参与者的捐赠金额相似，他们将被随机分配到不同的组合中。平均而言，参与者赚得了0.52英镑（标准差=0.22，范围：0.17–1.08英镑）。我们同样通过将参与者的估计与他们在“名义”小组中合作伙伴的实际贡献进行比较来激励预期。正确的估计使参与者赚取0.10英镑。参与者平均赚取了0.01英镑（标准差=0.02，范围：0.00–0.10英镑）。我们还将参与者的预期与他们在公共物品游戏中的实际收益进行了比较。参与者平均赚取了0.002英镑（标准差=0.02，范围：0.00–0.10英镑）。在不平等处理中，我们将参与者的预期与他们合作伙伴的初始财富进行了比较。参与者平均赚取了0.06英镑（标准差=0.05，范围：0.00–0.10英镑）。

2.2.6 探索性测量
在做出公共物品提供决策后，参与者指出了他们希望被分配到高捐赠组合还是低捐赠组合，并可以在开放式回答框中提供原因，同时参与者回答了关于他们在捐赠任务中经历的情绪的探索性问题（改编自Bianchi等人，2023年；Carpenter，2021年）。这些数据没有包含在主要分析中，但可以在OSF上完全获取。实验以报告人口统计信息（性别、年龄、教育程度、国家和收入）和总结讨论结束。

2.3 预先注册的假设和统计分析
我们预先注册了以下假设（我们注意对某些表述进行了轻微修改以便符合当前叙述）：
在平等处理中，（S1-H1a）具有较高社会价值取向角度的参与者将比更自私的参与者向慈善机构捐赠更多；（S1-H1b）在“高捐赠组合”中形成社会联系的频率更高，而具有较低社会价值取向的参与者将在“低捐赠组合”中形成社会联系的频率更高；以及（S1-H1c）在“高捐赠组合”中对公共物品的贡献将高于“低捐赠组合”。在不平等处理中，（S1-H2a）高初始财富的参与者将比低初始财富的参与者向慈善机构捐赠更多；（S1-H2b）在“高捐赠组合”中形成社会联系的频率更高，而低初始财富的参与者将在“低捐赠组合”中形成社会联系的频率更高；以及（S1-H2c）在“高捐赠组合”中对公共物品的贡献将高于“低捐赠组合”。
我们在R（版本4.4.3）中拟合了统计模型。我们使用（逻辑）回归模型来分析参与者的单个决策。如果参与者做出了重复的决策，我们使用了包含参与者随机截距的多层次（逻辑）模型，以解释独立性的违反。敏感性分析（双尾，α = 0.05，功效 = 0.80）表明，平等处理（n = 80）有足够的功效来检测社会价值与捐赠之间的相关性r ≥ 0.31。不平等处理（n = 160；80名高初始财富和80名低初始财富的参与者）能够检测到相关性r ≥ 0.22。所有报告的统计测试都是双尾的。完整结果可以在补充材料中找到。

