句國棟

加拿大阿爾伯塔大學(xué)

中國研究院博士后研究員

南京大學(xué)

中華文明數(shù)智創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)室特約研究員

陳云松

南京大學(xué)

社會學(xué)院

教授

中間偏好：量表應(yīng)答模式的全球測量與文化機(jī)制

來源 | 《社會學(xué)研究》2025年第4期

作者 | 句國棟、陳云松

責(zé)任編輯 |劉保中

不同的文化塑造了多樣性的思維方式，使來自不同文化背景的受訪者在回答李克特量表時表現(xiàn)出系統(tǒng)性的應(yīng)答偏好差異?；?981—2022年、覆蓋106個國家或地區(qū)、共計43萬多份樣本的七期世界價值觀調(diào)查合并數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建中間偏好指數(shù)以測量個體采用中間應(yīng)答模式的概率。研究發(fā)現(xiàn)，不同文化區(qū)的中間偏好指數(shù)由高到低排列為：東亞儒家文化區(qū)>英語文化區(qū)和天主教、東正教、新教歐洲文化區(qū)>西亞和南亞文化區(qū)>拉美文化區(qū)>非洲和伊斯蘭文化區(qū)；儒家文化區(qū)中間偏好程度最高的主要原因是受訪者更傾向溫和應(yīng)答而非中點(diǎn)應(yīng)答；但儒家文化區(qū)受訪者在面對家庭倫理與是非判斷類問題時，有更高概率做出極端應(yīng)答。

一、引言

不同的文化傳統(tǒng)塑造了多樣性的思維方式，使不同文化背景的人群在面對需要做主觀選擇的情境時，往往表現(xiàn)出特定的群體偏好。作為當(dāng)代社會科學(xué)研究中應(yīng)用最為廣泛的定序測量方法，李克特量表（簡稱“李氏量表”）為個體主觀的態(tài)度、觀念和心理提供了一種“客觀可比”的測量標(biāo)度(Joshi et al., 2015)。然而，來自不同文化背景的受訪者在面對同樣的李氏量表問題時，常常表現(xiàn)出差異性的應(yīng)答模式偏好，比如更傾向選擇位于兩端的選項(xiàng)即極端應(yīng)答模式（extreme response style）或位于非兩端的選項(xiàng)即中間應(yīng)答模式（middle response style）等。已有研究發(fā)現(xiàn)，來自中日韓等地區(qū)的受訪者相比歐美地區(qū)的受訪者更傾向選擇非端點(diǎn)的選項(xiàng)（Chen et al.，1995;Peng & Nisbett,2000）。也就是說，面對相同的問題，歐美受訪者會更多地選擇“完全同意”或“完全不同意”式的選項(xiàng)，而來自東亞地區(qū)的受訪者更可能選取“比較同意”或“比較不同意”式的選項(xiàng)。這種應(yīng)答模式的偏好獨(dú)立于受訪者對問題本身的看法，卻影響著個體的應(yīng)答結(jié)果。如果對此不加考量，就可能在基于李氏量表的測量過程尤其是涉及跨地區(qū)和文化比較的研究里引入系統(tǒng)性偏差。

現(xiàn)有針對這一問題的研究主要集中在心理學(xué)領(lǐng)域，并將它視為一種可能影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術(shù)問題。然而，已有研究面臨研究結(jié)果碎片化、邏輯鏈條不清晰、問題與方法限制、區(qū)域與學(xué)科不均衡等困境，并且欠缺全球尺度下對不同地區(qū)人群表現(xiàn)出系統(tǒng)性的應(yīng)答模式差異的統(tǒng)一測量和文化解釋。本文基于社會學(xué)和人類學(xué)視角，將特定文化區(qū)的人群表現(xiàn)出相似的應(yīng)答模式視為一種文化行為模式，基于各文化區(qū)的思維和文化特征預(yù)測來自不同文化背景的受訪者在中間應(yīng)答模式偏好上的差異。我們使用1981—2022年、覆蓋全球106個國家或地區(qū)、共計43萬多份樣本的七期世界價值觀調(diào)查合并數(shù)據(jù)，選取197項(xiàng)需要受訪者主觀判斷且包含4層及以上李氏量表定序選項(xiàng)的變量，在個體層次構(gòu)造取值在［0,1］區(qū)間內(nèi)的中間偏好指數(shù)來測量個體在回答主觀問題時采用中間應(yīng)答模式的概率。我們采用著名的英格爾哈特文化分區(qū)框架（Inglehart，2006）將全球劃分為包括東亞儒家文化區(qū)在內(nèi)的八個文化區(qū)域，通過多層線性回歸、對單個變量逐次回歸計數(shù)、從年齡—時期—世代維度分解樣本等方法檢驗(yàn)不同文化區(qū)域在中間應(yīng)答偏好上的系統(tǒng)性差異，區(qū)分中點(diǎn)應(yīng)答模式與溫和應(yīng)答模式偏好，并探討調(diào)查問題內(nèi)容對受訪者是否采用中間應(yīng)答模式的影響。

我們的結(jié)果顯示不同文化區(qū)的中間偏好指數(shù)排布次序整體呈現(xiàn)“東亞儒家文化區(qū)>英語文化區(qū)和天主教、東正教、新教歐洲文化區(qū)>西亞和南亞文化區(qū)>拉美文化區(qū)>非洲與伊斯蘭文化區(qū)”的梯次，且在縱向時間維度保持穩(wěn)定。即使在排除多種內(nèi)生性干擾因素后，來自儒家文化區(qū)的受訪者相比于其他文化區(qū)的人們?nèi)匀槐憩F(xiàn)出更明顯的中間偏好。進(jìn)一步分析表明，這種差異主要是由于儒家地區(qū)的人們更傾向“表達(dá)觀點(diǎn)但避免極端”而非“保持中立、不具傾向”的偏好。尤其是儒家文化區(qū)的人們在面對涉及家庭倫理和是非判斷類問題時，會表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的認(rèn)同或反對態(tài)度，而其他文化區(qū)受訪者則無此傾向。多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)保障了本研究結(jié)果的可靠性。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文在以下方面做出了原創(chuàng)性的貢獻(xiàn)。首先，本文基于覆蓋更全、更大規(guī)模和更長時段的調(diào)查，從理論和方法層面顯著擴(kuò)展了現(xiàn)有對量表應(yīng)答模式的研究，首次為應(yīng)答模式的跨文化比較提供了全球尺度測量和長時期追蹤。其次，本文提出了“中間偏好指數(shù)”這一概念，不僅為個體層面的中間應(yīng)答傾向建立了科學(xué)測量指標(biāo)，而且可以將其推廣到各項(xiàng)大型社會調(diào)查中，從而為個體的行為和所處文化環(huán)境因素之間搭建起新的橋梁和分析框架。最后，本文有助于具有全球視野的中國哲學(xué)社會科學(xué)自主知識體系的構(gòu)建。中間偏好指數(shù)既植根于本土文化，又具有跨文化的解釋力，因而本文的議題、概念、方法和數(shù)據(jù)有望啟發(fā)更多具有國際視野的本土研究，并在國際學(xué)術(shù)對話中提升中國本土研究的影響力。

