句國棟

加拿大阿爾伯塔大學

中國研究院博士后研究員

南京大學

中華文明數(shù)智創(chuàng)新實驗室特約研究員

陳云松

南京大學

社會學院

教授

中間偏好：量表應答模式的全球測量與文化機制

來源 | 《社會學研究》2025年第4期

作者 | 句國棟、陳云松

責任編輯 |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)，本文構建中間偏好指數(shù)以測量個體采用中間應答模式的概率。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答而非中點應答；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。作為當代社會科學研究中應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)出差異性的應答模式偏好，比如更傾向選擇位于兩端的選項即極端應答模式（extreme response style）或位于非兩端的選項即中間應答模式（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的選項（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，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。這種應答模式的偏好獨立于受訪者對問題本身的看法，卻影響著個體的應答結果。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領域，并將它視為一種可能影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術問題。然而，已有研究面臨研究結果碎片化、邏輯鏈條不清晰、問題與方法限制、區(qū)域與學科不均衡等困境，并且欠缺全球尺度下對不同地區(qū)人群表現(xiàn)出系統(tǒng)性的應答模式差異的統(tǒng)一測量和文化解釋。本文基于社會學和人類學視角，將特定文化區(qū)的人群表現(xiàn)出相似的應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測來自不同文化背景的受訪者在中間應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的變量，在個體層次構造取值在［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不同文化區(qū)域在中間應答偏好上的系統(tǒng)性差異，區(qū)分中點應答模式與溫和應答模式偏好，并探討調(diào)查問題內(nèi)容對受訪者是否采用中間應答模式的影響。

我們的結果顯示不同文化區(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“表達觀點但避免極端”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)出更強烈的認同或反對態(tài)度，而其他文化區(qū)受訪者則無此傾向。多種穩(wěn)健性檢驗保障了本研究結果的可靠性。

在已有研究的基礎上，本文在以下方面做出了原創(chuàng)性的貢獻。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展了現(xiàn)有對量表應答模式的研究，首次為應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答傾向建立了科學測量指標，而且可以將其推廣到各項大型社會調(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社會科學自主知識體系的構建。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，并在國際學術對話中提升中國本土研究的影響力。

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

二、文獻綜述

（一）李氏量表應答模式區(qū)分

李氏量表源于心理學領域，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，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提供了一種“可比”的標準化尺度，從而極大地拓展了社會科學的研究視域。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問題內(nèi)容的應答模式偏好。這種偏好在跨區(qū)域?qū)Ρ戎杏葹橥怀觯?shù)據(jù)效度、分析方法與結果解讀等各個環(huán)節(jié)造成影響。對這一問題的關注目前主要集中在心理學領域，研究者區(qū)分了極端應答、中間應答、默認應答（acquiescence response style）、默否應答（dis-acquiescence response style）、社會偏好應答（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、采用隨機對照實驗（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。

極端應答模式指受訪者在應答時更傾向于選取“完全（不）同意”等處在定序量表兩端的選項，中間應答模式則傾向于選取量表非兩端的選項。因此，極端應答模式和中間應答模式本質(zhì)上是從不同角度描述同一現(xiàn)象的一對概念。一些研究將中間應答模式進一步區(qū)分為中點應答模式（midpoint response style）和溫和應答模式（mild response style），其差別在于是更傾向于選擇“絕對中立、沒有意見”的選項還是“溫和而清晰”地表達同意與否的觀點。這些應答模式偏好的存在會導致不同個體間的對比變得不再“客觀”，如假設兩個受訪者分別具有極端和溫和的應答偏好，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。當這種偏好差異并非隨機式地出現(xiàn)在個體之間，而是與受訪者人口學特征及地理文化背景等關聯(lián)，就會帶來不同群體間的系統(tǒng)性應答差異，并影響調(diào)查結果的均值、標準差、協(xié)方差等關鍵特征（Baumgartner & Steenkamp, 2001）。那么，不同的應答模式因何而來？心理學領域的已有研究從調(diào)查技術設置、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)對受訪者應答模式的影響。相關研究發(fā)現(xiàn)李氏量表選項數(shù)量、是否含有絕對中立選項、選項標簽方式、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答模式偏好造成影響，且不同研究存在差異性的結論（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)的對照實驗進行測量，其研究結果提醒我們，不同社會調(diào)查項目生產(chǎn)的數(shù)據(jù)由于實施細節(jié)往往存在差異而不宜直接進行比較。