3. 结果
在平等处理中，参与者几乎将他们一半的初始财富捐赠给了红十字会（平均值 = 49.35%，标准差 = 30.70%），正如预先注册的（S1-H1a）所述，具有更强社会价值观的参与者（即更高的社会价值取向角度）比具有较弱社会价值观的参与者向慈善机构捐赠了更多（图2a；b = 0.47，标准误 = 0.12，t(78) = 3.97，p < 0.001，95%置信区间[0.24, 0.71]；见在线补充材料表S1）。因此，与预先注册的S1-H1b一致，组合是根据社会价值观形成的，结果是更多的利他主义个体被分配到了高捐赠组合中（这一效应在100次随机分组中都是稳健的；中位数p = 0.009；最大值p = 0.045；表S2）。此外，与预先注册的S1-H1c一致，高捐赠组合的参与者在公共物品上投资更多（图3a；b = 9.36，标准误 = 1.22，t(79) = 7.69，p < 0.001，95%置信区间[6.96, 11.76]；表S3），他们预期他们的合作伙伴会更加合作（b = 12.91，标准误 = 1.15，t(79) = 11.22，p < 0.001，95%置信区间[10.64, 15.18]；表S4），并且当他们预期合作伙伴会更多合作时，他们自己也更加合作（b = 0.86，标准误 = 0.04，t(144.39) = 19.27，p < 0.001，95%置信区间[0.76, 0.96]；表S5）。高捐赠组合的参与者还预期自己会比低捐赠组合的参与者赚得更多（b = 11.49，标准误 = 1.75，t(79) = 6.55，p < 0.001，95%置信区间[8.03, 14.94]；表S6）。
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图2. 在平等条件下，捐赠与潜在的社会价值观相关，而不平等条件下则无关。（a）在平等条件下按社会价值取向划分的对红十字会的捐赠（分为自私个体与利他主义个体）。在平等条件下，具有利他主义价值观的参与者向红十字会捐赠更多。（b）在不平等条件下，无论社会价值观如何，高初始财富的参与者比低初始财富的参与者捐赠更多。对于社会价值取向，我们在分析中使用了参与者的连续社会价值取向角度，并在图（a）和（b）的面板中为了展示目的显示了社会价值类别。误差条表示95%的置信区间。（关于此图例中颜色的解释，请参阅文章的网络版本。）
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图3. 在平等和不平等条件下，高捐赠组合的合作程度更高。（a）在平等条件下的公共物品游戏中的相对合作率。高捐赠组合中的参与者合作更多。底部面板显示了按社会价值取向（SVO）划分的高捐赠组合和低捐赠组合的平均构成（中位数以上 = 绿色，中位数以下 = 黑色）。高捐赠组合由更多的中位数以上利他主义参与者组成。 （b）在不平等条件下的公共物品游戏中的相对合作率。参与者在高捐赠组合中再次合作更多。底部面板显示了按SVO（中位数以上 = 绿色，中位数以下 = 黑色）和按初始财富（低 = 黑色，高 = 红色）划分的高捐赠组合和低捐赠组合的平均构成。与低捐赠组合相比，高捐赠组合由更多的高初始财富参与者组成，但中位数以上的SVO参与者较少。误差条表示95%置信区间。每个图标代表10%的参与者。将参与者按捐赠金额排名后，将他们分为高捐赠组合和低捐赠组合。由于多名参与者捐赠的金额相似，他们被随机分配到前50%或后50%。这种随机分配重复了100次，底部面板中报告的组合构成反映了这100次随机分组的平均值。（关于此图例中颜色的解释，请参阅文章的网络版本。）