接下來，我們在文獻(xiàn)綜述部分系統(tǒng)回顧社會調(diào)查中不同的應(yīng)答模式，總結(jié)現(xiàn)有心理學(xué)領(lǐng)域的研究積累和不足，預(yù)測不同文化區(qū)域之間應(yīng)答模式的梯次。隨后，我們介紹研究使用的數(shù)據(jù)變量和實(shí)證策略。我們的實(shí)證結(jié)果分三節(jié)呈現(xiàn)，依次確認(rèn)不同文化區(qū)域之間中間偏好指數(shù)的系統(tǒng)性差異和梯次，驗(yàn)證這種梯次在年齡和世代層面的穩(wěn)健性，區(qū)分中點(diǎn)應(yīng)答與溫和應(yīng)答，并探討調(diào)查問題內(nèi)容對個體應(yīng)答模式的影響。最后，我們對本文的發(fā)現(xiàn)進(jìn)行總結(jié)和討論。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）李氏量表應(yīng)答模式區(qū)分

李氏量表源于心理學(xué)領(lǐng)域，盛行于各類社會調(diào)查。在社會調(diào)查問卷中，李氏量表的問題為受訪者提供一套固定且有梯度的選項(xiàng)，如從“完全不同意”到“完全同意”，并要求受訪者基于自身主觀傾向進(jìn)行選擇（Joshi et al.，2015）。這一方法為測量個體主觀性的態(tài)度、觀念、行為選擇和心理動機(jī)提供了一種“可比”的標(biāo)準(zhǔn)化尺度，從而極大地拓展了社會科學(xué)的研究視域。然而，已有研究注意到個體在回答李氏量表問題時存在無關(guān)問題內(nèi)容的應(yīng)答模式偏好。這種偏好在跨區(qū)域?qū)Ρ戎杏葹橥怀?，并會對?shù)據(jù)效度、分析方法與結(jié)果解讀等各個環(huán)節(jié)造成影響。對這一問題的關(guān)注目前主要集中在心理學(xué)領(lǐng)域，研究者區(qū)分了極端應(yīng)答、中間應(yīng)答、默認(rèn)應(yīng)答（acquiescence response style）、默否應(yīng)答（dis-acquiescence response style）、社會偏好應(yīng)答（social desirability response）等模式。其中，后三者主要受問題形式和內(nèi)容影響，通過改變問題形式、采用隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)（ramdomized controlled trial）等方式能夠有效避免（Smith, 2004）；但前兩者的影響則更為廣泛且隱秘，并與受訪者的文化環(huán)境和思維方式緊密相關(guān)。

極端應(yīng)答模式指受訪者在應(yīng)答時更傾向于選取“完全（不）同意”等處在定序量表兩端的選項(xiàng)，中間應(yīng)答模式則傾向于選取量表非兩端的選項(xiàng)。因此，極端應(yīng)答模式和中間應(yīng)答模式本質(zhì)上是從不同角度描述同一現(xiàn)象的一對概念。一些研究將中間應(yīng)答模式進(jìn)一步區(qū)分為中點(diǎn)應(yīng)答模式（midpoint response style）和溫和應(yīng)答模式（mild response style），其差別在于是更傾向于選擇“絕對中立、沒有意見”的選項(xiàng)還是“溫和而清晰”地表達(dá)同意與否的觀點(diǎn)。這些應(yīng)答模式偏好的存在會導(dǎo)致不同個體間的對比變得不再“客觀”，如假設(shè)兩個受訪者分別具有極端和溫和的應(yīng)答偏好，相同程度的觀念可能使他們各自做出“完全同意”和“比較同意”的選擇。當(dāng)這種偏好差異并非隨機(jī)式地出現(xiàn)在個體之間，而是與受訪者人口學(xué)特征及地理文化背景等關(guān)聯(lián)，就會帶來不同群體間的系統(tǒng)性應(yīng)答差異，并影響調(diào)查結(jié)果的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、協(xié)方差等關(guān)鍵特征（Baumgartner & Steenkamp, 2001）。那么，不同的應(yīng)答模式因何而來？心理學(xué)領(lǐng)域的已有研究從調(diào)查技術(shù)設(shè)置、個體層面因素和群體層面因素等三個方面做出解釋。

（二）現(xiàn)有解釋與缺陷

大量已有的研究分析了社會調(diào)查的不同環(huán)節(jié)對受訪者應(yīng)答模式的影響。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)李氏量表選項(xiàng)數(shù)量、是否含有絕對中立選項(xiàng)、選項(xiàng)標(biāo)簽方式、數(shù)據(jù)收集方式、問卷調(diào)查使用的語言等因素均會對受訪者的應(yīng)答模式偏好造成影響，且不同研究存在差異性的結(jié)論（Weijters et al.，2010；Kieruj & Moors,2013）。這些研究通常采用控制其他變量并變更特定調(diào)查環(huán)節(jié)的對照實(shí)驗(yàn)進(jìn)行測量，其研究結(jié)果提醒我們，不同社會調(diào)查項(xiàng)目生產(chǎn)的數(shù)據(jù)由于實(shí)施細(xì)節(jié)往往存在差異而不宜直接進(jìn)行比較。

大多數(shù)已有研究關(guān)注受訪者個體層面的特征對應(yīng)答模式偏好的影響。根據(jù)個體層面特征的具體內(nèi)容，可將這種影響分為兩類：一是人口學(xué)變量和客觀個體特征的影響；二是個體主觀心理因素的影響。就前者而言，性別、年齡、教育等因素對應(yīng)答模式偏好的影響并不一致，已有研究往往得出差異性乃至相反的結(jié)果，如現(xiàn)有研究中同時存在支持男性更可能表現(xiàn)出極端應(yīng)答模式（Harzing,2006;Meisenberg & Williams,2008）、女性更可能表現(xiàn)出極端應(yīng)答模式（Weijters et al.，2010）和應(yīng)答模式不存在性別差異（Grimm & Church,1999）等不同結(jié)論的證據(jù)。此外，個體收入水平或社會經(jīng)濟(jì)地位一般與極端應(yīng)答模式呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（Meisenberg & Williams,2008）。人口學(xué)變量中對應(yīng)答模式偏好影響最突出的因素是受訪者的種族。相關(guān)研究顯示，相較于白人群體，黑人和西班牙裔人群更可能選擇極端應(yīng)答模式（Bachman & O’Malley,1984），亞裔人群則更為偏好中間應(yīng)答模式（Hui & Triandis,1989）。

個體的主觀心理動機(jī)與應(yīng)答模式偏好存在更為密切且穩(wěn)健的關(guān)聯(lián)。例如，個體對不確定性的規(guī)避、對二元思維與決定論的偏好，以及更強(qiáng)的外向性、沖動型和功利主義等心理學(xué)特征均與極端應(yīng)答模式偏好存在正相關(guān)關(guān)系（Naemi et al.，2009）；而個體的逃避心理、謙遜節(jié)制心態(tài)及風(fēng)險規(guī)避偏好則與中間應(yīng)答模式偏好存在正相關(guān)關(guān)系（Ayidiya & McClendon,1990;Peng & Nisbett,2000）。

在使用李氏量表進(jìn)行跨文化比較研究中，考慮群體間應(yīng)答模式差異尤為關(guān)鍵。已有研究證明，區(qū)域?qū)用孀兞繉κ茉L者應(yīng)答模式的影響遠(yuǎn)大于個體人口學(xué)變量和心理特征等因素，即受訪者應(yīng)答模式偏好在同一區(qū)域內(nèi)部趨近而在不同區(qū)域之間差異明顯（Meisenberg & Williams,2008）。并且，區(qū)域間受訪者應(yīng)答模式偏好的差異更可能對跨文化比較研究的結(jié)果造成系統(tǒng)性影響。比如，已知日本受訪者相較美國受訪者更可能呈現(xiàn)中間應(yīng)答偏好（Chen et al.，1995），則如果觀察到兩邊面對同一問題時選取“完全同意”的概率相等，那么這其實(shí)可能意味著日本受訪者對此問題有更強(qiáng)烈的認(rèn)同。

