Abstract
In moral dilemmas, decision-making can be based on more utilitarian or deontological reasoning. In two experimental studies, we manipulated the number of people to be sacrificed (1 to save 5 vs. 3 to save 5) and whether personalizing information about them was presented. Results provide the first evidence of how the effects of kill-save ratios and identifiability of the potential victims are contingent on one another. Specifically, this research shows that when individuating information about the potential victims is present in a trolley dilemma, participants are more reluctant to sacrifice three persons to save five than to sacrifice one person to save five. When such individuating information is not present, the acceptability of sacrificing the victims does not depend on their number.
The study of moral dilemmas is often based on artificial scenarios that are created to illustrate fundamental ideas. Nonetheless, these fundamental ideas often resonate with situations from everyday life. This is the case, for example, when people decide whether they should support a war that will most likely kill hundreds of soldiers and civilians for the sake of a more just society, or when a fireman has to decide whether to save two elderly people or one baby, or in the recent debate about moral algorithms in autonomous vehicles (Bonnefon et al., 2016), where a discussion emerged about whether cars should be programmed to save their driver at all costs or whether they should seek to preserve the higher number of lives possible, even if that means sacrificing their driver.
The classic example of a moral dilemma is the trolley problem. This dilemma has several versions, but the most common is the switch version: There is a runaway trolley barreling down the railway tracks. Ahead, on the tracks, there are five people tied up and unable to move. The trolley is headed straight for them. You are standing some distance off in the train yard, next to a lever. If you pull this lever, the trolley will switch to a different set of tracks. However, you notice that there is one person tied up on the side track.
Thus, people have two options: they can either do nothing, which means that the trolley will kill the five people on the main track, or they can decide to pull the lever, which diverts the trolley to the side track, saving five people but killing one.
Several factors affect the way people respond to this type of dilemma, including how much time they have to respond (Suter & Hertwig, 2011; Trémolière & Bonnefon, 2014) and whether they are more prone to reflect carefully about a problem or are more intuitive instead (Paxton et al., 2012; Pennycook et al., 2014). These are characteristics of the decision-maker, that is, the person responding to the dilemma. This paper focuses on the characteristics of the dilemma and the target people depicted in it (cf., Cikara et al., 2010). In particular, it focuses on (1) the ratios of the lives involved in the dilemma (i.e., how many people are potentially sacrificed vs. saved), and (2) whether the people described in the dilemma are abstract entities (mere numbers) or whether they are presented in an individuated fashion, making them unique and differentiated individuals.
Several studies show that people are sensitive to the number of people sacrificed versus saved in humanitarian dilemmas. For instance, the work on proportion dominance shows that people evaluate a program that can save 2 out of 4 people more favourably than a program that can save 2 out of 112 (Jenni & Loewenstein, 1997) because the proportion of the reference group that is saved is higher in the former case than in the latter (see also Bartels, 2006; Mata, 2016). For moral dilemmas in particular, it has been shown that people find it easier to choose the utilitarian solution (i.e., to sacrifice a person) if the number of people saved is larger (e.g., killing 1 to save 100 vs. killing 1 to save 5; Mata, 2019; Trémolière & Bonnefon, 2014; Vega et al., 2020).
The previous studies that dealt with the trolley dillema (e.g., Mata, 2019) have focused on the ratio’s denominator, that is, whether the sacrifice saves few or many lives. The present study focused on the numerator instead: the number of lives that need to be sacrificed in order to save other lives. A fairly straightforward prediction is that it should be harder to defend the utilitarian choice when more lives would need to be sacrificed (e.g., sacrificing 3 to save 5 should be less defensible than sacrificing 1 to save 5). However, this prediction may be qualified by an interaction with the other factor manipulated in this research: identifiability.
There is a large body of research on the identifiable victim effect showing that people respond differently to humanitarian dilemmas when the people depicted in them are presented in an individuated fashion. In particular, they are more willing to contribute to help a person in need when that person is described in a way that singles her out (e.g., with their names and photos) and makes her a concrete entity rather than an abstract statistic (e.g., Kogut & Ritov, 2005).
We propose that the role that each factor plays in the decision may be contingent on the other. That is, the importance of saving more lives (vs. yielding to the principle of not sacrificing people under any circumstances) in any given context may depend on the amount of information people have about the people depicted in the dilemma. Yet, to our knowledge, these two dimensions have never been manipulated simultaneously within a moral dilemma scenario.
Accordingly, the present research includes two experimental studies that examine the combined effect of the kill-save ratio and the identifiability of the people in the trolley dilemma. Specifically, this research manipulates the number of people potentially sacrificed (sacrificing 1 to save 5 vs. sacrificing 3 to save 5) and whether individuating information (photo, name and age) is provided about them. We expect that (1) people should be more reluctant to sacrifice more vs. fewer people, as the utility of committing the sacrifice (i.e., number of saved lives) decreases, and (2) this should be particularly the case when the sacrificed people are identified, in line with the identifiable victim effect. Indeed, this prediction is in line with work on statistical versus identified lives (Schelling, 1968; Small & Loewenstein, 2003), whereby individuation makes potential victims more real and less like numbers, which precludes thinking of the dilemma in a cold, analytical fashion. The dilemma ceases to be about mere numbers (e.g., 3 vs. 5) and becomes about real people whose lives are being traded for others, a notion that pushes people’s moral buttons (Tetlock et al., 2000), making the utilitarian logic of trading some lives for others abhorrent.
