“親親相隱”中道德認(rèn)知的視角差異

摘 要 “親親相隱”問題中的道德認(rèn)知易受個(gè)體自我中心的影響，因此其視角差異值得關(guān)注。通過三個(gè)研究比較了人們?cè)诋?dāng)局者- 旁觀者視角下對(duì)“親親相隱”的道德認(rèn)知，并考察了重要個(gè)體（自我建構(gòu)和社會(huì)贊許性）和情境（錯(cuò)誤嚴(yán)重性、社會(huì)關(guān)系和道德領(lǐng)域）因素的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）個(gè)體對(duì)“親親相隱”的道德判斷具有穩(wěn)定的跨視角一致性；（2）相對(duì)旁觀者視角，在當(dāng)局者視角下個(gè)體的道德決策體現(xiàn)了更低的“親親相隱”傾向；（3）相對(duì)旁觀者視角，在當(dāng)局者視角下個(gè)體對(duì)“親親相隱”的道德認(rèn)知分離程度更低，且更高的錯(cuò)誤嚴(yán)重性促進(jìn)了這一差異；（4）這些視角差異未受個(gè)體自我建構(gòu)和社會(huì)贊許性的顯著影響，并在多種道德領(lǐng)域中保持穩(wěn)健，且僅存在于親近者違法犯錯(cuò)的情況下。研究進(jìn)一步揭示了中國(guó)人對(duì)“親親相隱”的復(fù)雜態(tài)度，有助于更深入地理解道德認(rèn)知中的關(guān)系偏好。

關(guān)鍵詞 親親相隱 道德認(rèn)知 道德判斷 道德決策 認(rèn)知視角

1 引言

孔子說：“仁者，人也，親親為大”（《中庸》）。孟子也說：“親親，仁也”（《孟子·盡心上》）。與此理念相一致，“親親相隱”是儒家文化傳統(tǒng)中的一個(gè)重要道德觀念?？鬃硬⒉徽J(rèn)可“其父攘羊，其子證之”的道德選擇，主張?jiān)谟H人違法犯錯(cuò)時(shí)應(yīng)該有所袒護(hù)、隱瞞，即“父為子隱，子為父隱，直在其中矣”（《論語(yǔ)·子路》）。道德心理學(xué)近年也開始關(guān)注社會(huì)關(guān)系對(duì)個(gè)體道德認(rèn)知過程的影響（Lee amp; Holyoak， 2020; Soter et al.， 2021），如人們?cè)谟H人違反道德時(shí)的道德認(rèn)知（Berg et al.，2021; Weidman et al.， 2020）。有證據(jù)表明，與生疏者（distant other）違法犯錯(cuò)相比，人們?cè)谟H人或好友等親近者（close other）做出同樣的道德失范行為時(shí)，不僅在道德決策意向?qū)用娓鼉A向于維護(hù)親近者（衛(wèi)旭華， 鄒意， 2020; Weidman et al.， 2020），也更認(rèn)可維護(hù)親近者的道德正當(dāng)性（Soter et al.， 2021），“親親相隱”是一種具有跨文化一致性的基本道德認(rèn)知傾向（Berg， 2021）。

不同于電車難題中展現(xiàn)出的“規(guī)則中心”的道德困境（Thomson， 1985），蘊(yùn)含豐富社會(huì)關(guān)系背景的“親親相隱”問題很難避免自我中心（Bocian etal.， 2020）?，F(xiàn)有研究?jī)H從第一人稱的當(dāng)局者視角考察“親親相隱”問題，就更易出現(xiàn)自我中心偏差（Grossmann， 2017）。例如，在Berg（2021）的一項(xiàng)跨文化研究中，互依自我占據(jù)主導(dǎo)的日本被試在親人違法時(shí)，相對(duì)于獨(dú)立自我占優(yōu)勢(shì)的美國(guó)被試，反而體現(xiàn)出更低的“親親相隱”傾向，這是源自文化差異還是當(dāng)局者視角的潛在自我中心偏差，仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。同時(shí)，第一人稱的當(dāng)局者視角有時(shí)也能夠彌補(bǔ)人們的道德認(rèn)知局限，羅爾斯的“無(wú)知之幕”便是一個(gè)典型例子：在旁觀者視角下形成絕對(duì)公平原則的基礎(chǔ)上，以當(dāng)局者視角引入了“保護(hù)不利地位者權(quán)利”的公正原則（Rawls， 1971）。因此，綜合當(dāng)局者和旁觀者兩種視角，有助于更全面、深入地把握個(gè)體對(duì)“親親相隱”的道德認(rèn)知特點(diǎn)。