現(xiàn)有針對應(yīng)答模式的跨文化研究主要從兩個層面開展：第一，觀測和比較不同區(qū)域受訪者應(yīng)答模式的差異；第二，基于不同地區(qū)的文化屬性特征解釋應(yīng)答模式差異的原因。前者的主要發(fā)現(xiàn)包括，東亞地區(qū)受訪者相較歐美地區(qū)受訪者更可能表現(xiàn)出中間應(yīng)答模式偏好（Peng & Nisbett,2000）；南歐國家受訪者相對西歐和北歐國家受訪者表現(xiàn)出更強(qiáng)的極端應(yīng)答模式偏好（Harzing,2006）；西班牙裔人群、非洲與拉美地區(qū)受訪者整體的極端應(yīng)答模式偏好更為強(qiáng)烈（Hui & Triandis,1989）等。對于后者，已有研究一般基于特定區(qū)域文化特征與受訪者應(yīng)答模式的統(tǒng)計學(xué)相關(guān)性嘗試做出解釋，如用心理學(xué)集體主義和個體主義概念解釋東亞與歐美地區(qū)應(yīng)答模式的系統(tǒng)性差異（Chen et al.，1995）；將南歐與北歐間應(yīng)答模式的差異歸因于規(guī)避不確定性（Harzing,2006）等。

以上心理學(xué)研究雖然為測量與解釋跨文化應(yīng)答模式差異提供了寶貴的知識積累，但仍存在一些不足。第一，研究結(jié)果碎片化。由于數(shù)據(jù)覆蓋范圍限制，已有跨文化研究一般選取特定區(qū)域進(jìn)行對比，而難以實(shí)現(xiàn)對全球范圍的廣泛覆蓋。而且不同研究所用的數(shù)據(jù)在調(diào)查環(huán)節(jié)和內(nèi)容上通常存在差異，使得分散研究的量化結(jié)果難以通過元分析進(jìn)行整合，也無法支撐起全球尺度測量所需要的樣本代表性和縱向連貫性。第二，邏輯鏈條不清晰。現(xiàn)有研究提供的跨文化解釋主要基于應(yīng)答模式偏好與區(qū)域特定文化特征間的統(tǒng)計學(xué)相關(guān)性，而諸如個體主義與集體主義、權(quán)力距離等變量缺乏直接決定個體選擇兩端選項(xiàng)還是非兩端選項(xiàng)的邏輯鏈條，且不同維度的心理學(xué)特征之間往往互相關(guān)聯(lián)（如心理學(xué)領(lǐng)域常用的霍夫斯泰德的文化六維度模型）（Hofstede,2011），使得這些因素的作用機(jī)制和范圍難以被清晰界定（Van Vaerenbergh & Thomas,2013）。此外，已有解釋框架停留在這些常用的心理學(xué)指標(biāo)，無法追溯到影響這些指標(biāo)的更深層次的文化根源。第三，問題與方法限制。已有研究主要依靠心理學(xué)領(lǐng)域的調(diào)查數(shù)據(jù)開展，且這些調(diào)查本身常聚焦特定的議題，在問卷覆蓋內(nèi)容上有所側(cè)重。但個體應(yīng)答模式傾向又受問卷內(nèi)容的影響，從而導(dǎo)致不同研究結(jié)果間的偏差。因此，選取規(guī)模更大、范圍更廣、議題設(shè)置更為豐富的國際綜合社會調(diào)查有望獲得較現(xiàn)有研究更為準(zhǔn)確可靠的結(jié)果。第四，區(qū)域與學(xué)科不均衡。已有研究主要集中在西方心理學(xué)領(lǐng)域，相關(guān)議題尚未引起國內(nèi)研究和其他社會科學(xué)領(lǐng)域研究的關(guān)注。然而，個體應(yīng)答模式關(guān)聯(lián)著區(qū)域性的社會文化脈絡(luò)，社會學(xué)和人類學(xué)擅長對這些“文化基因”的挖掘、闡釋和解析。更重要的是，目前心理學(xué)領(lǐng)域仍將跨文化的應(yīng)答模式偏好差異視為一種影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術(shù)問題，但應(yīng)答模式偏好本身投射出受訪者的思維和行動細(xì)節(jié)，背后潛藏的豐富的社會學(xué)和人類學(xué)含義有待深入探索。

（三）文化行為模式的影響

應(yīng)答模式偏好本質(zhì)上是個體基于主觀思維方式和行為慣習(xí)表現(xiàn)出的日常決策方式，而群體間應(yīng)答模式的系統(tǒng)性差異源于所處文化環(huán)境的不同。已有研究中區(qū)域、種族等因素對應(yīng)答模式偏好的顯著解釋力所指向的也是這些群體間的文化差異。因此，我們將特定群體表現(xiàn)出趨同的應(yīng)答模式偏好視為一種文化行為模式，也就是上節(jié)所說的“文化基因”。已有研究顯示，文化傳統(tǒng)通過影響價值觀念、思維認(rèn)知、處事方法（Cooke & Rousseau,1988；Schwartz,1994;Nisbett et al.，2001）等方面來作用于個體的日常實(shí)踐并形塑其行為模式。因此，我們將文化行為模式定義為處在同一或近似文化共同體的人群，因受特定思想文化規(guī)范的影響而在個體層面認(rèn)同并實(shí)踐一種特定的行為模式。這種文化行為模式的養(yǎng)成不僅來自正式教育，也可能來自家庭、族群和社區(qū)中的代際傳承，或來自日常生活中對社會現(xiàn)實(shí)規(guī)范的習(xí)得，乃至以上途徑的綜合作用。

我們從不同區(qū)域的文化思想脈絡(luò)和社會歷史環(huán)境來理解個體應(yīng)答模式偏好的區(qū)域差異。在中國等受儒家文化影響的東亞國家和地區(qū)，中庸思想流傳廣泛，在一定程度上使得個體更傾向中間選擇。中庸思想強(qiáng)調(diào)“喜怒哀樂之未發(fā)，謂之中。發(fā)而皆中節(jié)，謂之和”（《禮記·中庸》），個體的觀點(diǎn)和情緒需要恰當(dāng)且有節(jié)制的表達(dá)，避免“過猶不及”（《論語·先進(jìn)》）的極端境地。盡管中庸最初被視作一種僅針對圣賢君子而非普及所有民眾的道德追求——“中庸之為德也，其至矣乎！民鮮久矣”（《論語·雍也》），但隨著儒學(xué)長期在中國和東亞周邊擔(dān)任主流的價值教化體系，中庸被不斷內(nèi)化為整體社會與普通民眾的思想準(zhǔn)則，也逐漸獲得了指導(dǎo)和教化社會成員日常行為的文化影響力。

宋儒之前，已有鄭玄、何晏等為《中庸》作傳注，不斷提高其在儒家經(jīng)典中的地位（陳來，2018），但其影響主要仍限制在知識精英之間。朱熹（1983）將中庸理解為“天下之正道、定理”，并強(qiáng)調(diào)中庸“人所同得，初無難事”，是社會中不論賢愚都可踐行的。隨著《四書》成為科舉考試的核心內(nèi)容，中庸思想的影響亦逐漸浸潤到社會的各個角落。即使個體并非志在科舉的讀書人，也大概率聽說過中庸的概念，理解其大概含義，并被引導(dǎo)遵循其教化（張德勝等，2001）。此外，道釋二家作為中華文化的另兩處源頭亦與中庸思想有緊密而頻繁的互動和融合（陳來，2018）；而受儒家文化影響的東亞其他國家如日本、韓國等，也各自對中庸思維進(jìn)行本土化的傳播和發(fā)揚(yáng)（李之林等，2019；Baker，2023）。以上過程均助推中庸由一種精英道德發(fā)展為一種面向儒家文化區(qū)的全民素養(yǎng)?，F(xiàn)實(shí)生活中，許多人未必理解中庸的原始涵義或認(rèn)同其教化理念，但仍然在處世交往中秉持不偏不倚的原則，在生活與行動中保持“適度”與平衡，避免過猶不及的境地。因此，我們推論，這種“文化基因”會使東亞儒家文化區(qū)的人群在回答李氏量表問題時表現(xiàn)出突出的中間選擇偏好。