Experiment 1
Method
Participants and design
One hundred and fifty-two participants were recruited through Facebook and completed the experiment on their personal computers or smartphones. These participants were randomly distributed in a 2 (sacrifice 1 to save 5 vs. sacrifice 3 to save 5) X 2 (people: identified vs. not identified) between-participants design. A sensitivity analysis using G*Power 3.1 (Faul et al., 2007) revealed 80% power to detect effect sizes with f = .23 (small effects being between .10 and .25; Cohen, 1992) with the sample size obtained. Demographic information was not collected in this experiment.
Materials and procedure
After providing informed consent, participants started the experiment by reading the following dilemma (original instructions in Portuguese): A runaway trolley is going in the direction of five men who are working on a train track. If nothing is done, the trolley will kill those five men. There is a lever that enables the direction of the trolley to be changed to another line where there [is] [one man/[are] three men] working. If the lever is pressed, the lives of the five men in the first track are saved, but the [man/three men] in the second track will die. The situation is schematized in the drawing below:
Right below the text, a diagram appeared with a drawing of a trolley in the left atop a horizontal line representing a train track. A turn connected the main track to a second, parallel horizontal track, and a lever was connected to the intersection of the tracks. In the non-identified condition, the exact same male silhouette symbol was repeated five times on the first track and one or three times on the track below, depending on the condition. In the identified condition, the symbols were replaced by pictures of real faces of men taken from the FEI Face database (De Oliveira Junior & Thomaz, 2006), under which appeared common Portuguese first names (e.g., Pedro) and age descriptions (e.g., 25 years). The faces, names and ages were randomly attributed to a given position for each participant. Below the drawing, participants were asked: ‘How acceptable do you think it is to push the lever?’. Participants answered using a scale from 1 (‘Totally unacceptable’) to 9 (‘Totally acceptable’). The drawing had a height of 450 pixels and a width of 1,000 pixels. As participants with screens smaller than 1,000 pixels of width may never see the drawing completely unless they choose to scroll to the right, screen size was recorded.
Results
Means for all conditions are presented in Figure 1 (Data for this study are available with open access in http://www.apis.ics.ulisboa.pt/apis0069). Mean acceptability to push lever (with 95% CIs), per condition (Experiment 1)
A two-way ANOVA was conducted with acceptability to push the lever (i.e., to sacrifice) as the dependent variable and the number of sacrificed persons (one versus three) and identifiability (identified by picture, name and age vs. not identified) as independent variables. An interaction effect emerged, F(1, 148) = 6.79, p = .010, η p 2 = .04. The main effects of number of sacrificed persons, F(1, 148) = 0.85, p = .358, η p 2 = .01, and identifiability, F(1, 148) = 1.55, p = .215, η p 2 = .01, were not significant. Planned contrasts revealed that when individuating information was presented, participants were more reluctant to sacrifice three persons to save five (M = 4.87, SD = 2.35, n = 39) than to sacrifice one person to save five (M = 6.21, SD = 1.98, n = 38), F(1, 148) = 6.31, p = .013, η p 2 = .04. When individuating information was not presented, acceptability ratings did not differ as a function of the number of sacrificed people (three to save five: M = 6.33, SD = 2.39, n = 39; one to save five: M = 5.69, SD = 2.61, n = 36), F(1, 148) = 1.40, p = .239, η p 2 = .01.
Decomposing the interaction effect from another perspective, results show that for participants who were faced with the dilemma to sacrifice one person to save five, the personalizing information did not make a difference, F(1, 148) = 0.90, p = .344, η p 2 = .01. However, for participants who had to choose whether to sacrifice three persons to save five, the individuating information made the sacrifice less acceptable, F(1, 148) = 7.62, p = .007, η p 2 = .05.
Discussion
This study offered the first experimental test orthogonally manipulating the number of people potentially sacrificed in a trolley dilemma and whether individuating information was provided about them. While results did not provide evidence for the hypothesis that people are, in general, more reluctant to sacrifice more vs. fewer people, they do show an interaction indicating that the acceptability of sacrificing the victims depends both on the number of victims and the presence/absence of personalizing/individuating information. As expected, when individuating information is provided, people are more reluctant to sacrifice three persons vs. one person. But when no individuating information is provided, the sacrifice of more victims is no longer seen as significantly less acceptable.
The inexistence of a main effect of the kill-save ratio may have been due to low test power. In fact, recent methodological papers (e.g., Da Silva Frost & Ledgerwood, 2020) suggest that for the 2 × 2 ANOVA one should have in mind — beyond traditional parameters such as effect size and power — the expected shape of the interaction. Given that, in this study, we found a significant effect for the number of sacrificed persons within the identified condition and a non-significant effect of the number of sacrificed persons within the non-identified condition, we expected a knockout shape (i.e., the effect exists within the identified condition and disappears in the non-identified condition). Calculating the d directly from the means of the two ‘number of sacrificed’ persons conditions (1 to save 5 vs 3 to save 5) within the identified condition resulted in a d = 0.62, which, in an a priori power analysis using G*Power 3.1 (Faul et al., 2007), with 80% power, resulted in a total required sample size of 84 participants. Multiplying by four, as recommended by Da Silva Frost and Ledgerwood (2020), results in a total of 336 recommended participants. The flaw in providing sufficient power motivated us to conduct a second study.