現(xiàn)有研究關(guān)注到當(dāng)局者（受害者）視角對(duì)“親親相隱”中道德認(rèn)知的影響（鄧曉芒，2010a; Berg，2021）。在一項(xiàng)思想實(shí)驗(yàn)中，鄧曉芒（2010a）為駁斥“親親相隱”的正當(dāng)性引入受害者親屬視角：“如果你的親人無(wú)辜被殺，你是希望一個(gè)六親不認(rèn)的法官來(lái)判案，還是希望一個(gè)與本案主有親戚關(guān)系且一貫包庇自己親屬的法官來(lái)判案？”還有研究關(guān)注到類似舜帝年少時(shí)被其父迫害的情況（《史記·五帝本紀(jì)》），發(fā)現(xiàn)盡管美- 日被試對(duì)“親親相隱”存在基礎(chǔ)決策意向差異，但在親人違法嚴(yán)重危害到被試自身（vs. 他人）權(quán)益時(shí)，日本被試反而報(bào)告了更高的保護(hù)親人意向，而未顯著影響到美國(guó)被試的決策意向，相應(yīng)地消除了美- 日被試的基礎(chǔ)“親親相隱”意向差異（Berg， 2021）。這些研究關(guān)注到人們?cè)谑芎φ? 非受害者視角下的道德認(rèn)知差異，在很大程度上揭示了“親親相隱”問題中價(jià)值沖突的復(fù)雜性以及人類道德認(rèn)知對(duì)情境特征的敏感性（Schein，2020）。

不過，這些研究采用的非受害者視角，仍是從自身作為親人的當(dāng)局者視角出發(fā)去做出道德決策（Berg， 2021），并不“旁觀”。對(duì)相應(yīng)決策機(jī)制的考察表明，人們袒護(hù)親人的更高決策意向在很大程度上是出于維護(hù)自身利益（Weidman et al.，2020）。采用ERP 技術(shù)的研究也發(fā)現(xiàn)，他人不道德行為會(huì)導(dǎo)致被試在早期認(rèn)知加工過程產(chǎn)生期望違背（expectancy violation，以P300 為指標(biāo)），其中親近者犯錯(cuò)所導(dǎo)致的期望違背顯著高于生疏者，但期望違背對(duì)道德決策的影響方向卻因關(guān)系親疏而截然相反（Berg et al.， 2021）。因?yàn)閮煞N情況下人們的注意朝向不同：親近者犯錯(cuò)時(shí)，人們的注意點(diǎn)在親近者身上；生疏者犯錯(cuò)時(shí)，人們的注意點(diǎn)集中于其所做出的錯(cuò)誤行為上（Berg et al.， 2021; Forbes amp; Stellar，2022）?？梢?，當(dāng)局者視角天然地因親近關(guān)系而隱含著自我中心，但這一偏差對(duì)“親親相隱”是促進(jìn)還是抑制？

因?yàn)殛P(guān)切自身親人的利益，人們?cè)诋?dāng)局者視角會(huì)體會(huì)到更強(qiáng)的情緒喚醒和心理沖突（李天然等，2015）。在信息加工的雙系統(tǒng)過程中，基于情緒的熱系統(tǒng)（hot-system）的更高激活會(huì)削弱自我控制（Metcalfe amp; Mischel， 1999），可能會(huì)降低道德規(guī)范對(duì)個(gè)體行為的約束力。在Weidman 等（2020）的開放式測(cè)量中，被試在親近者違法時(shí)更傾向于采取更加緩和的處理方式（相對(duì)于直接舉報(bào)），從而能夠在維持道德正當(dāng)感（Hofmann et al.， 2018）的同時(shí)不至于破壞親近關(guān)系（Bandura， 2016）。所以，當(dāng)局者視角下更強(qiáng)的情緒體驗(yàn)可能會(huì)增強(qiáng)人們的“親親相隱”決策意向。在道德判斷方面，人們對(duì)親人負(fù)有獨(dú)特的道德義務(wù)，在親人- 陌生人的二元道德選擇中更傾向于幫助親人時(shí)，會(huì)被認(rèn)為更加有道德且值得信賴（McManus et al.， 2020， 2021）。因此，在“親親相隱”問題中的兩難沖突下，當(dāng)局者視角中更高的自我中心也可能促進(jìn)個(gè)體從道德判斷層面合理化對(duì)親人的袒護(hù)行為。