無獨(dú)有偶，在相近的歷史時段里，西方哲學(xué)家亞里士多德（2003）提出了中道原則。亞里士多德認(rèn)為，欲養(yǎng)成卓越的人格，個體需要在情緒與行動中恪守相對中間的選擇（Urmson,1973），并通過理性和智慧將情緒與行為控制在“過”與“不及”之間的適當(dāng)范圍內(nèi)。盡管中庸和中道根植于不同的哲學(xué)與思想背景，在哲學(xué)根基、實(shí)踐方式、歷史影響等角度存在差異（余仕麟，2003；Xia,2020），不過中道原則同樣指向中間偏好式選擇。但與中庸不同的是，中道原則在西方世界更多地被視為一種哲學(xué)命題，缺乏指導(dǎo)社會成員日常行為的普遍影響力。除中庸與中道外，佛家也獨(dú)立地提出過與中庸和中道類似的概念（葉少勇，2017）?？紤]到古希臘哲學(xué)在西方社會、佛教文化在南亞地區(qū)仍具有一定的影響力，我們推論南亞地區(qū)的中間選擇偏好程度應(yīng)低于儒家文化區(qū)但高于其他地區(qū)。

人類學(xué)研究顯示，非洲、伊斯蘭和南美洲地區(qū)的人群相比其他文化區(qū)擁有更長久且持續(xù)的部落歷史，且不同部落間通常需要競爭有限的水源、土地等資源，導(dǎo)致贏者通吃、輸者覆滅的境遇（Abu-Lughod,1989；Salzman,2008），使得這些地區(qū)的人群相較其他文化區(qū)的人群有更強(qiáng)的零和博弈思維（Ró ycka-Tran et al.，2015）。因而，我們推論非洲、伊斯蘭、拉美地區(qū)的人群相比其他文化區(qū)會表現(xiàn)出更突出的極端選擇模式偏好。

此外，“鄉(xiāng)愿”作為一種中庸思維的競爭性思維，也可能促使儒家文化區(qū)表現(xiàn)出更高的中間選擇偏好。中庸雖然倡導(dǎo)兼顧兩邊、允執(zhí)闕中，但并不回避個體的情緒和觀點(diǎn)（馮友蘭，1996），更不鼓勵“同乎流俗，合乎污世”（萬麗華、藍(lán)旭譯注，2006）的“隨大流、和稀泥”。與之對比，鄉(xiāng)愿指的是一種隨波逐流、阿俗媚世的態(tài)度，被孔子斥為“德之賊也”（《論語·陽貨》）。對應(yīng)到個體應(yīng)答模式，中庸更可能使用溫和應(yīng)答模式來“溫和而清晰”地表明觀點(diǎn)，鄉(xiāng)愿則指向?qū)χ悬c(diǎn)應(yīng)答模式的過度偏好。我們在分析中對此做出區(qū)分和檢驗(yàn)。再有，個體應(yīng)答模式是基于被訪者個體對多個主觀問題回答的平均得分，而非基于他們對特定幾個問題的回答情況。但在面臨“義利是非”之爭的原則性問題時，中庸思想的踐行者也會有“和而不流，強(qiáng)哉矯”式的堅(jiān)守。我們也基于問題內(nèi)容，篩選出在儒家文化中更可能涉及“義利是非”之辨的問題，以此來探討儒家文化區(qū)應(yīng)答者對這些問題是否會有更高概率的極端應(yīng)答。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用世界價值觀調(diào)查（World Value Survey,簡稱WVS）1981—2022年七期調(diào)查的合并數(shù)據(jù)作為實(shí)證材料。WVS系列調(diào)查專注于測量和追蹤不同地區(qū)民眾的多維度價值觀念，被公認(rèn)為世界范圍內(nèi)規(guī)模最大、質(zhì)量最高、應(yīng)用最廣泛的價值觀調(diào)查，每期會在參與的國家或地區(qū)的成年人群中分別抽取具有代表性的樣本，在集中的年份完成測量。不同調(diào)查時期和不同區(qū)域采用相同的問卷框架和調(diào)查設(shè)置，且有專門的學(xué)者來設(shè)計、翻譯并評估問卷在不同語言情境下的質(zhì)量和含義，以確保問卷內(nèi)容在不同國家和文化情境中的測量一致性。WVS至今已完成了七期調(diào)查，覆蓋全球106個國家或地區(qū)。各期調(diào)查均包含豐富的變量內(nèi)容，除第一期問卷包含184項(xiàng)變量外，其他六期問卷采集的變量均超過四百個。其中，中國在1990年加入WVS調(diào)查，并參與了后續(xù)舉辦的全部調(diào)查；中國臺灣、香港與澳門地區(qū)分別參與了四期、三期和一期調(diào)查。本文整理合并了各地現(xiàn)有的七期全部調(diào)查數(shù)據(jù)，累計有效樣本量超過43萬。

概括來講，使用WVS滿足了以下三項(xiàng)條件：第一，調(diào)查樣本在各地區(qū)有良好的區(qū)域代表性，以避免摻雜其他樣本選擇偏差； 第二，調(diào)查問卷包含大量主觀變量，并且涉及多種不同的議題，從而消除潛在的局部偏差，形成穩(wěn)健的聚合效應(yīng)；第三，不同區(qū)域間的調(diào)查內(nèi)容保持一致，使用嚴(yán)格的質(zhì)量監(jiān)控流程來確保翻譯、表達(dá)等環(huán)節(jié)的精準(zhǔn)有效。由此，我們的數(shù)據(jù)能夠客觀精確地呈現(xiàn)不同時空維度下受訪者的中間應(yīng)答模式偏好，并在全球尺度進(jìn)行比較和測量。

（二）變量構(gòu)造與選取

1.受訪者中間偏好指數(shù)

我們選取WVS中所有適用主觀判斷的變量，根據(jù)個體做出的回答是否處在定序坐標(biāo)軸的兩處端點(diǎn)位置，來整合構(gòu)造個體層面的中間偏好指數(shù)。具體的變量篩選過程遵照以下四項(xiàng)條件：①相關(guān)變量為主觀評估式而非客觀填答式問題；②相關(guān)變量使用包含四個及以上定序選項(xiàng)的李氏量表；③相關(guān)變量曾在WVS調(diào)查中至少出現(xiàn)兩期，且至少被一個儒家文化區(qū)包含的國家或地區(qū)所對應(yīng)的問卷采用；④相關(guān)變量為受訪者原始回答問題而非訪員填寫或后期構(gòu)造的變量。其中，條件1確保入選變量僅包含需要主觀評判的價值偏好類問題，而具有客觀標(biāo)準(zhǔn)的變量（如個體人口學(xué)特征）及不涉及明確觀念評判的問題（如“應(yīng)答者身高”）不被納入。條件2限定納入的變量在提供的選項(xiàng)中必須包含明確的且?guī)в袃A向性的中段區(qū)域，即至少存在“比較認(rèn)同/不太認(rèn)同”之類的中間選項(xiàng)。一些問題提供的是定序的“贊同”“中立”“反對”三種選項(xiàng)，這盡管看似提供了“中立”的選擇，但因無法區(qū)分受訪者“完全贊同/反對”和“比較贊同/反對”的態(tài)度而不納入正文采用的變量，僅在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時采用。另外兩項(xiàng)條件共同保證了參與構(gòu)造中間偏好指數(shù)的變量信息均為受訪者主觀選擇的映射，且覆蓋儒家文化區(qū)內(nèi)的人群。