当参与者处于不平等处理中且初始财富分配不均等时，出现了一个明显不同的结果模式。当两名参与者被分配到高初始财富（75个单位），而另外两名被分配到低初始财富（25个单位）时，社会价值观不再预测捐赠行为（b = 0.15，标准误 = 0.11，t(157) = 1.33，p = 0.184，95%置信区间[?0.07, 0.37]；表S7）。相反，捐赠行为受到经济能力的驱动（与预先注册的S1-H2a一致）：高初始财富的参与者（平均值 = 32.15，标准差 = 23.84）比低初始财富的参与者（平均值 = 13.88，标准差 = 9.80；b = 18.91，标准误 = 2.91，t(157) = 6.49，p < 0.001，95%置信区间[13.15, 24.66]；表S7）捐赠得更多。值得注意的是，30.0%的低初始财富参与者恰好捐赠了25个单位，这是他们能捐赠的最大金额。因此，如果高初始财富的参与者希望通过善举确保自己留在高捐赠组合中，他们需要捐赠至少26个单位——不仅因为25是低初始财富参与者能捐赠的最大金额，也因为低初始财富的参与者通常确实捐赠了这个金额。我们确实观察到，超过一半（55%）的高初始财富参与者捐赠了超过25个单位——足以确保他们留在高捐赠组合中（图2b）。在这些44名参与者中，29.5%捐赠了略多于25个单位（26、27或30个单位），其中包括9.1%捐赠了恰好26个单位）。因此，配对是根据禀赋（按照预先注册的S1-H2b）来形成的，结果是高禀赋的参与者更多地被配对到高捐赠的配对中（这种效应在100次随机分组中都非常显著，以解释捐赠额的平等性；中位数p<.001；最大值p<.001；表S8），但不是根据潜在的社会价值观（100次随机分组；中位数p=.127；最小值p=.093；表S9）。从基于偏好到基于能力的社会关系形成的转变也反映在社会价值观与合作之间的相关性上（表S10）。在平等条件下，社会价值观与捐赠额呈正相关（r=0.41，p<.001，95%置信区间[0.21, 0.58]）和合作（r=0.49，p<.001，95%置信区间[0.30, 0.64]），并且捐赠额与合作有很强的关联（r=0.61，p<.001，95%置信区间[0.45, 0.73]）。然而，在不平等条件下，社会价值观与捐赠额（r=0.02，p=.804，95%置信区间[?0.14, 0.17]）或合作（r=0.11，p=.148，95%置信区间[?0.04, 0.27]）不再相关，而捐赠额仍然与合作有很强的关联（r=0.70，p<.001，95%置信区间[0.61, 0.77]）。将捐赠额作为禀赋的比例进行分析得出了类似的结论：在不平等条件下，社会价值观并不能预测捐赠额的比例（b=0.002，SE=0.002，t(157)=.83，p=.409，95%置信区间[?0.003, 0.01]；表S11）。此外，高禀赋的参与者（平均数M=42.87%，标准差SD=31.78%）向慈善机构捐赠的禀赋比例低于低禀赋的参与者（平均数M=55.50%，标准差SD=39.19%）（b=?0.12，SE=0.06，t(157)=?2.07，p=.040，95%置信区间[?0.23, ?0.01；表S11）。因此，在不平等条件下，高禀赋的参与者虽然捐赠的禀赋比例较低，但仍能进入高捐赠的配对。这种模式与这样的观点一致：善行是战略性地为了建立社会关系而做出的：低禀赋的参与者通常会尽其所能捐赠，平均而言捐赠的禀赋比例更大，而高禀赋的参与者只需捐赠略多于25个单位就能进入高捐赠的配对。重要的是，这种模式与参与者的社会价值观无关，进一步表明在不平等条件下，社会关系的形成较少受真正亲社会行为的影响，而更多受到与其他人建立联系所提供的经济机会的影响。

尽管高捐赠配对的形成并不是由社会价值观预测的，但合作水平与平等条件下的观察结果一致（图3b）。与预先注册的S1-H2c一致，高捐赠配对中的合作水平更高。高捐赠配对中的参与者将其禀赋的41.27%用于合作，而低捐赠配对中的参与者则没有（b=8.29，SE=1.10，t(159)=7.53，p<.001，95%置信区间[6.13, 10.45；表S12），这与参与者具有相同的经济能力并且配对基于社会价值观时的51%差异相当。参与者还期望在这些配对中从他们的伙伴那里获得更多的合作（b=8.03，SE=1.28，t(479)=6.28，p<.001，95%置信区间[5.52, 10.54；表S13），并且期望获得更多的收益（b=14.43，SE=1.55，t(159)=9.31，p<.001，95%置信区间[11.38, 17.47；表S14）。此外，在高捐赠配对中，参与者期望与高禀赋的伙伴配对（b=2.67，SE=0.28，z=9.67，p<.001，95%置信区间[2.13, 3.21；表S15）。关键的是，尽管高禀赋和低禀赋的参与者都更希望处于高捐赠配对中（分别为60%和57.5%），但高禀赋参与者的捐赠决策系统地排除了低禀赋参与者与他们建立社会关系的可能性，从而阻止了他们获得公共利益。低禀赋参与者被排除并不是因为他们不愿意合作，而是因为他们没有足够的手段来这样做。

4. 讨论
研究1表明，不平等改变了社会关系的形成方式。在平等条件下，捐赠和由此产生的社会关系反映了社会价值观的差异。在不平等条件下，社会价值观不再预测捐赠或社会关系的形成。相反，经济能力的差异决定了谁与谁建立联系。参与者开始根据经济能力而不是个人的社会价值观来区分。
社会价值观在不平等条件下不再预测捐赠的发现与这样一种观点一致：参与者出于策略性而非真正出于社会原因而表现出亲社会行为。从这个角度来看，一些高禀赋参与者的善行（例如向红十字会的捐赠）是战略性地用来与另一位高禀赋参与者建立社会关系，这承诺了后续更有利可图的交换。