Experiment 2
Method
Participants and design
Following the power calculations previously presented, 338 participants (102 identified as male, 222 as female, two as male transexual and two as non-binary; M age = 34.61, SD age = 11.10, and the majority, 318, were Portuguese nationals) were recruited through mailing lists and completed the experiment on their personal computers or smartphones. As in Experiment 1, these participants were randomly distributed in a 2 (sacrifice 1 to save 5 vs. sacrifice 3 to save 5) X 2 (sacrificed person or persons identified vs. not identified) between-participants design.
Materials and procedure
The materials and procedure of Experiment 2 were identical to those of Experiment 1, with the only difference being that participants in Experiment 2 ended the experiment by indicating their age, gender and nationality.
Results
Means for all conditions are presented in Figure 2. (Data for this study are available with open access in http://www.apis.ics.ulisboa.pt/apis0070). Mean acceptability to push lever (with 95% CIs), per condition (Experiment 2)
As in Experiment 1, a two-way ANOVA was conducted with acceptability to push the lever (i.e., to sacrifice) as the dependent variable, and the number of sacrificed persons (one versus three) and identifiability (identified by picture, name and age vs. not identified) as independent variables. A main effect of number of sacrificed persons emerged, F(1, 334) = 4.55, p = .034, η p 2 = .01. The main effect of identifiability, F(1, 334) = 1.10, p = .295, η p 2 < .01, and the interaction, F(1, 334) = 1.62, p = .204, η p 2 = .01, were not significant. Replicating the pattern of Experiment 1, planned contrasts revealed that when individuating information was presented, participants were more reluctant to sacrifice three persons to save five (M = 5.80, SD = 2.11, n = 89) than to sacrifice one person to save five (M = 6.55, SD = 1.85, n = 82), F(1, 334) = 5.87, p = .016, η p 2 = .02. When individuating information was not presented, acceptability ratings did not differ as a function of the number of sacrificed people (three to save five: M = 5.85, SD = 2.03, n = 85; one to save five: M = 6.04, SD = 2.09, n = 82), F(1, 334) = 0.37, p = .546, η p 2 < .01.
As in Experiment 1, decomposing the interaction effect from another perspective, results show that for participants who were faced with the dilemma to sacrifice one person to save five, the personalizing information did not make a difference, F(1, 334) = 2.62, p = .106, η p 2 = .01. Unlike Experiment 1, for participants who had to choose whether to sacrifice three persons to save five, the individuating information also did not make a difference, F(1, 334) = 0.03, p = .873, η p 2 < .01.
As we used only male pictures, names and silhouettes, we ran a final ANOVA with acceptability to push the lever (i.e., to sacrifice) as the dependent variable, and the number of sacrificed persons (one vs. three), identifiability (identified by picture, name and age vs. not identified) and gender (male vs. female) as independent variables. There was no main effect of gender, F(1, 316) = 0.61, p = .437, η p 2 < .01, nor any interaction of gender with identifiability, F(1, 316) = 0.11, p = .738, η p 2 < .01, number of sacrificed persons, F(1, 316) = 0.43, p = .510, η p 2 < .01, nor a three-way interaction, F(1, 316) = 0.52, p = .472, η p 2 < .01.
General discussion
This paper reported the first experimental studies providing evidence of instances in which the effects of kill-save ratios and identifiability of the potential victims are contingent on one another. Specifically, this research shows that when individuating information about the potential victims is present in a trolley dilemma, participants are more reluctant to sacrifice three persons to save five than to sacrifice one person to save five. When such individuating information is not present, the acceptability of sacrificing the victims does not depend on their number.
The caveat to these innovative results emerges from the inconsistent impact of individuating information in the 3 vs. 5 scenario, given that this information was sufficient to make the sacrifice less acceptable in one of the studies (Study 1) but not in the other (Study 2). The reason for the inconsistent results may lie in the way identifiability was manipulated. Providing more individuating and content-laden specifics (e.g., details about the person’s/persons’ history and life circumstances) may offer a more consistent result.
Despite these mixed results, the two studies taken together do bring the innovation of manipulating the numerator in a kill-save ratio within an experimental context that simultaneously takes identifiability into account, offering potentially important insights.
On the one hand, this research shows the importance of going beyond the overwhelming majority of studies within moral dilemmas that narrow their scope to the 1 vs. 5 conundrum. There were already instances of research showing that variations in the denominator make a difference (e.g., Trémolière & Bonnefon, 2014). The current research shows that variations in the numerator are also impactful and that the number of sacrificed victims matters. This sensitivity to the ratio of lives saved also suggests that people are flexible and context-sensitive in their moral judgements, rather than having fixed, unnegotiable moral principles (Bartels, 2008; Uhlmann et al., 2009).
On the other hand, it also reveals a nuance to that ratio sensitivity by showing how it is contingent on the personalizing information provided about those who are being sacrificed or saved. So, it is not just that ratios matter and that variations in the numerator of those ratios matter, but also that those ratios cannot be disentangled from who those people actually are.