遵循這四項(xiàng)條件，我們從累計1047項(xiàng)曾出現(xiàn)于WVS歷期調(diào)查問卷中的變量里篩選出197項(xiàng)符合要求的李氏量表問題，用以構(gòu)造個體層面的中間偏好指數(shù)。在實(shí)際操作中，我們先由本文的一位作者選取變量，再由本文的另一位作者及邀請的兩位相關(guān)領(lǐng)域的學(xué)者獨(dú)立檢驗(yàn)被選取變量表單是否適當(dāng)，以確保變量選取的準(zhǔn)確客觀。此過程中所有分歧均在討論后達(dá)成一致，最終納入中間偏好指數(shù)構(gòu)造的變量獲得了四名學(xué)者的聯(lián)合檢驗(yàn)與確認(rèn)。

隨后，我們對每項(xiàng)入選變量重新編碼，當(dāng)受訪者選取定序量表的兩端選項(xiàng)時編碼為0,以標(biāo)示“極端應(yīng)答”；反之，當(dāng)選取的選項(xiàng)并非兩端選項(xiàng)，則編碼為1，代表受訪者給出了“中間應(yīng)答”。例如，一個變量包含五個定序選項(xiàng)，則“完全(不)同意”為兩端選項(xiàng)，而“比較（不）同意、中立”均為中間選項(xiàng)；再如，一個變量需要受訪者從1到10給出主觀打分，則位于應(yīng)答坐標(biāo)軸兩端的1和10選項(xiàng)為“極端應(yīng)答”，而2~9選項(xiàng)均為“中間應(yīng)答”。也就是說，對于這些入選的變量，我們構(gòu)造的二值變量并不關(guān)注受訪者贊同還是反對的方向，而是測量受訪者的回應(yīng)是否位于兩端或非兩端?；谶@些構(gòu)造的二值變量，我們使用如下公式整合信息并構(gòu)造個體層面的中間偏好指數(shù)：

其中，

V

i

為197項(xiàng)選定變量中受訪者有效應(yīng)答的變量數(shù)，

Bi

v

為由變量轉(zhuǎn)化的二值變量；

zhscore

i

即個體層面受訪者的中間偏好指標(biāo)，是取值位于［0,1］區(qū)間的連續(xù)變量。我們限定受訪者的有效應(yīng)答變量數(shù)大于等于10，并刪去不符合條件的樣本。受訪者參與構(gòu)造中間偏好指數(shù)的有效變量數(shù)平均為95.3個，最多者達(dá)144個。這確保了中間偏好指數(shù)是基于個體多次選擇行為的整合指標(biāo)構(gòu)造生成，而非由對少量特定變量的應(yīng)答決定。

2.全球文化區(qū)域分區(qū)

WVS調(diào)查的創(chuàng)始者英格爾哈特（Ronald Inglehart）選取10項(xiàng)個體層面主觀變量，經(jīng)正交計算后劃分為“傳統(tǒng)價值對比世俗理性價值”與“生存價值對比自我表達(dá)價值”兩組坐標(biāo)系。其中，傳統(tǒng)價值強(qiáng)調(diào)宗教、家庭關(guān)系、擁戴權(quán)威等觀念的重要性；世俗理性價值則贊同離婚、墮胎、安樂死等反傳統(tǒng)的觀點(diǎn)。生存價值側(cè)重個體對經(jīng)濟(jì)和安全的關(guān)注程度；而自我表達(dá)價值側(cè)重環(huán)境保護(hù)、性別平等、社會參與等因素的重要性?；诟鲊?地區(qū)在這一坐標(biāo)系呈現(xiàn)的位置，并結(jié)合各地文化歷史背景，他們使用聚類分析將全球劃分為八處文化區(qū)域（Inglehart，2006），具體包括：中國及日、韓、蒙古在內(nèi)的東亞儒家文化區(qū)；英、美、澳、加等國在內(nèi)的英語文化區(qū)；德國及北歐國家在內(nèi)的新教歐洲文化區(qū)；法國、意大利等國在內(nèi)的天主教歐洲文化區(qū)；泰國、以色列、越南等在內(nèi)的西亞和南亞文化區(qū)；俄國、希臘等在內(nèi)的東正教歐洲文化區(qū)；以南美國家為主的拉美文化區(qū)；及以中亞、非洲等國為主的非洲和伊斯蘭文化區(qū)。誠如英格爾哈特提醒，這些有限的變量僅反映了跨文化區(qū)域之間的部分觀念差異，但這一劃分體系的有效性已在理論和實(shí)證層面獲得廣泛的檢驗(yàn)和討論（Adamczyk & Pitt,2009；Lizardo et al.，2016）。因此，本文采用此系統(tǒng)來劃分各國家或地區(qū)所屬的文化區(qū)域。

3.其他控制變量

除了描述性地觀測不同文化區(qū)之間中間偏好指數(shù)是否具有差異外，我們以個體中間偏好指數(shù)為被解釋變量，以全球文化分區(qū)為核心解釋變量，通過多元線性回歸來檢驗(yàn)不同文化區(qū)受訪者間中間偏好指數(shù)呈現(xiàn)的梯次。為此我們在模型中逐步控制個體層面的人口學(xué)變量、其他個體特征及時間/地理因素，并關(guān)注因模型設(shè)置不同而導(dǎo)致的回歸系數(shù)變動?？刂七@些變量的動機(jī)在于排除不同國家、地區(qū)和年代的社會結(jié)構(gòu)與發(fā)展水平導(dǎo)致的內(nèi)生性差異。例如，已知受教育程度更高的人群更可能有中間選擇偏好（Meisenberg & Williams,2008），那么如果不控制個體的受教育程度，則觀察到的兩個不同文化區(qū)之間的差異可能是由于發(fā)達(dá)國家相比發(fā)展中國家或地區(qū)的教育普及程度更高所致。由此，看似因社會文化導(dǎo)致的差異，實(shí)際上反映了地區(qū)間發(fā)展水平的不同。通過不斷加入控制變量，我們就能排除這些潛在因素的干擾。倘若不同設(shè)置下的模型均得到方向一致的結(jié)果，就意味著我們有很充分的理由來確認(rèn)文化區(qū)域之間存在穩(wěn)健的梯次。當(dāng)然，從個體生命歷程的角度來看，年齡、受教育程度、居住地環(huán)境等因素也可能參與了個體習(xí)得社會文化的過程，從而充當(dāng)起中介變量的角色，使得排除這些因素的區(qū)域差異估計更為保守（句國棟、陳云松，2022）。我們通過拆分年齡和世代等縱向維度對此做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