另一方面，在親近者（vs. 生疏者）違法時(shí)，盡管人們更認(rèn)為應(yīng)當(dāng)保護(hù)而非告發(fā)，但“道德上應(yīng)該”（morally should）這一指標(biāo)卻在一定程度上抑制了“親親相隱”的決策傾向（Soter et al.， 2021）?？梢?，盡管“親親相隱”道德觀影響了道德認(rèn)知，但維護(hù)公共利益的道德意識(shí)可能仍然在人們心中占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位。對(duì)中國(guó)人而言，與“親親相隱”相對(duì)的大義滅親也存在于中國(guó)文化傳統(tǒng)中：“大義滅親，其是之謂乎！”（《左傳·隱公四年》）。尤其是在《大清新刑律》之后，“親親相隱”作為一種強(qiáng)制性法定義務(wù)或綱常義務(wù)的規(guī)定被基本取消（范忠信，1997），大義滅親的道德觀可能隨“親親相隱”的式微而更受認(rèn)可。此外，從Berg（2021）的跨文化考察來(lái)看，集體主義的日本被試反而具有更低的基礎(chǔ)“親親相隱”傾向，這可能是因?yàn)榧w主義社會(huì)規(guī)范在當(dāng)局者視角下得到更高激活。同理，受集體主義文化影響的中國(guó)人也可能在當(dāng)局者（vs. 旁觀者）視角更不認(rèn)可“親親相隱”的正當(dāng)性，也更少袒護(hù)親近者。

綜上，本研究將聚焦于“親親相隱”中道德認(rèn)知的視角差異，以檢驗(yàn)現(xiàn)有研究采用的單一當(dāng)局者視角是否潛藏自我中心偏差，并進(jìn)一步揭示人們對(duì)“親親相隱”的復(fù)雜態(tài)度。根據(jù)以上證據(jù)提出總體假設(shè)：（1）相對(duì)旁觀者視角，在當(dāng)局者視角下個(gè)體更不認(rèn)可“親親相隱”的道德正當(dāng)性；（2）相對(duì)旁觀者視角，在當(dāng)局者視角下個(gè)體具有更低“親親相隱”的道德決策意向。其中，研究1 直接檢驗(yàn)“親親相隱”中道德認(rèn)知的視角差異，研究2 和研究3 分別考察社會(huì)關(guān)系和道德領(lǐng)域在其中的潛在作用。因?yàn)榈赖屡袛嗯c道德決策（Yu et al.， 2019）都受社會(huì)關(guān)系遠(yuǎn)近的影響，且相對(duì)是否應(yīng)該舉報(bào)的道德判斷，人們對(duì)舉報(bào)親近者具有更低的道德決策意向（Soter et al.，2021），所以，融合的道德認(rèn)知分離能更準(zhǔn)確把握人們?cè)谟H近者違法犯錯(cuò)時(shí)的心理沖突，故將其作為第三個(gè)道德認(rèn)知指標(biāo)進(jìn)行考察。

2 研究1 視角差異的初步檢驗(yàn)

研究1 將直接檢驗(yàn)“親親相隱”中道德認(rèn)知的視角差異，同時(shí)探索感知錯(cuò)誤嚴(yán)重性在其中的調(diào)節(jié)作用，以考察這一視角差異是否受到情境特征的影響。

2.1 方法

2.1.1 被試

參照Weidman 等（2020） 的研究，研究1 計(jì)劃每種人稱視角下招募大約100 名被試。考慮到需要控制數(shù)據(jù)回收質(zhì)量，通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)總共招募被試330 人。通過注意檢測(cè)題篩選（設(shè)計(jì)研究設(shè)置的情境細(xì)節(jié)，例如“小張的父親做了什么？”）后獲得被試320 人（男性160 人，女性160 人），回收有效率97.0%。被試平均年齡M = 30.83 歲，SD = 7.76 歲。根據(jù)G*Power 中靈敏度功效分析（sensitivity power analysis）的計(jì)算，該樣本量在α= .05 且power = .80 的情況下能夠查明的效應(yīng)量f =.16（ηp2 = .02），符合小效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)。

2.1.2 工具與程序

采用2×2 混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，組內(nèi)變量為道德認(rèn)知類型（道德判斷、道德決策），組間變量為認(rèn)知視角（當(dāng)局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學(xué)信息，然后將被試隨機(jī)分配到當(dāng)局者（n = 160）和旁觀者（n= 160）兩種不同認(rèn)知視角下，呈現(xiàn)親人違法犯錯(cuò)的情境材料，請(qǐng)被試直接報(bào)告道德判斷和道德決策兩個(gè)道德認(rèn)知指標(biāo)。