Within this contingency between ratios and individuating information, one unexpected (but quite interesting, we believe) result emerged consistently between studies: when people face the classical 1 vs. 5 dilemma, providing individuating information does not make a difference. This suggests that a single victim is always regarded as a unique individual, a life, even if no further information is provided about her. Phrasing it differently, it is only for conditions with n + 1 victims that personalizing information makes a difference.
In sum, previous research had already addressed the role of ratios (e.g., Mata, 2016) and identifiability (e.g., Kogut & Ritov, 2005) independently. What the results from our study clearly indicate is that both ratios and identifiability (i.e., the presence of individuating information) play a role and that the role of each of these factors is contingent on the other.
When developing future lines of research acknowledging the importance of this interaction of dimensions, three hitherto unaddressed issues should be considered. First, one should explore more how the different roles that the ratios and identifiability aspects play in the acceptability of the sacrificing decision may be reflecting different underlying forms of reasoning, eliciting either more deontological concerns or more utilitarian analyses. Indeed, future research should assess the ethical principles underlying the different patterns here uncovered. Second, the very nature of the task at hand also remains unexplored. The current setting yields an opportunity for deliberative thinking rather than assessing the participants’ intuitive reactions. Whether the distinctive nature of these two types of reasoning plays a role is yet to be tested. Finally, one aspect that we decided to keep constant for the sake of simplification is the gender of the victims. Analyses from the second study showed how the gender of participants did not impact on the general pattern of results. However, using all males as victims to be potentially sacrificed or saved is a potential limitation of this research. Indeed, while research regarding the role of gender on moral dilemmas has been mostly devoted to assessing for differences between men and women as participants facing the dilemma (e.g., Armstrong et al., 2019), a less explored aspect regards the impact of varying the gender of the potential victims within those scenarios (but see FeldmanHall et al., 2016). Addressing these aspects together with the main concern for both the kill-save ratios and identifiability dimensions will allow us to understand more thoroughly what drives human decision-making within real-life situations that mirror these moral dilemmas.
¿Personas reales o meros números? La influencia de la proporción vidas sacrificadas/vidas salvadas y la identificabilidad en los juicios morales
El estudio de los dilemas morales suele basarse en escenarios artificiales creados para ilustrar las ideas subyacentes. No obstante, estas ideas fundamentales suelen resonar en situaciones de la vida cotidiana. Es lo que ocurre, por ejemplo, cuando se tiene que decidir si se apoya una guerra que posiblemente causará la muerte de cientos de soldados y civiles en aras de una sociedad más justa, o cuando un bombero tiene que decidir si salva a dos ancianos o a un bebé, o en el debate reciente sobre algoritmos morales en los vehículos autónomos (Bonnefon et al., 2016), un contexto en el que surge la discusión de si los vehículos deben ser programados para salvar a su conductor a toda costa o si deberían tratar de preservar el mayor número de vidas posible, incluso cuando ello implica sacrificar al conductor.
El ejemplo clásico de dilema moral es el problema del tranvía. Este dilema adopta diversas versiones, pero la más habitual es la de la palanca de cambio de vías: Un tranvía avanza descontrolado por la vía. Más adelante, ancladas a la vía y sin posibilidad de moverse, hay cinco personas. El tranvía se dirige directamente hacia ellas. El observador/participante se encuentra en la estación, a cierta distancia del tranvía, junto a una palanca de cambio de agujas. Si acciona la palanca, el tranvía se desviará hacia otras vías, pero el observador advierte que en esa otra vía hay una persona.
Así pues, el observador tiene dos opciones: no hacer nada, lo que significa que el tranvía matará a las cinco personas de la vía principal, o accionar la palanca para desviar al tranvía y salvar así a las cinco personas, pero sacrificando a una.
Diversos factores influyen en el modo en que las personas responden a este tipo de dilema, entre ellos el tiempo del que disponen para responder (Suter & Hertwig, 2011; Trémolière & Bonnefon, 2014) y si tienden a reflexionar cuidadosamente sobre el problema o, por el contrario, responden de una manera más intuitiva (Paxton et al., 2012; Pennycook et al., 2014). Ambas son características de quien toma las decisiones, es decir, de la persona que responde al dilema. En este artículo nos centramos en las características del dilema y de las personas que se describen en él (cfr. Cikara et al., 2010). En particular, nos centramos en (1) la proporción entre las vidas implicadas en el dilema (el número de personas sacrificadas vs. salvadas) y (2) si las personas implicadas son entidades abstractas (meros números) o si se presentan de un modo individualizado, convirtiéndolas en personas únicas y diferenciadas.
Múltiples estudios muestran que, en este tipo de dilemas humanitarios, las personas son sensibles al número de personas sacrificadas frente al número de personas salvadas. Por ejemplo, en los trabajos sobre la relevancia de la proporción se demuestra que las personas evalúan de manera más favorable un programa que puede salvar a 2 de 4 personas que otro que puede salvar a 2 de 112 personas (Jenni & Loewenstein, 1997) porque la proporción del grupo de referencia salvado es mayor en el primer caso que en el segundo (véase también Bartels, 2006; Mata, 2016). En el caso particular de los dilemas morales, se ha demostrado que a las personas les resulta más fácil optar por la solución utilitaria (es decir, sacrificar una persona) si el número de personas que se salva es mayor (e.g., sacrificar 1 para salvar a 100 vs. sacrificar 1 para salvar 5; Mata, 2019; Trémolière & Bonnefon, 2014; Vega et al., 2020).