相關(guān)控制變量具體包括受訪個體的生理性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量等基礎(chǔ)人口學(xué)變量以及就業(yè)狀況、居住地人口規(guī)模、所在國家或地區(qū)、所處大洲、受訪年份、個體出生世代、個體收入在本地的十分位分布等變量。由于不同國家和地區(qū)間的標(biāo)準(zhǔn)差異明顯，我們沒有納入具體職業(yè)類別等信息，并采用作為連續(xù)變量的受教育年限而非教育層次，以及本地收入分布中的十分位而非個體絕對收入數(shù)值。另外，個體主觀自評社會階層、幸福感等參與中間偏好指數(shù)構(gòu)造的變量均不納入控制變量。表1展示了以上變量的描述統(tǒng)計情況，其中構(gòu)造的中間偏好指數(shù)分不同文化區(qū)域呈現(xiàn)。如表1所示，儒家文化區(qū)的中間偏好指數(shù)的均值和四分位值在所有文化區(qū)中最高。因而，僅就描述統(tǒng)計結(jié)果而言，儒家文化區(qū)的受訪者在整體上的確呈現(xiàn)高于其他文化區(qū)域的中間選擇偏好。更為細(xì)致的檢驗(yàn)與分析在實(shí)證結(jié)果一節(jié)中展示。

（三）分析方法

本文旨在檢驗(yàn)不同文化區(qū)中間偏好指數(shù)的差異是否呈現(xiàn)顯著且穩(wěn)定的梯次，這種梯次在縱向時間維度上是否穩(wěn)健，中間應(yīng)答偏好主要受溫和應(yīng)答還是中點(diǎn)應(yīng)答的影響，以及調(diào)查問題內(nèi)容對應(yīng)答模式的影響等問題。針對這些問題，我們分別設(shè)計了相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)策略。

首先，檢驗(yàn)中間偏好指數(shù)在不同文化區(qū)的梯次是本文的核心關(guān)注，也是開展后續(xù)研究的前提。為此，我們設(shè)計兩種檢驗(yàn)策略。第一，我們以整合所有選定變量計算得到的中間偏好指數(shù)為因變量，使用多元線性回歸和多層線性回歸來檢驗(yàn)受訪者所處文化區(qū)域與中間偏好指數(shù)間的統(tǒng)計學(xué)相關(guān)性。模型為：

其中，

zhscore

i

是受訪者i的中間偏好指數(shù)，

Culture

i

為i來自的文化分區(qū)，

1

為我們關(guān)注的解釋變量回歸系數(shù)，

0

為常數(shù)項(xiàng)。我們不斷增加受訪者的人口學(xué)變量

X

和其他特征以控制潛在的混淆因素；

Z

代表在多層線性模型中固定調(diào)查期數(shù)和地理大洲的影響。

i

為個體層面剩余的隨機(jī)誤差。第二，我們也對每一個被選取的主觀變量進(jìn)行單獨(dú)考量，基于該變量的應(yīng)答是否為端點(diǎn)選項(xiàng)構(gòu)建二值變量，并使用Logit回歸檢驗(yàn)個體所處文化分區(qū)的解釋力。隨后統(tǒng)計這些回歸結(jié)果來觀測不同文化區(qū)的受訪者在多少變量中呈現(xiàn)中間選擇偏好。對每一個變量

v

,Logit模型表達(dá)為：

其中，

bizh

v,i

代表受訪者在回答問題時是否選取了非端點(diǎn)的選項(xiàng)，亦即是否做出了中間選擇，P()為做出相應(yīng)選擇的概率，

1

為我們關(guān)注的解釋變量回歸系數(shù)。我們在此只控制了個體層面的人口學(xué)變量和其他特征

X

其次，為檢驗(yàn)不同文化區(qū)之間的中間偏好指數(shù)梯次是否在時間維度上保持穩(wěn)健，我們以各文化區(qū)域?yàn)閱挝唬梢暬爻尸F(xiàn)不同年齡、出生世代與調(diào)查時期的受訪者的中間偏好指數(shù)變動趨勢。由于三者間存在“年齡=調(diào)查時期-出生世代”的完全共線性關(guān)系（Fosse & Winship,2019），我們在正文中展示年齡和出生世代兩個維度的趨勢。這些檢驗(yàn)的目的在于進(jìn)一步確認(rèn)基于全樣本的文化區(qū)域間差異是否同樣存在于不同的時間段中。

再次，為檢驗(yàn)儒家文化區(qū)受訪者表現(xiàn)出的較高中間偏好指數(shù)是來自“避免極端”的中庸還是“事不關(guān)己”的鄉(xiāng)愿，我們也選取主觀變量中包含5點(diǎn)或7點(diǎn)定序選項(xiàng)的變量來構(gòu)造選擇中點(diǎn)應(yīng)答模式偏好的概率，并同樣使用Logit回歸對比不同文化區(qū)受訪者選擇絕對中立的傾向。最后，我們基于問題內(nèi)容篩選出涉及家庭倫理和是非判別類問題，如“吸食軟性毒品是否是可以接受的”“您在怎樣程度上信任家庭”等，并對比不同文化區(qū)受訪者在面對這些問題時選擇極端應(yīng)答的概率。

為保障本文結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也嘗試使用基于中間偏好指數(shù)的聚類分析劃分相似屬性的地區(qū)，發(fā)現(xiàn)計算所得結(jié)果與英格爾哈特等劃分的八處文化區(qū)域高度吻合；使用中介分析檢驗(yàn)個體受教育年限、年齡和居住地人口數(shù)因素對不同文化區(qū)域人群中間偏好差異的中介效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)個體教育和居住地人口因素僅能解釋3%左右的地區(qū)差異，即這種地區(qū)差異根植于更深度的區(qū)域間文化行為模式的差異。我們也通過年齡—時期—世代模型（Age-Period-Cohort-Interaction，簡稱APCI模型）檢驗(yàn)受訪者年齡—時期—世代因素對個體中間偏好指數(shù)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)較小年齡的受訪者相比較大年齡受訪者的中間偏好指數(shù)更高、縱向呈現(xiàn)“倒U型”分布特征。我們還基于年齡與調(diào)查年份繪圖確認(rèn)了不同區(qū)域間的中間偏好指數(shù)差異在年齡和時期維度同樣穩(wěn)健。

四、實(shí)證結(jié)果

以下三節(jié)分別檢驗(yàn)不同文化區(qū)域中間偏好指數(shù)的梯次；驗(yàn)證這種梯次在縱向時間維度的穩(wěn)健性；區(qū)分中庸式溫和應(yīng)答和鄉(xiāng)愿式中點(diǎn)應(yīng)答，并探索問題內(nèi)容對中間應(yīng)答模式的影響。

（一）中間偏好指數(shù)的國際對比

1.不同文化區(qū)域中間偏好指數(shù)差異的描述性對比

圖1以受訪者所處國家和地區(qū)為單位，使用箱式圖呈現(xiàn)各地中間偏好指數(shù)的分布序列。圖中各地按中間偏好指數(shù)均值由低向高排布，各箱圖兩端邊界對應(yīng)1/4和3/4位點(diǎn)，直線范圍為95%置信區(qū)間，箱身圖形代表該地所屬文化區(qū)，并以虛線標(biāo)示全體樣本的中間偏好指數(shù)均值。圖1顯示，不同國家或地區(qū)的中間偏好指數(shù)分布在整體上存在明顯差異，而同一文化區(qū)內(nèi)部的國家與地區(qū)間分布較為鄰近。其中，中間偏好指數(shù)最高的地區(qū)為中國香港，其指數(shù)均值達(dá)到0.745，意味著來自香港的受訪者每回答十項(xiàng)主觀評判問題，平均有近7.5個回應(yīng)是遵循中間應(yīng)答模式的；指數(shù)均值最低的地區(qū)為坦桑尼亞，對應(yīng)均值為0.397，即同樣面對十項(xiàng)主觀評判問題，受訪者平均會在六項(xiàng)回應(yīng)中做出極端應(yīng)答。