然而，研究1仅提供了相关性证据，我们不能排除高禀赋参与者较高的绝对捐赠额仅仅反映了他们更大的经济能力的可能性。例如，高禀赋参与者可能因为感到有义务而向慈善机构捐赠更多，在这种情况下，观察到的隔离是由非战略因素驱动的。为了区分战略考虑和经济能力作为社会关系形成的因果驱动因素，我们在第二项研究中直接操纵了亲社会行为是否影响社会关系的形成。如果观察到的隔离仅仅反映了经济能力（高禀赋参与者因为拥有更多而捐赠更多，因此最终处于高捐赠配对中），这种操纵不应该影响个体捐赠的多少（高能力）。然而，当战略考虑重要时，我们预计（高能力）个体会在捐赠确实影响社会关系形成的情况下捐赠更多。

5. 方法
5.1. 参与者
研究2获得了苏黎世大学心理学研究所的伦理批准（批准编号22.10.5），并且没有使用任何欺骗手段。参与者通过Prolific平台招募（N=320）。样本大小是根据研究1确定的，在进行任何数据分析之前就已经确定。
数据是在一次性的波中收集的；48.4%的参与者被认为是女性，51.2%是男性，0.3%的人选择不透露性别。参与者的自我报告年龄在19到76岁之间；平均年龄M=43.06岁，标准差SD=13.00。参与者在参与后提供了知情同意，并收到了完整的解释。他们获得了3.50英镑的标准费用，以及根据他们在实验中做出的决策平均获得的1.75英镑（详见激励措施）。参与时间大约为30分钟。

5.2. 实验程序和测量
实验程序和测量与研究1中的不平等处理方法相同，以下是例外情况。
5.2.1. 善行（独裁者游戏捐赠）
参与者没有向红十字会捐赠，而是完成了一个一次性独裁者游戏作为善行的衡量标准，这使我们能够测试不同善行之间的普遍性。参与者决定向一个不属于他们四人小组的匿名参与者捐赠多少单位的禀赋。捐赠是个人成本：他们没有捐赠的部分将加到他们的收益中。平均而言，参与者获得了0.42英镑（标准差SD=0.26，范围：0–1.25英镑）。
参与者被随机分配到两种不同的处理组：连接组或分离组。在连接组中，参与者像在研究1中一样被告知，两个最高捐赠者将被配对进行后续的两个人公共物品游戏（“红色配对”），而两个最低捐赠者也将被配对（“蓝色配对”；图1c）。
在分离组中，捐赠不影响配对的形成（图1c）。参与者仅被告知他们将随机与四人小组中的另一名成员配对进行后续的公共物品游戏。说明强调了任务的独立性（例如，“在之前的任务中，你向一个与另一名参与者共享的共同账户贡献了资金。你将在之后重复这个决策任务。然而，首先你将参与另一个任务”。）这清楚地表明，之前的捐赠不会影响配对结果。

5.2.2. 公共物品贡献
后续的两个人公共物品游戏与研究1中使用的公共物品游戏相同。在连接组中，参与者两次表明他们的贡献（顺序随机）——一次是在他们的捐赠和他人的捐赠会将他们配对成高捐赠配对的情况下，另一次是在他们会被配对成低捐赠配对的情况下。
在分离组中，参与者表明了当与随机分配的伙伴配对时他们会贡献多少（“如果你不知道你被配对的是类型1[高]还是类型2[低]的参与者，你会向与另一名参与者共享的共同账户贡献多少单位？”）。对于每种情况，参与者还估计了他们认为他们的伙伴会贡献多少单位，预测了自己的收益，并表明他们认为他们的伙伴的禀赋是高还是低。