大多數(shù)已有研究關注受訪者個體層面的特征對應答模式偏好的影響。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)出極端應答模式（Harzing,2006;Meisenberg & Williams,2008）、女性更可能表現(xiàn)出極端應答模式（Weijters et al.，2010）和應答模式不存在性別差異（Grimm & Church,1999）等不同結論的證據(jù)。此外，個體收入水平或社會經(jīng)濟地位一般與極端應答模式呈負相關關系（Meisenberg & Williams,2008）。人口學變量中對應答模式偏好影響最突出的因素是受訪者的種族。相關研究顯示，相較于白人群體，黑人和西班牙裔人群更可能選擇極端應答模式（Bachman & O’Malley,1984），亞裔人群則更為偏好中間應答模式（Hui & Triandis,1989）。

個體的主觀心理動機與應答模式偏好存在更為密切且穩(wěn)健的關聯(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，以及更強的外向性、沖動型和功利主義等心理學特征均與極端應答模式偏好存在正相關關系（Naemi et al.，2009）；而個體的逃避心理、謙遜節(jié)制心態(tài)及風險規(guī)避偏好則與中間應答模式偏好存在正相關關系（Ayidiya & McClendon,1990;Peng & Nisbett,2000）。

在使用李氏量表進行跨文化比較研究中，考慮群體間應答模式差異尤為關鍵。已有研究證明，區(qū)域?qū)用孀兞繉κ茉L者應答模式的影響遠大于個體人口學變量和心理特征等因素，即受訪者應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)域間受訪者應答模式偏好的差異更可能對跨文化比較研究的結果造成系統(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，那么這其實可能意味著日本受訪者對此問題有更強烈的認同。

現(xiàn)有針對應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)出更強的極端應答模式偏好（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答模式偏好更為強烈（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答模式的統(tǒng)計學相關性嘗試做出解釋，如用心理學集體主義和個體主義概念解釋東亞與歐美地區(qū)應答模式的系統(tǒng)性差異（Chen et al.，1995）；將南歐與北歐間應答模式的差異歸因于規(guī)避不確定性（Harzing,2006）等。

以上心理學研究雖然為測量與解釋跨文化應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)域進行對比，而難以實現(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果難以通過元分析進行整合，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答模式偏好與區(qū)域特定文化特征間的統(tǒng)計學相關性，而諸如個體主義與集體主義、權力距離等變量缺乏直接決定個體選擇兩端選項還是非兩端選項的邏輯鏈條，且不同維度的心理學特征之間往往互相關聯(lián)（如心理學領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指標，無法追溯到影響這些指標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領域的調(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)容上有所側重。但個體應答模式傾向又受問卷內(nèi)容的影響，從而導致不同研究結果間的偏差。因此，選取規(guī)模更大、范圍更廣、議題設置更為豐富的國際綜合社會調(diào)查有望獲得較現(xiàn)有研究更為準確可靠的結果。第四，區(qū)域與學科不均衡。已有研究主要集中在西方心理學領域，相關議題尚未引起國內(nèi)研究和其他社會科學領域研究的關注。然而，個體應答模式關聯(lián)著區(qū)域性的社會文化脈絡，社會學和人類學擅長對這些“文化基因”的挖掘、闡釋和解析。更重要的是，目前心理學領域仍將跨文化的應答模式偏好差異視為一種影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術問題，但應答模式偏好本身投射出受訪者的思維和行動細節(jié)，背后潛藏的豐富的社會學和人類學含義有待深入探索。

（三）文化行為模式的影響

應答模式偏好本質(zhì)上是個體基于主觀思維方式和行為慣習表現(xiàn)出的日常決策方式，而群體間應答模式的系統(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同并實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)實規(guī)范的習得，乃至以上途徑的綜合作用。

我們從不同區(qū)域的文化思想脈絡和社會歷史環(huán)境來理解個體應答模式偏好的區(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》），個體的觀點和情緒需要恰當且有節(jié)制的表達，避免“過猶不及”（《論語·先進》）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》），但隨著儒學長期在中國和東亞周邊擔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則，也逐漸獲得了指導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行本土化的傳播和發(fā)揚（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)實生活中，許多人未必理解中庸的原始涵義或認同其教化理念，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。