除中國香港地區(qū)以外，中國澳門地區(qū)的中間偏好指數(shù)排名第六，蒙古第八，中國臺灣地區(qū)、日本和韓國分別處于第11、第12、第13位，中國處于第40位。整體來看，東亞儒家文化區(qū)的國家和地區(qū)中間偏好指數(shù)最高，且分布最為集中。其他中間偏好指數(shù)較高的國家和地區(qū)多來自天主教歐洲文化區(qū)、新教歐洲文化區(qū)，以及英語文化區(qū)，但屬于這些文化區(qū)的國家和地區(qū)分布相對分散，組內(nèi)差異更大。圖中另一處明顯的特征是，非洲和伊斯蘭文化區(qū)所屬國家和地區(qū)的中間偏好指數(shù)普遍較低，且這些國家和地區(qū)分布較為集中，也即該文化區(qū)的受訪者在回答主觀問題時更可能選擇坐標(biāo)軸兩端的選項(xiàng)。相較于其他儒家文化區(qū)域，中國的中間偏好指數(shù)相對偏低。這可能與我國五四新文化運(yùn)動階段及新中國成立后一段時期曾對儒家思想和舊有道德體系持批判態(tài)度有關(guān)（馮友蘭，1996），如公劉（1988）指出，中國有些民眾對“中庸之道”持反感態(tài)度；杜旌、姚菊花（2015）基于開放式調(diào)查得到的結(jié)果也顯示中國人對中庸的理解包含著如“隨大流，過得去就行”等負(fù)面印象，使得民眾表現(xiàn)出的中間偏好指數(shù)相對其他儒家文化區(qū)偏低。

需要注意，圖1僅呈現(xiàn)各個國家和地區(qū)的中間偏好指數(shù)分布的描述統(tǒng)計情況，并不能確認(rèn)不同文化區(qū)域間的差異就是由各地文化觀念所致。正如本文第三節(jié)中所論，地區(qū)結(jié)構(gòu)特征與發(fā)展水平等因素同樣可能影響當(dāng)?shù)刂虚g偏好指數(shù)的分布情況，從而充當(dāng)潛在混淆變量。如非洲和伊斯蘭文化區(qū)包含了較多發(fā)展中國家或地區(qū)，這些地區(qū)的民眾平均受教育年限相對更短，也可能導(dǎo)致當(dāng)?shù)刂虚g偏好指數(shù)較低。為排除這些因素的干擾，我們在下一小節(jié)中以受訪個體為樣本，在多元回歸中逐步加入控制變量，并觀察不同文化區(qū)中間偏好指數(shù)的表現(xiàn)。

2.文化區(qū)域間中間偏好指數(shù)差異的回歸檢驗(yàn)

表2展示了不同條件設(shè)定下的回歸結(jié)果。該表采用受訪者所屬文化區(qū)的定類變量，并統(tǒng)一以英語文化區(qū)為參照組。表2顯示，在不加入其他控制變量的情況下，東亞儒家文化區(qū)與新教歐洲文化區(qū)、天主教歐洲文化區(qū)的中間偏好指數(shù)均顯著高于英語文化區(qū)，其他文化區(qū)則較英語文化區(qū)更低。逐步控制其他個體特征并固定調(diào)查時間、地理等因素后，新教歐洲文化區(qū)與天主教歐洲文化區(qū)的中間偏好指數(shù)轉(zhuǎn)為負(fù)向顯著。事實(shí)上，此時其他文化區(qū)的中間偏好指數(shù)均低于英語文化區(qū)，唯獨(dú)儒家文化區(qū)的系數(shù)仍為正向，且具有高度統(tǒng)計學(xué)顯著性。由此，即使在較為“苛刻”的控制多項(xiàng)變量后，儒家文化區(qū)受訪者表現(xiàn)出的中間偏好指數(shù)仍顯著高于其他所有文化區(qū)，從而可以確認(rèn)東亞儒家文化區(qū)整體的中間偏好指數(shù)在世界范圍內(nèi)是最高的。以多層線性模型看，不同文化區(qū)的中間偏好指數(shù)由高到低呈現(xiàn)“東亞儒家文化區(qū)>英語文化區(qū)>西亞和南亞文化區(qū)>拉美文化區(qū)>新教歐洲文化區(qū)>天主教歐洲文化區(qū)>東正教歐洲文化區(qū)>非洲和伊斯蘭文化區(qū)”的梯次。改變控制變量會變動這一序列，但東亞儒家文化區(qū)始終最高、非洲和伊斯蘭文化區(qū)始終最低的位次保持不變。

3.主觀變量中間偏好指數(shù)的計數(shù)統(tǒng)計

我們也將每個入選的主觀變量進(jìn)行單獨(dú)考量，使用Logit回歸檢驗(yàn)不同文化區(qū)對是否選擇中間應(yīng)答的二值變量的解釋力，并在表3中統(tǒng)計不同文化區(qū)的相對排名。其中，東亞儒家文化區(qū)在73個主觀變量中排名第一位，即東亞儒家文化區(qū)受訪者在這些變量的中間偏好指數(shù)均高于其余七個文化區(qū)的受訪者。此外，東亞儒家文化區(qū)對應(yīng)的中間偏好指數(shù)在41個變量中排名第二，在30個變量中排名第三。也就是說，東亞儒家文化區(qū)在79.6%（144/181）的主觀變量中排在前三位。相比之下，新教歐洲文化區(qū)和英語文化區(qū)分別在42個和36個主觀變量中排名第一，在100個和106個變量中排在前三位，與東亞儒家文化區(qū)差距仍然明顯，而且新教歐洲文化區(qū)在不少變量里更傾向于選擇極端應(yīng)答模式。而非洲和伊斯蘭文化區(qū)的受訪者相較其他文化區(qū)的受訪者而言，更傾向于在應(yīng)答時選取極端應(yīng)答模式；拉美文化區(qū)的受訪者選擇極端應(yīng)答模式的情況也較多。這樣的規(guī)律與上一小節(jié)中不同文化區(qū)的中間偏好梯次基本呼應(yīng)。表中數(shù)值分布經(jīng)卡方檢驗(yàn)呈現(xiàn)高度顯著（P<0.001），從而拒絕不同文化區(qū)表現(xiàn)出的中間偏好差異由隨機(jī)產(chǎn)生的可能。

（二）中間偏好指數(shù)的縱向趨勢分解

我們進(jìn)一步按照年齡和世代區(qū)分不同文化區(qū)域的個體，在圖2中直觀呈現(xiàn)各區(qū)域中間偏好指數(shù)的變遷趨勢，并比較不同文化區(qū)之間中間偏好指數(shù)的位次是否在這些縱向時間維度保持穩(wěn)健。由于一些世代的人群在有些調(diào)查時段沒有出現(xiàn)，使得這些世代在圖上僅有一兩個位點(diǎn)。圖2顯示，各文化區(qū)域內(nèi)部不同年齡和世代的受訪者的中間偏好指數(shù)存在明顯的差異，如西亞和南亞文化區(qū)受訪者隨年齡的增長和世代的漸近，中間偏好指數(shù)呈增長趨勢；而非洲和伊斯蘭文化區(qū)受訪者的中間偏好指數(shù)則隨年齡和世代推進(jìn)有下降趨勢等。就各文化區(qū)內(nèi)部來看，東亞儒家文化區(qū)、英語文化區(qū)以及西亞和南亞文化區(qū)出生更為晚近的人群表現(xiàn)出更明顯的中間偏好，非洲和伊斯蘭文化區(qū)的人群則相反。而對比不同文化區(qū)，無論從年齡還是世代來看，中間偏好指數(shù)從高到低整體呈現(xiàn)東亞儒家文化區(qū)、英語文化區(qū)、西亞和南亞文化區(qū)、非洲和伊斯蘭文化區(qū)的次序，與上節(jié)中的發(fā)現(xiàn)一致。這進(jìn)一步確認(rèn)不同文化區(qū)域間的中間偏好差異是系統(tǒng)性的，而非由特定年齡或世代導(dǎo)致的短期效應(yīng)。