5.2.3. 激励
所有任务都有激励措施。社会价值导向滑块任务的收益是通过随机选择分配决策来确定的，这样每个参与者一次作为分配者，一次作为接收者获得报酬。平均而言，参与者从这个任务中获得了0.25英镑（标准差SD=0.01，范围：0.23–0.27英镑）。在基线公共物品游戏中，收益由参与者从自己的禀赋中保留的金额和共同公共物品产生的回报决定（贡献额乘以1.5并在配对的参与者之间平均分配）。平均而言，参与者从这个任务中获得了0.51英镑（标准差SD=0.22，范围：0.16–0.10英镑）。
我们对主要公共物品游戏进行了如下激励。我们将参与者随机分成四人一组。在连接组中，捐赠最多的两名参与者被配对，捐赠最少的两名参与者也被配对；在分离组中，参与者随机与四人小组中的一个人配对。我们根据参与者保留的禀赋部分和他们在两人公共物品游戏中获得的收益来计算收益。平均而言，参与者从这个任务中获得了0.51英镑（标准差SD=0.22，范围：0.16–0.10英镑）。

我们通过以下方式激励参与者：我们随机将参与者分成四人小组。在连接组中，捐赠最多的两名参与者被配对，捐赠最少的两名参与者也被配对；在分离组中，参与者随机与四人小组中的一个人配对。我们根据参与者保留的禀赋部分和他们在两人公共物品游戏中获得的收益来计算收益。平均而言，参与者从这个任务中获得了0.51英镑（标准差SD=0.22，范围：0.16–0.10英镑）。
我们还通过比较参与者的预期收益与他们的实际收益（M=0.001，标准差SD=0.02，范围：0.00–0.10）以及他们对伙伴禀赋的预期与伙伴的实际禀赋（M=0.05，标准差SD=0.05，范围：0.00–0.10）来激励他们的预期。

5.2.4. 额外测量
在连接组中的参与者指出了他们更愿意被放入高捐赠配对还是低捐赠配对，并可以在开放式回答框中提供原因。在两种处理模式下，实验结束后都有六个额外的激励性独裁者场景（在补充材料中报告），之后参与者报告了人口统计信息（性别、年龄），并接受了解释。

5.2.5. 预先注册的假设和统计分析
我们预先注册了以下假设（我们注意到为了适应当前叙述稍微修改了措辞）：
(S2-H1a) 被分配高禀赋的参与者在独裁者游戏中会比被分配低禀赋的参与者捐赠更多；
(S2-H1b) 高禀赋的参与者更经常在“高捐赠配对”中形成社会关系，而低禀赋的参与者更经常在“低捐赠配对”中形成社会关系；
(S2-H2a) 在“高捐赠配对”中对公共物品的贡献会高于“低捐赠配对”；
(S2-H2b) 参与者在“高捐赠配对”中期望获得更高的合作；
(S2-H2c) 参与者在“高捐赠配对”中期望获得更高的收益；
(S2-H3) 参与者在连接处理中的捐赠会比在分离处理中更多。
统计模型是在R（版本4.4.3）中拟合的。我们使用（逻辑）回归模型来分析参与者的单个决策。如果参与者做出了重复决策，我们使用了多层（逻辑）模型，并包括随机截距以考虑独立性的违反。敏感性分析（α=0.05，功效=0.80）表明样本大小足以检测到捐款之间的Cohen's d=0.45的效应。所有报告的统计测试都是双尾的。完整结果可以在补充材料中找到。