Los estudios previos sobre el dilema del tranvía (e.g., Mata, 2019) se centran en el denominador de la proporción, es decir, si el sacrificio salva a muchas personas o a pocas. Por el contrario, el presente estudio se centra en el numerador: el número de vidas que han de sacrificarse para salvar otras vidas. Una predicción relativamente fácil es que debería ser más difícil defender la opción utilitaria (e.g., sacrificar a 3 para salvar a 5 debería ser menos defendible que sacrificar a 1 para salvar a 5). No obstante, esta predicción debería ir matizada por una interacción con el otro factor que se manipula en esta investigación: la identificabilidad.
Existe un gran volumen de investigación sobre el efecto de la víctima identificable que demuestra que las personas responden de un modo diferente a los dilemas humanitarios si a las personas involucradas se las describe de manera individualizada. En particular, los observadores se muestran más dispuestos a participar para ayudar a la persona que lo necesita cuando esa persona se describe de manera que resulte identificable (e.g., por su nombre y mediante fotografías) y la convierte en una entidad concreta en lugar de una estadística abstracta (e.g., Kogut & Ritov, 2005).
Proponemos que el rol que cada factor desempeña en la toma de decisiones podría depender de los demás factores. Es decir, la importancia de salvar más vidas (frente a respetar el principio de no sacrificar a ninguna persona bajo ninguna circunstancia) en un contexto determinado podría depender de la cantidad de información de la que disponen los observadores sobre las personas descritas en el dilema. Y sin embargo, hasta donde sabemos, estas dos dimensiones no se han manipulado nunca de manera simultánea en el escenario de un dilema moral.
Por lo tanto, nuestra investigación incluye dos estudios experimentales en los que se explora el efecto combinado de la proporción personas sacrificadas/personas salvadas y la identificabilidad de las personas que participan en el dilema del tranvía. En particular, en esta investigación manipulamos el número de personas potencialmente sacrificadas (sacrificar a 1 para salvar a 5 vs. sacrificar a 3 para salvar a 5) y si se presenta información individualizada (fotografía, nombre y edad) sobre ellos. Esperamos que (1) los participantes se mostrarán más reticentes a sacrificar más vs. menos personas, a medida que la utilidad del sacrificio (es decir, el número de vidas salvadas) disminuye y (2) que esto ocurrirá particularmente cuando las personas sacrificadas son identificables, de acuerdo con el efecto de la víctima identificable. De hecho, esta predicción es coherente con los trabajos sobre vidas estadísticas vs. identificables (Schelling, 1968; Small & Loewenstein, 2003), en los que la individualización de las personas hace a las víctimas potenciales más reales y menos como meros números (e.g., 3 vs. 5) y las convierte en personas reales cuyas vidas se intercambian por otras, un concepto que toca la fibra moral de la gente (Tetlock et al., 2000) y convierte la lógica utilitaria del intercambio de unas vidas por otras en algo abominable.
Experimento 1
Método
Participantes y diseño
A través de Facebook se reclutaron 152 participantes que completaron el experimento en sus ordenadores personales o teléfonos inteligentes. Los participantes fueron asignados aleatoriamente a un diseño interparticipantes 2 (sacrificar 1 para salvar a 5 vs. sacrificar 3 para salvar 5) x 2 (persona: identificable vs. no identificable). Un análisis de sensibilidad utilizando G*Power 3.1 (Faul et al., 2007) reveló una potencia de 80% para detectar efectos de un tamaño correspondiente a f = .23 (efectos de menor tamaño entre .10 y .25; Cohen, 1992) con el tamaño de la muestra obtenida. No se recabaron datos demográficos en este experimento.
Materiales y procedimiento
Tras facilitar su consentimiento informado, los participantes comenzaron el experimento con el siguiente dilema (instrucciones originales en portugués): Un tranvía descontrolado se dirige hacia cinco personas que están trabajando en las vías. Si no se hace nada, el tranvía matará a las cinco personas. Hay una palanca que permite cambiar la dirección del tranvía hacia otras vías en las que hay [un hombre/tres hombres] trabajando. Si se acciona la palanca, las vidas de los tres hombres en las vías principales se salvarán, pero [el hombre/los tres hombres] de la vía secundaria morirá(n). En el esquema siguiente se representa la situación:
Debajo del texto se facilitó un diagrama con el dibujo de un tranvía a la izquierda, sobre una línea horizontal que representaba la vía principal. Mediante una curva se unía esta vía con una vía secundaria, paralela a la principal y con una palanca conectada en la intersección de ambas vías. En la condición no identificable se repetía cinco veces un mismo símbolo de una silueta masculina en la vía principal y una o tres veces en la vía secundaria, en función de la condición. En la condición de personas identificables, los símbolos se sustituyeron por caras de personas reales provenientes de la base de datos de rostros humanos FEI (De Oliveira Junior & Thomaz, 2006), bajo las que aparecían nombres portugueses populares (e.g., Pedro) y descripciones de la edad (e.g., 25 años). Los rostros, nombres y edades se adjudicaron aleatoriamente a una de las posiciones para cada participante. Debajo del dibujo, se formularon las siguientes preguntas a los participantes: ‘¿En qué grado te parece aceptable accionar la palanca?’. Los participantes tenían que responder sobre una escala de 1 (‘totalmente inaceptable’) a 9 (‘totalmente aceptable’). El esquema tenía una altura de 450 píxeles y una anchura de 1,000 píxeles. Puesto que los participantes con pantallas de un tamaño inferior a 1,000 píxeles no podían visualizar el diagrama completo a menos que desplazaran hacia la derecha mediante la barra de desplazamiento, se decidió registrar el tamaño de la pantalla.