參照前人對(duì)道德判斷（should）與道德決策（would） 的測(cè)量（Soter et al.， 2021; Weidman et al.，2020），當(dāng)局者視角下的道德認(rèn)知測(cè)量為：“如果你是小張，你在多大程度上【應(yīng)該/ 會(huì)】向有關(guān)部門舉報(bào)父親的錯(cuò)誤行為？”旁觀者視角下為：“在你看來(lái)，小張?jiān)诙啻蟪潭壬稀緫?yīng)該/ 會(huì)】向有關(guān)部門舉報(bào)父親的錯(cuò)誤行為？”道德認(rèn)知的測(cè)量都采用Likert 式7 點(diǎn)評(píng)分，兩道道德認(rèn)知測(cè)量的題目在同一頁(yè)面上同時(shí)呈現(xiàn)。另外，用兩道Likert 式7 點(diǎn)量表題來(lái)分別測(cè)量主觀感知到的錯(cuò)誤嚴(yán)重性（“你認(rèn)為該錯(cuò)誤行為有多嚴(yán)重？”）和懲罰嚴(yán)重性（“如果被舉報(bào)，你認(rèn)為他會(huì)承受多么嚴(yán)重的懲罰？”），其中錯(cuò)誤嚴(yán)重性為調(diào)節(jié)變量，懲罰嚴(yán)重性作為潛在的混淆變量進(jìn)行控制。結(jié)合2020～2022 年的疫情大背景，采用的問題情境材料如下：

某社區(qū)發(fā)生疫情，社會(huì)各界通力合作、共同抗疫。小張所在的小區(qū)采取了較為嚴(yán)格的封閉措施。這一天，本地新聞播報(bào)本小區(qū)出現(xiàn)了沖突事件，向廣大居民征詢線索：一居民進(jìn)小區(qū)不愿出示身份證證件，竟將工作人員推倒后跑進(jìn)小區(qū)。因?qū)Ψ酱髦谡譄o(wú)法辨別身份，也不知其跑進(jìn)了哪個(gè)單元樓。小張看到新聞中給出的照片，一眼就認(rèn)出來(lái)那是自己的父親。

2.2 結(jié)果

方差分析結(jié)果顯示（見圖1），道德認(rèn)知類型的主效應(yīng)顯著：相對(duì)道德決策，被試對(duì)舉報(bào)親人錯(cuò)誤做出了更高道德正當(dāng)性判斷，F(xiàn) （1， 313） = 19.41，p lt;.001，ηp2 = .06。同時(shí)，認(rèn)知視角的主效應(yīng)不顯著（p= .808）；但其與道德認(rèn)知類型的交互作用顯著（F （1，313） = 11.27，p = .001，ηp2 = .04），兩種視角下道德判斷和道德決策間的分離程度存在差異。進(jìn)一步的簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果表明，旁觀者視角下的道德認(rèn)知分離程度（p lt; .001，ηp2 = .17）相對(duì)當(dāng)局者（p =.001，ηp2 = .03）更高，其直接描述性統(tǒng)計(jì)如圖2 所示。同時(shí)，道德判斷的視角差異不顯著（p gt; .05）；而道德決策的視角差異邊緣顯著，F(xiàn) （1， 313） = 2.80，p= .095，ηp2= .01。

考慮到錯(cuò)誤嚴(yán)重性是連續(xù)變量，使用PROCESS插件（Model 1）檢驗(yàn)錯(cuò)誤嚴(yán)重性的潛在影響，結(jié)果顯示：錯(cuò)誤嚴(yán)重性與認(rèn)知視角對(duì)道德判斷（p gt;.05）和道德決策（p gt; .05）的交互作用都不顯著，但錯(cuò)誤嚴(yán)重性與認(rèn)知視角對(duì)道德認(rèn)知分離的交互作用顯著，p = .047，95% CI = [-.6702， -.0046]，其主效應(yīng)也顯著，p lt; .001，95% CI = [.1352， .5115]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)（見圖3），在錯(cuò)誤嚴(yán)重性較低時(shí)（M-SD ），認(rèn)知視角對(duì)道德認(rèn)知分離的主效應(yīng)不顯著（p gt; .05）；在錯(cuò)誤嚴(yán)重性較高時(shí)（M + SD ），兩種認(rèn)知視角下的道德認(rèn)知分離程度差異顯著，Effect = -.72，p lt; .001，95%CI = [-1.10， -.35]。

3 研究2 社會(huì)關(guān)系遠(yuǎn)近的作用

研究1 初步驗(yàn)證了“親親相隱”中道德判斷的跨視角一致性以及道德決策和道德認(rèn)知分離的視角差異。研究2 進(jìn)一步納入社會(huì)關(guān)系遠(yuǎn)近的考察，以確定這一效應(yīng)是否僅存在于親人違法犯錯(cuò)情況下；研究2 還對(duì)社會(huì)贊許性進(jìn)行了控制。

3.1 方法

3.1.1 被試

依據(jù)研究一道德認(rèn)知分離視角差異效應(yīng)量（ηp2= .04，f = .20），在G*Power 3.1 軟件中設(shè)定Ⅰ類錯(cuò)誤的概率α 為.05，檢驗(yàn)效能Power （1-β err prob）為.80 計(jì)算樣本量，總共需要招募192 名被試。通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)招募被試210 人，經(jīng)詢問研究設(shè)置情境細(xì)節(jié)的注意檢測(cè)題（同研究1）篩選剔除6 人，再剔除社會(huì)贊許性高于平均值2 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試4 人，在統(tǒng)計(jì)分析中剔除了3 個(gè)道德認(rèn)知的極端值，最終獲取有效被試197 人（男性104 人，女性93 人），回收有效率93.8%。被試平均年齡M= 31.62 歲，SD = 8.71 歲。