無獨有偶，在相近的歷史時段里，西方哲學家亞里士多德（2003）提出了中道原則。亞里士多德認為，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”之間的適當范圍內(nèi)。盡管中庸和中道根植于不同的哲學與思想背景，在哲學根基、實踐方式、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命題，缺乏指導社會成員日常行為的普遍影響力。除中庸與中道外，佛家也獨立地提出過與中庸和中道類似的概念（葉少勇，2017）。考慮到古希臘哲學在西方社會、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低于儒家文化區(qū)但高于其他地區(qū)。

人類學研究顯示，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。中庸雖然倡導兼顧兩邊、允執(zhí)闕中，但并不回避個體的情緒和觀點（馮友蘭，1996），更不鼓勵“同乎流俗，合乎污世”（萬麗華、藍旭譯注，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》）。對應到個體應答模式，中庸更可能使用溫和應答模式來“溫和而清晰”地表明觀點，鄉(xiāng)愿則指向?qū)χ悬c應答模式的過度偏好。我們在分析中對此做出區(qū)分和檢驗。再有，個體應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，強哉矯”式的堅守。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)應答者對這些問題是否會有更高概率的極端應答。

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，被公認為世界范圍內(nèi)規(guī)模最大、質(zhì)量最高、應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)查設置，且有專門的學者來設計、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；第三，不同區(qū)域間的調(diào)查內(nèi)容保持一致，使用嚴格的質(zhì)量監(jiān)控流程來確保翻譯、表達等環(huán)節(jié)的精準有效。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答模式偏好，并在全球尺度進行比較和測量。

（二）變量構造與選取

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軸的兩處端點位置，來整合構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條件：①相關變量為主觀評估式而非客觀填答式問題；②相關變量使用包含四個及以上定序選項的李氏量表；③相關變量曾在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)所對應的問卷采用；④相關變量為受訪者原始回答問題而非訪員填寫或后期構造的變量。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，而具有客觀標準的變量（如個體人口學特征）及不涉及明確觀念評判的問題（如“應答者身高”）不被納入。條件2限定納入的變量在提供的選項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“比較認同/不太認同”之類的中間選項。一些問題提供的是定序的“贊同”“中立”“反對”三種選項，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)健性檢驗時采用。另外兩項條件共同保證了參與構造中間偏好指數(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。

遵循這四項條件，我們從累計1047項曾出現(xiàn)于WVS歷期調(diào)查問卷中的變量里篩選出197項符合要求的李氏量表問題，用以構造個體層面的中間偏好指數(shù)。在實際操作中，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領域的學者獨立檢驗被選取變量表單是否適當，以確保變量選取的準確客觀。此過程中所有分歧均在討論后達成一致，最終納入中間偏好指數(shù)構造的變量獲得了四名學者的聯(lián)合檢驗與確認。

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

其中，

V

i

Bi

v

zhscore

i

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價值”兩組坐標系。其中，傳統(tǒng)價值強調(diào)宗教、家庭關系、擁戴權威等觀念的重要性；世俗理性價值則贊同離婚、墮胎、安樂死等反傳統(tǒng)的觀點。生存價值側重個體對經(jīng)濟和安全的關注程度；而自我表達價值側重環(huán)境保護、性別平等、社會參與等因素的重要性?；诟鲊?地區(qū)在這一坐標系呈現(xiàn)的位置，并結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證層面獲得廣泛的檢驗和討論（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變量、其他個體特征及時間/地理因素，并關注因模型設置不同而導致的回歸系數(shù)變動。控制這些變量的動機在于排除不同國家、地區(qū)和年代的社會結構與發(fā)展水平導致的內(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，看似因社會文化導致的差異，實際上反映了地區(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。倘若不同設置下的模型均得到方向一致的結果，就意味著我們有很充分的理由來確認文化區(qū)域之間存在穩(wěn)健的梯次。當然，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得社會文化的過程，從而充當起中介變量的角色，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一步的穩(wěn)健性檢驗。

相關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、子女數(shù)量等基礎人口學變量以及就業(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)間的標準差異明顯，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。更為細致的檢驗與分析在實證結果一節(jié)中展示。