Resultados
En la Figura 1 se muestran las medias de todas las condiciones (los datos utilizados en este estudio están accesibles en http://www.apis.ics.ulisboa.pt/apis0069). Aceptabilidad media de accionar la palanca (con IC de 95%), por condición (Experimento 1)
Se realizó un ANOVA bidireccional con la aceptabilidad de accionar la palanca (es decir, sacrificio) como variable dependiente y el número de personas sacrificadas (una vs. tres) y la identificabilidad (identificadas mediante una imagen, el nombre y la edad vs. no identificadas) como variables independientes. El análisis reveló un efecto de interacción, F(1, 148) = 6.79, p = .010, η p 2 = .04. Los efectos principales del número de personas sacrificadas, F(1, 148) = 0.85, p = .358, η p 2 = .01, y de la identificabilidad, F(1, 148) = 1.55, p = .215, η p 2 = .01, no eran significativos. Los contrastes previstos revelaron que cuando se incluía información sobre los individuos implicados en el dilema, los participantes eran más reacios a sacrificar a tres personas para salvar a cinco (M = 4.87, DT = 2.35, n = 39) que cuando se podía sacrificar a una persona para salvar a cinco (M = 6.21, DT = 1.98, n = 38), F(1, 148) = 6.31, p = .013, η p 2 = .04. Cuando no se incluía información individualizada sobre las posibles víctimas, las puntuaciones de aceptabilidad no variaron en función del número de personas sacrificadas (tres para salvar a cinco: M = 6.33, DT = 2.39, n = 39; una para salvar a cinco: M = 5.69, DT = 2.61, n = 36), F(1, 148) = 1.40, p = .239, η p 2 = .01.
Al descomponer el efecto de interacción desde otra perspectiva, los resultados muestran que para los participantes que se planteaban el dilema de sacrificar una persona para salvar a cinco, la presencia de información individualizada no cambiaba nada, F(1, 148) = 0.90, p = .344, η p 2 = .01. No obstante, para los participantes que tenían que decidir sacrificar tres personas para salvar a cinco, la presencia de información sobre estas personas hacía el sacrificio menos aceptable, F(1, 148) = 7.62, p = .007, η p 2 = .05.
Discusión
Este estudio presenta la primera prueba experimental mediante la manipulación ortogonal del número de personas potencialmente sacrificadas en un dilema del tranvía y sobre la presencia de información individualizada sobre ellas. Si bien los resultados no ofrecen evidencia firme de que las personas, por lo general, son más reacias a sacrificar un número mayor de personas frente a uno menor, sí revelan una interacción que sugiere que la aceptabilidad del sacrificio de las víctimas depende tanto del número de víctimas como de la presencia/ausencia de información individualizada que contribuye a su identificación. Como esperábamos, cuando se ofrece información individualizada sobre las víctimas, los participantes son más reacios a sacrificar tres personas vs. una persona. Pero cuando no se presenta ninguna información sobre las posibles víctimas, el sacrificio de un número mayor de personas no se advierte significativamente menos aceptable.
La inexistencia de un efecto principal de la proporción personas sacrificadas/personas salvadas podría deberse al bajo nivel de potencia estadística. De hecho, algunos artículos sobre metodología (e.g., Da Silva Frost & Ledgerwood, 2020) sugieren que al realizar un ANOVA 2 × 2 debería tenerse en cuenta — además de los parámetros tradicionales como el tamaño del efecto y el poder estadístico — el formato esperado de la interacción. Dado que en este estudio observamos un efecto significativo del número de las personas sacrificadas en la condición de identificación y un efecto no significativo en la condición sin identificación, esperábamos un efecto evanescente (el efecto existe en la condición con identificación de las víctimas y desaparece en la condición sin identificación). El cálculo del valor d directamente a partir de las medias de las dos condiciones ‘número de personas sacrificadas’ (1 para salvar 5 y 3 para salvar 5) en la condición con datos identificativos resultó en d = 0.62, que, en un análisis a priori del poder estadístico utilizando el programa G*Power 3.1 (Faul et al., 2007), con 80% de potencia, resultó en una muestra total necesaria de 84 participantes. Si multiplicamos esa cifra por 4, como recomiendan Da Silva Frost y Ledgerwood (2020), obtenemos un total de 336 participantes recomendados. Este defecto en la provisión del poder estadístico suficiente nos llevó a realizar un segundo estudio.