3.1.2 工具與程序

采用3×2×2 混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，組內(nèi)變量為道德認(rèn)知類型（道德判斷、道德決策）和社會(huì)關(guān)系遠(yuǎn)近（親人、好友、鄰居），組間變量為認(rèn)知視角（當(dāng)局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學(xué)信息，然后將被試隨機(jī)分配到當(dāng)局者（n = 105）和旁觀者（n= 92）兩種不同視角下，依次呈現(xiàn)3 種社會(huì)關(guān)系者違法犯錯(cuò)的情境材料，請(qǐng)被試報(bào)告應(yīng)然和實(shí)然的道德認(rèn)知傾向，道德認(rèn)知的測(cè)量都采用Likert 式7 點(diǎn)評(píng)分。采用與研究1 相同的材料，但本研究通過在情境材料中設(shè)置不同社會(huì)關(guān)系下的違法犯錯(cuò)行為人（關(guān)系由近到遠(yuǎn)：自己的父親、同單元樓的好友、隔壁棟的住戶），以對(duì)社會(huì)關(guān)系進(jìn)行操縱（Soter etal.， 2021）。

采用Marlowe-Crowne 社會(huì)贊許性量表，該量表用8 個(gè)題目測(cè)量在不知不覺中意欲符合社會(huì)期望的程度（α = .68）。分?jǐn)?shù)越高，表示個(gè)人受社會(huì)贊許性的影響越強(qiáng)。參照葛梟語(yǔ)（2021）的社會(huì)贊許性控制策略，剔除社會(huì)贊許性量表得分高于總體平均值2 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試，并在數(shù)據(jù)分析中進(jìn)一步檢驗(yàn)和控制了社會(huì)贊許性的潛在作用。

3.2 結(jié)果

對(duì)于社會(huì)贊許性的作用，方差分析結(jié)果顯示：社會(huì)贊許性作為協(xié)變量對(duì)道德判斷的作用不顯著（pgt; .05），邊緣顯著正向預(yù)測(cè)道德決策（p = .056），顯著正向預(yù)測(cè)道德認(rèn)知分離（p lt; .05）。進(jìn)一步分別以三種道德認(rèn)知指標(biāo)為因變量、認(rèn)知視角為自變量、社會(huì)贊許性為調(diào)節(jié)變量、人口學(xué)變量為協(xié)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)，結(jié)果顯示社會(huì)贊許性與認(rèn)知視角的交互作用都不顯著（ps gt; .05）。這些結(jié)果表明，盡管社會(huì)贊許性不同程度地影響了道德決策意向和道德認(rèn)知分離，卻未對(duì)道德認(rèn)知的視角差異產(chǎn)生影響。

重復(fù)測(cè)量的方差分析結(jié)果顯示，相對(duì)道德決策意向，被試報(bào)告了更多的應(yīng)當(dāng)舉報(bào)他人錯(cuò)誤的道德判斷，F(xiàn) （1， 190） = 34.20，p lt; .001，ηp2 = .15。認(rèn)知視角的主效應(yīng)不顯著（p gt; .05）。隨著關(guān)系越來(lái)越遠(yuǎn)，被試對(duì)他人錯(cuò)誤的檢舉傾向越來(lái)越高，F(xiàn) （2， 189） =24.79，p lt; .001，ηp2 = .21。進(jìn)一步地，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 7.85，plt; .01，ηp2 = .04。基于研究目的，在3 種不同社會(huì)關(guān)系下分別檢驗(yàn)這一交互作用和相應(yīng)的簡(jiǎn)單效應(yīng)，不同社會(huì)關(guān)系下道德判斷、道德決策和道德認(rèn)知分離的視角差異如圖4 所示。

在親人違法犯錯(cuò)情況下，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 6.11，p lt; .05，ηp2 = .03。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，旁觀者（vs. 當(dāng)局者）視角的道德認(rèn)知分離程度相對(duì)更高，因?yàn)閮煞N視角下道德判斷差異不顯著（p gt; .05），而被試在當(dāng)局者視角（vs. 旁觀者視角）的道德決策意向相對(duì)更高，F(xiàn) （1， 190） = 3.16，p = .077，ηp2 = .02。