（三）中點(diǎn)應(yīng)答與問題內(nèi)容影響

接下來，我們區(qū)分中點(diǎn)應(yīng)答與溫和應(yīng)答間的差異并探索問題內(nèi)容對不同文化區(qū)受訪者應(yīng)答模式的影響。表4仍以英語文化區(qū)為參照組，對比了不同文化區(qū)受訪者選擇絕對中立（中點(diǎn)）選項(xiàng)的概率。盡管相較英語文化區(qū)域，東亞儒家文化區(qū)受訪者整體上更傾向選擇中立選項(xiàng)，但這種傾向與其他文化區(qū)差別不大，且系數(shù)方向隨著控制變量的變化而變動。相對來看，東正教和天主教歐洲文化區(qū)始終保持正向顯著的系數(shù)，意味著來自這些地區(qū)的受訪者更傾向于選擇中點(diǎn)選項(xiàng)。結(jié)合表2與表3，我們能夠確認(rèn)儒家文化區(qū)展現(xiàn)的是“表達(dá)觀點(diǎn)但避免極端”的中庸思維而非“保持中立不具傾向”式的鄉(xiāng)愿傾向。

我們也統(tǒng)計了不同文化區(qū)在涉及家庭倫理和是非判斷的27個問題（占總問題比例為14.9%）的中間偏好表現(xiàn)。在表3中東亞儒家文化區(qū)中間偏好指數(shù)排名最高的73個問題里，僅有6個（8.2%）涉及家庭倫理和是非判斷；在144個東亞儒家文化區(qū)中間偏好指數(shù)排在前三位的問題中，只包含16項(xiàng)家庭倫理和是非判斷類問題（11.1%）。與之對比，在37個東亞儒家文化區(qū)中間偏好指數(shù)排在后五位的問題中，有11個此類問題（29.7%）。對比其他文化區(qū)，東亞儒家文化區(qū)在中間偏好指數(shù)排名前列的問題中涉及家庭倫理和是非判斷的問題占比最小，且卡方檢驗(yàn)高度顯著。這意味著，東亞儒家文化區(qū)受訪者在回答涉及家庭倫理和是非判斷的問題時，更可能采取極端應(yīng)答模式；而當(dāng)主觀判斷問題不涉及家庭倫理和是非判別類問題時，東亞儒家文化區(qū)的受訪者選擇中間應(yīng)答模式的概率更高。這進(jìn)一步驗(yàn)證了我們對中庸思想與“義利是非”之辨的預(yù)期。

五、總結(jié)與討論

心理學(xué)領(lǐng)域主要將跨文化應(yīng)答模式差異視為一種可能影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術(shù)問題，但現(xiàn)有研究面臨研究結(jié)果碎片化、邏輯鏈條不清晰、問題與方法受限制、區(qū)域與學(xué)科不均衡等困境?；谖幕鐣W(xué)的視角，本文將特定文化區(qū)域內(nèi)的人群表現(xiàn)出相似的應(yīng)答模式視為一種文化行為模式，并基于地區(qū)性文化思想特征推論這些區(qū)域在中間應(yīng)答模式上的差異。通過合并世界價值觀的大量樣本并篩選主觀應(yīng)答變量，我們構(gòu)造了個體層次的中間偏好指數(shù)來反映受訪者在多次應(yīng)答中選擇中間應(yīng)答模式的概率，檢驗(yàn)了不同文化區(qū)之間中間偏好指數(shù)的系統(tǒng)性差異及這種差異在縱向時間維度的穩(wěn)健性，區(qū)分了中點(diǎn)應(yīng)答模式和溫和應(yīng)答模式偏好，并初步探索了問題內(nèi)容對中間應(yīng)答模式的影響。

我們的結(jié)果確認(rèn)來自東亞儒家文化區(qū)的受訪者表現(xiàn)出的中間偏好顯著強(qiáng)于其他文化區(qū)，在排除諸多內(nèi)生性干擾和對每個主觀變量逐次檢驗(yàn)后，這樣的系統(tǒng)性差異仍然穩(wěn)健。中間偏好指數(shù)的排布次序整體呈現(xiàn)“東亞儒家文化區(qū)>英語文化區(qū)和天主教、東正教、新教歐洲文化區(qū)>西亞和南亞文化區(qū)>拉美文化區(qū)>非洲和伊斯蘭文化區(qū)”的梯次，這與我們文獻(xiàn)回顧中的推論一致。按年齡和世代等縱向時間維度分解樣本仍然得到一致的結(jié)果。儒家文化區(qū)中間偏好指數(shù)更高主要反映了“表達(dá)觀點(diǎn)但避免極端”的中庸式溫和應(yīng)答偏好而非“保持中立不具傾向”的鄉(xiāng)愿選擇。同時，在面對家庭倫理和是非判斷類問題時，東亞儒家文化區(qū)受訪者有更高的概率選擇極端應(yīng)答模式。

我們的結(jié)果表明，中庸這一古老的儒學(xué)概念對當(dāng)代儒家文化圈社會仍有深遠(yuǎn)的影響，并成為一種彌散在日常生活實(shí)踐中的文化行為模式。而其他文化區(qū)域的人群也基于各自的文化環(huán)境，在中間偏好指數(shù)上表現(xiàn)出系統(tǒng)性的差異。整體上，相比于擁有更長部落沖突歷史的非洲和伊斯蘭文化區(qū)及拉美文化區(qū)，受亞里士多德中道思維影響的英語文化區(qū)和歐洲文化區(qū)與受佛教思想影響的西亞和南亞文化區(qū)表現(xiàn)岀更高的中間偏好。這些由微觀個體經(jīng)驗(yàn)證據(jù)聚合而成的宏觀層面發(fā)現(xiàn)彰顯了文化環(huán)境對個體日常思想行為模式的深遠(yuǎn)影響（陳云松，2022）。在全球化退潮與地區(qū)文化主體復(fù)蘇的背景下，我們的實(shí)證結(jié)果也為相同文化區(qū)的價值共同體塑造與不同文化間的交流和理解提供了圖譜式的知識索引（羅靜，2024）。受知識所限，我們重點(diǎn)辨析了儒家地區(qū)突出的中間偏好的文化基因，而對其他文化區(qū)給出的文化解釋比較粗糙，這些發(fā)現(xiàn)也有待將來更細(xì)致的田野證據(jù)和人類學(xué)考察的檢驗(yàn)與拓展。

受篇幅所限，本文將重心放在中間偏好指數(shù)構(gòu)造和區(qū)域差異論證上，而未論及這一指數(shù)在其他研究場景的應(yīng)用可能性。我們的探索性分析顯示，個體中間偏好指數(shù)與主觀生活滿意度、責(zé)任感和社會信任感等觀念顯著相關(guān)。這些結(jié)果提示，可以將中間偏好指數(shù)作為一種思維度量指標(biāo)應(yīng)用到更多的社會科學(xué)實(shí)證研究之中。我們認(rèn)為后續(xù)研究值得深入的方向包括：探索中間偏好指數(shù)的影響力及其背后的解釋機(jī)制；基于國家/地區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步呈現(xiàn)和解釋不同文化區(qū)域中間偏好指數(shù)的變化趨勢；基于國內(nèi)社會調(diào)查材料探索我國不同地區(qū)的中間偏好指數(shù)差異等。