Experimento 2
Método
Participantes y diseño
Aplicando el mismo cálculo de potencia descrito anteriormente, se reclutó, a través de listas de correo, un total de 338 participantes (102 hombres, 222 mujeres, dos transexuales hombres y dos de sexo no binario; M edad = 34.61, DT edad = 11.10, la mayoría, 318, de nacionalidad portuguesa), que completaron el experimento en sus ordenadores personales o móviles inteligentes. Como en el Experimento 1, los participantes fueron asignados aleatoriamente a una de las condiciones en un diseño experimental intersujeto de tipo 2 (sacrificar 1 para salvar 5 vs. sacrificar 3 para salvar 5) x 2 (sacrificar personas identificadas vs. no identificadas).
Materiales y procedimiento
Los materiales y el procedimiento empleado en el Experimento 2 eran idénticos a los del Experimento 1, con la única salvedad de que los participantes en el Experimento 2 finalizaron el mismo indicando su edad, sexo/género y nacionalidad.
Resultados
En la Figura 2 se presentan las medias de todas las condiciones. (Los datos utilizados en este estudio están disponibles en http://www.apis.ics.ulisboa.pt/apis0070). Aceptabilidad media de accionar la palanca (con IC de 95%), por condición (Experimento 2)
Como en el Experimento 1, llevamos a cabo un ANOVA bidireccional con la aceptabilidad de accionar la palanca como variable dependiente y el número de personas sacrificadas (una vs. tres) y la identificabilidad (posibles víctimas identificadas mediante imagen, nombre y edad vs. no identificadas) como variables independientes. Se observó un efecto principal del número de personas sacrificadas, F(1, 334) = 4.55, p = .034, η p 2 = .01. Ni el efecto principal de la identificabilidad, F(1, 334) = 1.10, p = .295, η p 2 < .01, ni la interacción, F(1, 334) = 1.62, p = .204, η p 2 = .01, eran significativos. Reproduciendo el patrón del Experimento 1, los contrastes anticipados revelaron que, cuando se presentaba información individualizada sobre las posibles víctimas, los participantes eran más reacios a sacrificar tres personas para salvar cinco (M = 5.80, DT = 2.11, n = 89) que a sacrificar una persona para salvar cinco (M = 6.55, DT = 1.85, n = 82), F(1, 334) = 5.87, p = .016, η p 2 = .02. Cuando no se facilitó esta información, los niveles de aceptabilidad no variaron en función del número de personas sacrificadas (tres para salvar cinco: M = 5.85, DT = 2.03, n = 85; una para salvar cinco: M = 6.04, DT = 2.09, n = 82), F(1, 334) = 0.37, p = .546, η p 2 < .01.
Como en el Experimento 1, si descomponemos el efecto de interacción desde otra perspectiva, los resultados demuestran que en el caso de los participantes que se enfrentaron al dilema de sacrificar una persona para salvar cinco, la presencia de información individualizada no supuso ningún cambio, F(1, 334) = 2.62, p = .106, η p 2 = .01. A diferencia del primer experimento, en el caso de los participantes que tenían que decidir si sacrificaban tres personas para salvar cinco, la presencia de información individualizada tampoco supuso ningún cambio, F(1, 334) = 0.03, p = .873, η p 2 < .01.
Dado que se utilizaron únicamente imágenes, nombres y siluetas masculinos, llevamos a cabo un ANOVA final con la aceptabilidad de accionar la palanca (es decir, el sacrificio) como variable dependiente, y el número de personas sacrificadas (una vs. tres), la identificabilidad (identificación mediante el rostro, el nombre y la edad vs. no identificados) como variables independientes. No se observó un efecto principal del género, F(1, 316) = 0.61, p = .437, η p 2 < .01, ni una interacción del género con la identificabilidad, F(1, 316) = 0.11, p = .738, η p 2 < .01 o el número de personas sacrificadas, F(1, 316) = 0.43, p = .510, η p 2 < .01, ni tampoco una interacción a tres bandas, F(1, 316) = 0.52, p = .472, η p 2 < .01.
Discusión general
En este artículo se informa del primer estudio experimental que ofrece evidencia de ejemplos en los que la proporción vidas sacrificadas/vidas salvadas y la identificabilidad de las víctimas potenciales dependen entre sí. En particular, en este trabajo se muestra que cuando se ofrece información individualizada y personal sobre las posibles víctimas en un dilema del tranvía, los participantes son más reacios a sacrificar tres personas para salvar cinco que a sacrificar una para salvar a cinco. Cuando no se ofrece este tipo de información, la aceptabilidad de sacrificar a esas personas no depende del número.
Una advertencia ante estos resultados innovadores surge de la falta de consistencia en el impacto de la información individual en el escenario 3 vs. 5, dado que la presencia de esta información bastaba para hacer que el sacrificio resultase menos aceptable en uno de los estudios (Estudio 1), pero no en el otro (Estudio 2). La razón para esta falta de consistencia en los resultados podría encontrarse en el modo en que se manipuló la identificabilidad. La presencia de más detalles específicos y mayor contenido sobre la identidad de las personas (e.g., detalles sobre los antecedentes y la vida de estas personas) podría arrojar resultados más consistentes.