在好友違法犯錯(cuò)情況下，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 7.90，p lt; .01，ηp2 = .04。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，旁觀者（vs. 當(dāng)局者）視角的道德認(rèn)知分離程度相對(duì)更高，因?yàn)閮煞N視角下道德判斷差異不顯著（p gt; .05），而被試在當(dāng)局者視角（vs. 旁觀者視角）的道德決策意向相對(duì)更高，F(xiàn) （1， 190） = 2.98，p = .086，ηp2 = .02。

在鄰居違法犯錯(cuò)情況下，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用不顯著（p gt; .05），即道德認(rèn)知分離此時(shí)不存在視角差異。為考察兩種道德認(rèn)知類型的視角差異仍進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析，結(jié)果顯示，兩種人稱視角下的道德認(rèn)知類型都顯著分離（當(dāng)局者：p= .004；旁觀者：p lt; .001），而道德判斷（p gt; .05）和道德決策（p gt; .05）的視角差異都不顯著。

4 研究3 跨越多種道德領(lǐng)域的一致性

研究1 和研究2 都采用單一的疫情違法情境材料，研究3 將進(jìn)一步檢驗(yàn)上述視角差異能否推廣到多種不同情境中。此外，因?yàn)檫`法犯錯(cuò)行為人與被試的親近關(guān)系，持有更高互依自我建構(gòu)的被試可能更傾向于去保護(hù)親人不受傷害（Berg， 2021; Cross etal.， 2000， 2011），所以個(gè)體自我建構(gòu)可能是一個(gè)潛在的干擾變量，故本研究還增加了雙元自我建構(gòu)的測(cè)量。

4.1 方法

4.1.1 被試

采用與研究2 同樣的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，計(jì)劃招募約200 名被試參與研究。通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)招募被試257 人，經(jīng)詢問情境細(xì)節(jié)的注意檢測(cè)題篩選后獲得有效被試222 人（僅保留同時(shí)正確作答全部3 道對(duì)應(yīng)于相應(yīng)情境的注意檢測(cè)題的被試，其中男性106 人，女性116 人），回收有效率86.4%，平均年齡M = 29.88 歲，SD = 7.40 歲。

4.1.2 工具與程序

采用3×2×2 混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，組內(nèi)變量為道德領(lǐng)域和道德認(rèn)知類型（道德判斷、道德決策），組間變量為認(rèn)知視角（當(dāng)局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學(xué)信息，然后隨機(jī)分配到當(dāng)局者（n = 97）和旁觀者（n = 125）兩種認(rèn)知視角下，依次呈現(xiàn)3 種道德領(lǐng)域情境，請(qǐng)被試進(jìn)行兩種道德認(rèn)知的自我報(bào)告。采用的3 種材料分別為“疫情違法”（違法）、“偷摘并蒂蓮”（違背公德）和“交通肇事逃逸”（犯罪）。

最后使用Singelis（1994）編制的自我建構(gòu)量表（Self-Construals Scale）測(cè)量被試的獨(dú)立自我和互依自我（Markus amp; Kitayama， 1991; Zhu et al.， 2007）。該量表一共24 個(gè)項(xiàng)目，要求被試在7 點(diǎn)量表上評(píng)估自身情況符合程度，其中12 個(gè)項(xiàng)目測(cè)量自我的獨(dú)立性，如“不管和誰(shuí)在一起，我行為處事的方式都一樣”；另12 個(gè)項(xiàng)目測(cè)量自我的互依性，如“對(duì)我來(lái)說，與他人維持一種融洽的關(guān)系非常重要”。本研究從兩個(gè)分量表中分別抽取了10 個(gè)項(xiàng)目共20個(gè)項(xiàng)目對(duì)被試進(jìn)行施測(cè)，兩個(gè)分量表的Cronbach’sα 分別為.73 和.76。

4.2 結(jié)果

方差分析結(jié)果顯示，相對(duì)道德決策意向，被試報(bào)告了更高應(yīng)該舉報(bào)親人的道德判斷，F(xiàn) （1， 214） =68.89，p lt; .001，ηp2 = .20。認(rèn)知視角的主效應(yīng)不顯著（p gt; .05）。被試在偷摘并蒂蓮、疫情違法和交通肇事逃逸3 種問題下的“親親相隱”傾向越來(lái)越低，F(xiàn) （2， 213） = 46.05，p lt; .001，ηp2 = .30。進(jìn)一步地，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 214） = 26.65，p lt; .001，ηp2 = .22。基于研究目的，在3 種不同領(lǐng)域的道德問題中分別檢驗(yàn)這一交互作用和簡(jiǎn)單效應(yīng)，不同情境下道德判斷、道德決策和道德認(rèn)知分離的視角差異如圖5 所示。