（三）分析方法

本文旨在檢驗不同文化區(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，中間應答偏好主要受溫和應答還是中點應答的影響，以及調(diào)查問題內(nèi)容對應答模式的影響等問題。針對這些問題，我們分別設計了相應的實證檢驗策略。

首先，檢驗中間偏好指數(shù)在不同文化區(qū)的梯次是本文的核心關注，也是開展后續(xù)研究的前提。為此，我們設計兩種檢驗策略。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受訪者所處文化區(qū)域與中間偏好指數(shù)間的統(tǒng)計學相關性。模型為：

其中，

zhscore

i

Culture

i

1

0

X

Z

i

v

其中，

bizh

v,i

1

X

其次，為檢驗不同文化區(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)域為單位，可視化地呈現(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。這些檢驗的目的在于進一步確認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“事不關己”的鄉(xiāng)愿，我們也選取主觀變量中包含5點或7點定序選項的變量來構造選擇中點應答模式偏好的概率，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答的概率。

為保障本文結果的穩(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，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、實證結果

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

（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1/4和3/4位點，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)均值達到0.745，意味著來自香港的受訪者每回答十項主觀評判問題，平均有近7.5個回應是遵循中間應答模式的；指數(shù)均值最低的地區(qū)為坦桑尼亞，對應均值為0.397，即同樣面對十項主觀評判問題，受訪者平均會在六項回應中做出極端應答。

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軸兩端的選項。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（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)結構特征與發(fā)展水平等因素同樣可能影響當?shù)刂虚g偏好指數(shù)的分布情況，從而充當潛在混淆變量。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，也可能導致當?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

表2展示了不同條件設定下的回歸結果。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)轉為負向顯著。事實上，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)，唯獨儒家文化區(qū)的系數(shù)仍為正向，且具有高度統(tǒng)計學顯著性。由此，即使在較為“苛刻”的控制多項變量后，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行單獨考量，使用Logit回歸檢驗不同文化區(qū)對是否選擇中間應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，更傾向于在應答時選取極端應答模式；拉美文化區(qū)的受訪者選擇極端應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。表中數(shù)值分布經(jīng)卡方檢驗呈現(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產(chǎn)生的可能。

（二）中間偏好指數(shù)的縱向趨勢分解

我們進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。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。這進一步確認不同文化區(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致的短期效應。

（三）中點應答與問題內(nèi)容影響

接下來，我們區(qū)分中點應答與溫和應答間的差異并探索問題內(nèi)容對不同文化區(qū)受訪者應答模式的影響。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）選項的概率。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，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選項。結合表2與表3，我們能夠確認儒家文化區(qū)展現(xiàn)的是“表達觀點但避免極端”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，更可能采取極端應答模式；而當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答模式的概率更高。這進一步驗證了我們對中庸思想與“義利是非”之辨的預期。

五、總結與討論

心理學領域主要將跨文化應答模式差異視為一種可能影響調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的技術問題，但現(xiàn)有研究面臨研究結果碎片化、邏輯鏈條不清晰、問題與方法受限制、區(qū)域與學科不均衡等困境。基于文化社會學的視角，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答變量，我們構造了個體層次的中間偏好指數(shù)來反映受訪者在多次應答中選擇中間應答模式的概率，檢驗了不同文化區(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)分了中點應答模式和溫和應答模式偏好，并初步探索了問題內(nèi)容對中間應答模式的影響。

我們的結果確認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果。儒家文化區(qū)中間偏好指數(shù)更高主要反映了“表達觀點但避免極端”的中庸式溫和應答偏好而非“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答模式。

我們的結果表明，中庸這一古老的儒學概念對當代儒家文化圈社會仍有深遠的影響，并成為一種彌散在日常生活實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影響（陳云松，2022）。在全球化退潮與地區(qū)文化主體復蘇的背景下，我們的實證結果也為相同文化區(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)也有待將來更細致的田野證據(jù)和人類學考察的檢驗與拓展。

受篇幅所限，本文將重心放在中間偏好指數(shù)構造和區(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、責任感和社會信任感等觀念顯著相關。這些結果提示，可以將中間偏好指數(shù)作為一種思維度量指標應用到更多的社會科學實證研究之中。我們認為后續(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制；基于國家/地區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)進一步呈現(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。