A pesar de la falta de consistencia en los resultados, los dos estudios combinados contribuyen con la innovación de manipular el numerador de la proporción vidas sacrificadas/vidas salvadas en un contexto experimental que, al mismo tiempo, tiene en cuenta la identificabilidad de las posibles víctimas, facilitando así nuevos conocimientos relevantes.
Por un lado, esta investigación demuestra la importancia de ir más allá de la gran mayoría de estudios sobre los dilemas morales, que reducen su alcance al problema de 1 vs. 5. Existen ya ejemplos de investigaciones que muestran que las variaciones en el denominador influyen en el resultado (e.g., Trémolière & Bonnefon, 2014). Esta investigación demuestra que las variaciones en el numerador también influyen en los resultados y que el número de víctimas sacrificadas importa. Esta sensibilidad a la proporción de vidas sacrificadas/vidas salvadas también sugiere que las personas son flexibles y sensibles al contexto en sus juicios morales, y no suelen albergar principios morales fijos e innegociables (Bartels, 2008; Uhlmann et al., 2009).
Por otro lado, también revela un matiz en la sensibilidad a dicha proporción, puesto que muestra su contingencia con la información individual que se presenta sobre las personas que van a ser sacrificadas o salvadas. Por tanto, no solo la proporción en sí y las variaciones en el numerador de esa proporción son importantes, sino que además esa proporción no puede desligarse de la identidad de esas personas.
En esta contingencia entre las proporciones y la información personal sobre las posibles víctimas, surge un resultado inesperado (aunque, en nuestra opinión, de gran interés) de manera consistente: cuando los participantes se enfrentan al clásico dilema 1 vs 5, la presencia de información personal sobre las posibles víctimas no cambia nada. Esto sugiere que una única víctima siempre se considera un individuo único, una vida, incluso cuando no se dispone de ninguna información sobre esa persona. Dicho de otro modo, la presencia de información personalizada solo produce resultados distintos en las condiciones con un número de víctimas n + 1.
En resumen, en investigaciones previas ya se había abordado el papel que desempeñan las proporciones de vidas sacrificadas y vidas salvadas (e.g., Mata, 2016) y la identificabilidad de estas (e.g., Kogut & Ritov, 2005) independientemente. Lo que indican claramente nuestros resultados es que ambos aspectos, la proporción y la identificabildiad (es decir, la presencia de información personalizada sobre las posibles víctimas) desempeñan un papel relevante y que el papel de cada uno de estos factores depende y está interrelacionado con el otro.
En el desarrollo de futuras líneas de investigación se debería tener en cuenta la importancia de la interacción entre estas dimensiones, tres aspectos hasta ahora inexplorados. En primer lugar, debería explorarse en mayor profundidad cómo el que desempeñan la proporción y la identificabilidad en la aceptabilidad de la decisión de sacrificar un número determinado de vidas podría reflejar distintas formas de razonamiento, incitando razonamientos más deontológicos o análisis más utilitarios. De hecho, futuras investigaciones deberían evaluar los principios éticos que subyacen a los diferentes patrones descritos en nuestro artículo. En segundo lugar, la propia naturaleza de la tarea también merece un estudio más detallado. El contexto actual brinda la oportunidad de razonas de manera más deliberada en lugar de evaluar las reacciones más bien intuitivas de los participantes. Queda por determinar si la naturaleza característica de ambos tipos de razonamiento desempeña un papel determinado. Por último, un aspecto que hemos decidido mantener constante en aras de la simplicidad es el género de las víctimas. Los análisis realizados en el Estudio 2 muestran que el género de los participantes no influía en el patrón general de los resultados. No obstante, que todas las víctimas potencialmente sacrificadas o salvadas fuesen hombres podría suponer una limitación en nuestra investigación. De hecho, aunque la investigación sobre el rol del género en los dilemas morales se ha centrado principalmente en evaluar las diferencias entre hombres y mujeres como observadores en el dilema (e.g., Armstrong et al., 2019), el impacto de la variación en el género de las víctimas potenciales en estos escenarios sigue siendo un aspecto menos explorado (véase FeldmanHall et al., 2016). Abordar estos aspectos, así como la cuestión principal tanto de la proporción de vidas sacrificadas/vidas salvadas y las dimensiones de identificabilidad de las posibles víctimas nos permitiría comprender mejor y en mayor detalle las motivaciones en la toma de decisiones en situaciones de la vida real que reflejan este tipo de dilemas morales.
Footnotes
The research reported in this paper has been partially supported by a grant attributed to the first author by the Fundação para Ciência e a Tecnologia (PTDC/PSI -GER/28765/2017). When this research was conducted, the third author was a PhD candidate with the support of a grant from Fundação para a Ciência e a Tecnologia (PD/BD/113491/2015). / La investigación detallada en este artículo ha recibido el apoyo de una beca concedida al primer autor por la Fundación para la Ciencia y la Tecnología de Portugal (PTDC/PSI -GER/28765/2017). En el momento de llevar a cabo esta investigación, la tercera autora era estudiante de doctorado con el apoyo de una beca de esa misma Fundación (PD/BD/113491/2015).
No potential conflict of interest was reported by the authors. / Los autores no han referido ningún potencial conflicto de interés en relación con este artículo.