在公共利益受損的“偷摘并蒂蓮”情境中，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 214）= 15.34，p lt; .001，ηp2 = .07。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當(dāng)局者）視角的道德認(rèn)知分離程度相對(duì)更高，其中道德判斷的視角差異邊緣顯著，F(xiàn) （1， 214） = 3.78，p = .053，ηp2 = .02；道德決策的視角差異顯著，F(xiàn) （1， 214） = 4.13，p lt; .05，ηp2= .02。

在集體規(guī)則受損的“疫情違法”情境中，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 214） =22.99，p lt; .001，ηp2 = .10。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當(dāng)局者）視角的道德認(rèn)知分離程度相對(duì)更高，其中道德判斷的視角差異不顯著（p = .183）；道德決策的視角差異顯著，F(xiàn) （1， 214）= 13.31，p lt; .001，ηp2 = .06。

在他人權(quán)益受損的“交通肇事逃逸”情境中，道德認(rèn)知類型與認(rèn)知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1，214） = 19.19，p lt; .001，ηp2 = .08。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當(dāng)局者）視角的道德認(rèn)知分離程度相對(duì)更高，其中道德判斷的視角差異不顯著（p gt; .05）；道德決策的視角差異顯著，F(xiàn) （1，214） = 15.01，p lt; .001，ηp2 = .07。

在雙元自我建構(gòu)的作用上，互依自我（p lt;.001，ηp2 = .08）和獨(dú)立自我（p lt; .01，ηp2 = .03）作為協(xié)變量對(duì)道德認(rèn)知的主效應(yīng)都顯著，回歸分析也顯示兩者都顯著正向預(yù)測(cè)舉報(bào)親人錯(cuò)誤的道德認(rèn)知傾向（互依自我：β = .24，p = .001；獨(dú)立自我：β = .16，p lt; .05）；但兩者與認(rèn)知視角對(duì)道德認(rèn)知指標(biāo)的交互作用都不顯著（ps gt; .05）。

5 討論

源自儒家傳統(tǒng)的“親親相隱”在多文化中得到檢驗(yàn)，這一關(guān)系偏好同時(shí)存在于道德判斷和道德決策中（衛(wèi)旭華， 鄒意， 2020; Berg， 2021; Soter et al.，2021）。但過往研究采用的單一當(dāng)局者視角可能存在自我中心偏差，因此，通過三個(gè)研究檢驗(yàn)了“親親相隱”中道德認(rèn)知的當(dāng)局者- 旁觀者視角差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)體對(duì)“親親相隱”的道德判斷保持了較穩(wěn)定的跨視角一致性，而在當(dāng)局者（vs. 旁觀者）視角報(bào)告了相對(duì)更低袒護(hù)親近者的道德決策和道德認(rèn)知分離（研究1～ 研究2），錯(cuò)誤嚴(yán)重性促進(jìn)了道德認(rèn)知分離的視角差異（研究1）；同時(shí)，這些視角差異未受個(gè)體自我建構(gòu)（研究3）和社會(huì)贊許性（研究2）的顯著影響，并在多種道德領(lǐng)域中保持穩(wěn)?。ㄑ芯?），但僅存在于親近者違法犯錯(cuò)的情況下（研究2）。這些結(jié)果不僅揭示了中國(guó)人對(duì)“親親相隱”的復(fù)雜態(tài)度，也體現(xiàn)了多視角考察道德認(rèn)知的重要性。

依孔子之義，“親親相隱”是為維護(hù)仁的基本前提：基于血緣的親子之情。若這個(gè)根基不穩(wěn)，對(duì)仁而言猶如釜底抽薪。在儒學(xué)的深刻影響下，“親親相隱”作為一項(xiàng)法律規(guī)定早在“以孝治天下”的漢代就已初步確立，自20 世紀(jì)90 年代起就陸續(xù)有學(xué)者呼吁賦予親屬刑事豁免權(quán)，中國(guó)倫理學(xué)界圍繞“親親相隱”進(jìn)行了一場(chǎng)持續(xù)十余年之久的大辯論，聚焦于“親親相隱”的正當(dāng)性和現(xiàn)實(shí)影響（鄧曉芒， 2010b; Guo amp; Zhang， 2015）。結(jié)果，2012 年第二次修正的《中華人民共和國(guó)刑事訴訟法》增加了人們擁有不指證重要親屬的法律權(quán)利，一定程度上從立法層面支持了“親親相隱”的行為（王劍，2017），顯示這一儒家傳統(tǒng)道德觀在當(dāng)代中國(guó)社會(huì)生活中仍具有頑強(qiáng)的文化生命力，與大義滅親同時(shí)存在于個(gè)體和社會(huì)價(jià)值體系中。