6. 结果
当捐赠决定了社会关系的形成（即连接处理）时，结果复制了研究1的结果。与预先注册的S2-H1a一致，高禀赋的参与者（平均数M=32.8，标准差SD=19.2；研究1：M=32.15）比低禀赋的参与者（平均数M=15.7，标准差SD=9.28，研究1：M=13.88）捐赠得更多。复制研究1的结果，高禀赋的参与者（平均数M=43.7%，标准差SD=25.6%）向慈善机构捐赠的禀赋比例低于低禀赋的参与者（平均数M=62.9%，标准差SD=37.1%），并且高禀赋参与者的社会价值观并不能预测捐赠的比例（b=0.19，SE=0.22，t(78)=0.88，p=.379，95%置信区间[?0.24, 0.62，表S16）。同样，许多（33.75%）低禀赋的参与者捐赠了恰好25个单位，这是他们能捐赠的最大金额。大多数高禀赋的参与者（70%）捐赠的金额超过了25个单位（研究1：55%）。在这些56名参与者中，37.5%只捐赠了略多于25个单位（26、27或30个单位），其中包括16.1%捐赠了恰好26个单位。因此，许多高禀赋的参与者确保了自己进入高捐赠配对（与预先注册的S2-H1b一致），有效地阻止了低禀赋的参与者进入高捐赠配对。
与预先注册的S2-H2a一致，高捐赠配对中的合作水平再次更高（b=7.64，SE=1.04，t(159)=7.38，p<.001，95%置信区间[5.61, 9.67；表S17）。这些配对中的参与者也像在研究1中一样，期望从他们的伴侣那里获得更多的合作（b = 7.88，SE = 1.31，t(479) = 6.03，p < .001，95% CI [5.32, 10.44]；表S18），预期能获得更多的收益（b = 12.23，SE = 1.55，t(159) = 7.87，p < .001，95% CI [9.17, 15.28]；表S19），并且期望更频繁地与高资源量的伴侣建立联系（b = 3.02，SE = 0.29，z = 10.27，p < .001，95% CI [2.44, 3.60]；表S20）（这与预先注册的S2-H2b和S2-H2c一致）。当捐款不决定社会关系的形成时（即断开连接的处理情况），参与者的决定发生了显著变化（图4）。与我们的预先注册假设S2-H3一致，断开连接的处理情况下的捐款显著低于连接处理情况下的捐款（b = ?17.78，SE = 2.99，t(158) = ?5.95，p < .001，95% CI [?23.68, ?11.87]；表S21）。当捐款不再影响社会关系的形成时，只有16.25%的高资源量参与者捐赠了超过25个单位（而在连接处理情况下这一比例为70%），他们的平均捐款量下降到15.00个单位（SD = 18.60）。只有一名高资源量参与者捐赠了略多于25个单位（30个单位；没有参与者恰好捐赠了26个单位）。同样，低资源量参与者的捐款量也下降到了5.81个单位（SD = 7.42）。捐赠量的显著下降表明，在统计上来说，捐赠行为主要是出于策略性考虑，而不是真正的社会价值观。当亲社会行为不再影响建立经济上有益的社会关系的机会时，参与者更有可能选择不进行捐赠。

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图4. 在不平等的情况下，捐赠行为具有策略性。当捐款影响社会关系的形成时（即连接处理情况），参与者捐赠的金额更多；而当捐款对他们匹配的对象没有影响时（即断开连接的处理情况），捐赠金额较少。误差条表示95%的置信区间。

7. 总讨论
人类从社会联系中受益，并通过亲社会行为与他人建立合作关系。因此，善举可以反映一个人的社会价值观和对他人福祉的普遍关怀，但并非必须如此。实际上，在建立互利合作的社会关系的背景下，善举可能是出于策略性动机，以获得更有利的社会关系。当所有个体具有相同的经济合作能力时，具有更高社会价值观的参与者表现得更为亲社会，并且更有可能与同样具有亲社会倾向的人建立联系（Barclay, 2013; Barclay & Willer, 2007; Baumard et al., 2013; Brekke et al., 2011; Hauge et al., 2019; Roberts, 1998; Sylwester & Roberts, 2010; Van Winden, 2021）。真正的亲社会个体更有可能通过善举找到彼此并建立合作关系。然而，当个体在亲社会行为和合作能力上存在差异时，善举与潜在社会价值观之间的联系就消失了。相反，平均而言，高能力个体似乎利用善举来与其他高能力个体建立联系。与此一致的是，当亲社会行为不再能影响他们与谁建立联系时，高能力个体的捐赠行为显著减少。

这种善举的策略性使用可能超出我们的实验环境。公共的慷慨行为，如慈善捐款（Andreoni & Petrie, 2004; Bereczkei et al., 2007; Brammer & Millington, 2005; Milinski et al., 2002a）和环保行为（Griskevicius et al., 2010; Sexton & Sexton, 2014），可以作为一个人作为互动伙伴的价值的有成本信号。当这些行为被观察到时，个体可能会为了获得声誉利益而采取亲社会行为；但当个体匿名时，人们往往会减少捐赠（Barclay, 2004; Hardy & Van Vugt, 2006; Kraus & Callaghan, 2016; Milinski et al., 2002b; Semmann et al., 2004）。尽管如此，匿名性并不总能消除策略性自我利益：如果这样做能够保持未来合作的可能性，个体仍然可能会帮助他人（Pleasant & Barclay, 2024）。在某些情况下，个体甚至会操纵或夸大自己的声誉以获得利益（Antonioni et al., 2016; Barclay & Willer, 2007）。