相應(yīng)地，人們對(duì)“親親相隱”或大義滅親的道德認(rèn)知并不穩(wěn)固，在一定程度上受認(rèn)知視角的影響。已有研究關(guān)注到“決策者”和“受害者”視角的道德決策差異，發(fā)現(xiàn)作為親人違法行為的受害者，日本被試袒護(hù)親人的意向反而提高了（Berg， 2021）。本研究聚焦于更為基礎(chǔ)的第一和第三人稱兩種視角，發(fā)現(xiàn)“親親相隱”的道德判斷保持了較穩(wěn)定的跨視角一致性，即不管是自身還是他人的親近者違法犯錯(cuò)，人們都在同等程度上認(rèn)可袒護(hù)行為的道德正當(dāng)性。其實(shí)以往研究也揭示了“親親相隱”中道德判斷的相對(duì)穩(wěn)定性：盡管同樣受社會(huì)關(guān)系的影響，但人們?cè)谶M(jìn)行道德判斷時(shí)相對(duì)道德決策更為謹(jǐn)慎（Berget al.， 2021）。值得關(guān)注的是，研究3 在偷摘并蒂蓮問題中觀測(cè)到道德判斷的微弱視角差異，這可能是因?yàn)橛H近者較為輕微的錯(cuò)誤使當(dāng)局者視角下的被試更有理由對(duì)自身的袒護(hù)意向合理化。

在同等道德判斷的基礎(chǔ)上，本研究發(fā)現(xiàn)人們?cè)诋?dāng)局者視角反而報(bào)告了更低的袒護(hù)親近者的決策意向，而且錯(cuò)誤嚴(yán)重性促進(jìn)了道德認(rèn)知分離的視角差異。從“親親相隱”中以維護(hù)公共利益和維護(hù)親人利益為主的多重動(dòng)機(jī)沖突看（Weidman etal.， 2020），這可能是因?yàn)槭墚?dāng)代集體主義社會(huì)規(guī)范的影響（Berg， 2021），使得中國(guó)人在當(dāng)局者視角下的公共利益動(dòng)機(jī)得到更高激活。另外，人們需要在生活中維持自身的道德正當(dāng)感（Hofmann et al.，2018），大義滅親的道德觀可能在當(dāng)局者視角更大程度上約束著人們的道德決策意向，相應(yīng)地，錯(cuò)誤行為的嚴(yán)重性也進(jìn)一步強(qiáng)化了公共道德意識(shí)的約束力。同時(shí)，因?yàn)榈赖屡袛嗪偷赖聸Q策都受到社會(huì)關(guān)系的影響（Soter et al.， 2021），所以融合的道德認(rèn)知分離指標(biāo)更能準(zhǔn)確把握人們?cè)凇坝H親相隱”中的心理沖突，從而使得在三個(gè)研究中所發(fā)現(xiàn)的視角差異結(jié)果更加穩(wěn)健。

這些結(jié)果進(jìn)一步揭示了人們對(duì)“親親相隱”的矛盾態(tài)度：盡管這一關(guān)系偏好根植于人類的道德認(rèn)知中，但當(dāng)局者視角下更低的袒護(hù)意向從側(cè)面證明了大義滅親在當(dāng)代中國(guó)人心目中的優(yōu)勢(shì)地位。再加上道德判斷與道德決策之間的分離，在很大程度上反映出人們身上的道德偽善，即使是自我報(bào)告的善行也達(dá)不到自己所聲稱應(yīng)當(dāng)做出的行為（傅鑫媛等，2015; 李杭州等， 2021）。這些結(jié)果提示我們，“親親相隱”究竟是一種關(guān)系“偏好”還是“偏差”，可能還需要結(jié)合文化傳統(tǒng)和社會(huì)發(fā)展進(jìn)行更深入的考察（Soter et al.， 2021）。研究局限性主要在于雖采用較為現(xiàn)實(shí)的情境，但“親親相隱”研究幾乎難以避免生態(tài)效度不高的短板，這些視角差異提示未來(lái)研究有必要綜合多視角進(jìn)行考察，還應(yīng)考慮如何開展真實(shí)場(chǎng)景中的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)，并選取一些對(duì)被試而言具有更高情境卷入的困境材料。

6 結(jié)論

綜上，本研究得到以下結(jié)論：（1）人們對(duì)“親親相隱”的道德判斷具有穩(wěn)定的跨視角一致性；（2）相對(duì)旁觀者視角，人們?cè)诋?dāng)局者視角下的道德決策體現(xiàn)了更低的“親親相隱”傾向；（3）相對(duì)旁觀者視角，人們?cè)诋?dāng)局者視角對(duì)“親親相隱”的道德認(rèn)知分離程度更低，且更高的錯(cuò)誤嚴(yán)重性促進(jìn)了這一差異；（4）這些視角差異未受個(gè)體自我建構(gòu)和社會(huì)贊許性的影響，并在多種道德領(lǐng)域中保持穩(wěn)健，但僅存在于親近者違法犯錯(cuò)的情況下。

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