研究结果揭示了一个核心谜题：为什么合作有时会在广泛、包容的网络中蓬勃发展，而在其他时候却似乎集中在封闭、排外的群体中。我们发现，在平等的情况下，亲社会性以一种对所有人开放的方式影响了关系的形成：任何人只需通过亲社会行为就可以加入合作网络。在这样的网络中，合作可以蓬勃发展，并使每个人都受益。然而，在不平等的情况下，社会关系的形成趋向于排外：高能力个体更经常彼此建立联系，从而排除了那些愿意合作但能力较低的个体。这种排外性并不罕见也不微不足道。精英俱乐部和慈善圈子通常需要昂贵的贡献，这将那些资源较少的人排除在外（另见Brammer & Millington, 2005; Buchanan, 1965; Marciano, 2021）。这可能会加剧经济不平等：资源更多的人更有可能相互联系，从这些联系中受益，并进一步集中他们的优势（Melamed et al., 2022; Snijder et al., 2024; Staab, 2024; Stallen et al., 2023）。

尽管大多数参与者调整他们的亲社会行为是为了获得理想的社会关系（即出于自我利益），但由此产生的合作并不一定是更为自私或不真诚的。也许参与者将这些策略性形成的关系视为长期实际关系的一部分，例如在排他性俱乐部中，持续的合作对于持续融入和互利是必不可少的。另一种可能性是参与者有条件地合作（Fischbacher et al., 2001, Keser & Van Winden, 2000, Th?ni & Volk, 2018）。如果高捐款使参与者预期高捐款者也会更多地合作，那么即使在一次性互动中，高捐款配对中的合作也可能更多。这种解释与我们的结果一致，即参与者预期高捐款配对中的伴侣会更多地合作。另一种可能性是，一旦参与者投入努力获得了理想的伴侣，他们可能会感到有压力要持续保持之前的选择（Akerlof & Dickens, 1982, Festinger, 1962）。因此，即使善举在建立社会关系时部分出于策略性目的，这些关系中的合作也不必完全是机会主义的。

我们的结论和启示来自于一个简化的实验设置。我们明确告知参与者，他们的捐款将决定社会关系的形成（或在研究2中不决定）。这使我们能够直接测试亲社会性是否对其建立社会关系的后果作出反应。然而，在许多现实世界的环境中，亲社会性和社会关系之间的联系既不明显也不保证。善举可能只是概率性地影响社会关系的形成，个体可能不确定他人如何观察或评价他们的行为（例如，Bateson et al., 2006; Berman & Silver, 2022）。社会关系和合作发展的其他关键因素，如自由选择伴侣、重复互动和声誉动态，可能会放大或减弱这些效应，因此对未来研究构成了重要问题。我们的设计也不允许直接识别潜在的动机。尽管在不平等处理中，高能力参与者的较高捐款与试图获得相似能力伙伴的接入是一致的，但观察到的行为可能反映了真实的亲社会价值观和策略性考虑的混合。另一种可能性是，经济能力的差异不仅会影响可观察的行为，还会影响个体的（真实的）亲社会价值观。尽管我们的设计无法直接测试这一点，但最近的一项大规模元分析发现，较高的社会阶层与亲社会行为的轻微增加有关（r = 0.065）（Wu et al., 2025）。重要的是，社会阶层与其他亲社会特质（如宜人性、诚实-谦逊和同理心）基本上无关。问题是，这种亲社会行为在多大程度上是真实的，或者高阶层个体的较高亲社会水平是否由于他们拥有更多的资源。

总的来说，我们的发现提供了对人类亲社会性的更细致的理解。虽然亲社会性可以促进捐赠、给予和合作，但在不平等条件下，它也可能强化排斥行为，并且一旦失去其战略价值，亲社会性就会迅速下降。亲社会性不仅是在自我利益之外产生的，也正是因为自我利益的存在。