摘 要 “親親相隱”問題中的道德認知易受個體自我中心的影響，因此其視角差異值得關(guān)注。通過三個研究比較了人們在當局者- 旁觀者視角下對“親親相隱”的道德認知，并考察了重要個體（自我建構(gòu)和社會贊許性）和情境（錯誤嚴重性、社會關(guān)系和道德領(lǐng)域）因素的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）個體對“親親相隱”的道德判斷具有穩(wěn)定的跨視角一致性；（2）相對旁觀者視角，在當局者視角下個體的道德決策體現(xiàn)了更低的“親親相隱”傾向；（3）相對旁觀者視角，在當局者視角下個體對“親親相隱”的道德認知分離程度更低，且更高的錯誤嚴重性促進了這一差異；（4）這些視角差異未受個體自我建構(gòu)和社會贊許性的顯著影響，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的情況下。研究進一步揭示了中國人對“親親相隱”的復雜態(tài)度，有助于更深入地理解道德認知中的關(guān)系偏好。

關(guān)鍵詞 親親相隱 道德認知 道德判斷 道德決策 認知視角

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)中的一個重要道德觀念?？鬃硬⒉徽J可“其父攘羊，其子證之”的道德選擇，主張在親人違法犯錯時應(yīng)該有所袒護、隱瞞，即“父為子隱，子為父隱，直在其中矣”（《論語·子路》）。道德心理學近年也開始關(guān)注社會關(guān)系對個體道德認知過程的影響（Lee amp; Holyoak， 2020; Soter et al.， 2021），如人們在親人違反道德時的道德認知（Berg et al.，2021; Weidman et al.， 2020）。有證據(jù)表明，與生疏者（distant other）違法犯錯相比，人們在親人或好友等親近者（close other）做出同樣的道德失范行為時，不僅在道德決策意向?qū)用娓鼉A向于維護親近者（衛(wèi)旭華， 鄒意， 2020; Weidman et al.， 2020），也更認可維護親近者的道德正當性（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），蘊含豐富社會關(guān)系背景的“親親相隱”問題很難避免自我中心（Bocian etal.， 2020）。現(xiàn)有研究僅從第一人稱的當局者視角考察“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）的一項跨文化研究中，互依自我占據(jù)主導的日本被試在親人違法時，相對于獨立自我占優(yōu)勢的美國被試，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局者視角的潛在自我中心偏差，仍需進一步檢驗。同時，第一人稱的當局者視角有時也能夠彌補人們的道德認知局限，羅爾斯的“無知之幕”便是一個典型例子：在旁觀者視角下形成絕對公平原則的基礎(chǔ)上，以當局者視角引入了“保護不利地位者權(quán)利”的公正原則（Rawls， 1971）。因此，綜合當局者和旁觀者兩種視角，有助于更全面、深入地把握個體對“親親相隱”的道德認知特點。

現(xiàn)有研究關(guān)注到當局者（受害者）視角對“親親相隱”中道德認知的影響（鄧曉芒，2010a; Berg，2021）。在一項思想實驗中，鄧曉芒（2010a）為駁斥“親親相隱”的正當性引入受害者親屬視角：“如果你的親人無辜被殺，你是希望一個六親不認的法官來判案，還是希望一個與本案主有親戚關(guān)系且一貫包庇自己親屬的法官來判案？”還有研究關(guān)注到類似舜帝年少時被其父迫害的情況（《史記·五帝本紀》），發(fā)現(xiàn)盡管美- 日被試對“親親相隱”存在基礎(chǔ)決策意向差異，但在親人違法嚴重危害到被試自身（vs. 他人）權(quán)益時，日本被試反而報告了更高的保護親人意向，而未顯著影響到美國被試的決策意向，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)注到人們在受害者- 非受害者視角下的道德認知差異，在很大程度上揭示了“親親相隱”問題中價值沖突的復雜性以及人類道德認知對情境特征的敏感性（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局者視角出發(fā)去做出道德決策（Berg， 2021），并不“旁觀”。對相應(yīng)決策機制的考察表明，人們袒護親人的更高決策意向在很大程度上是出于維護自身利益（Weidman et al.，2020）。采用ERP 技術(shù)的研究也發(fā)現(xiàn)，他人不道德行為會導致被試在早期認知加工過程產(chǎn)生期望違背（expectancy violation，以P300 為指標），其中親近者犯錯所導致的期望違背顯著高于生疏者，但期望違背對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）。因為兩種情況下人們的注意朝向不同：親近者犯錯時，人們的注意點在親近者身上；生疏者犯錯時，人們的注意點集中于其所做出的錯誤行為上（Berg et al.， 2021; Forbes amp; Stellar，2022）?？梢姡斁终咭暯翘烊坏匾蛴H近關(guān)系而隱含著自我中心，但這一偏差對“親親相隱”是促進還是抑制？

因為關(guān)切自身親人的利益，人們在當局者視角會體會到更強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）的更高激活會削弱自我控制（Metcalfe amp; Mischel， 1999），可能會降低道德規(guī)范對個體行為的約束力。在Weidman 等（2020）的開放式測量中，被試在親近者違法時更傾向于采取更加緩和的處理方式（相對于直接舉報），從而能夠在維持道德正當感（Hofmann et al.， 2018）的同時不至于破壞親近關(guān)系（Bandura， 2016）。所以，當局者視角下更強的情緒體驗可能會增強人們的“親親相隱”決策意向。在道德判斷方面，人們對親人負有獨特的道德義務(wù)，在親人- 陌生人的二元道德選擇中更傾向于幫助親人時，會被認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，當局者視角中更高的自我中心也可能促進個體從道德判斷層面合理化對親人的袒護行為。

另一方面，在親近者（vs. 生疏者）違法時，盡管人們更認為應(yīng)當保護而非告發(fā)，但“道德上應(yīng)該”（morally should）這一指標卻在一定程度上抑制了“親親相隱”的決策傾向（Soter et al.， 2021）?？梢姡M管“親親相隱”道德觀影響了道德認知，但維護公共利益的道德意識可能仍然在人們心中占據(jù)優(yōu)勢地位。對中國人而言，與“親親相隱”相對的大義滅親也存在于中國文化傳統(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”的式微而更受認可。此外，從Berg（2021）的跨文化考察來看，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，這可能是因為集體主義社會規(guī)范在當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人也可能在當局者（vs. 旁觀者）視角更不認可“親親相隱”的正當性，也更少袒護親近者。

綜上，本研究將聚焦于“親親相隱”中道德認知的視角差異，以檢驗現(xiàn)有研究采用的單一當局者視角是否潛藏自我中心偏差，并進一步揭示人們對“親親相隱”的復雜態(tài)度。根據(jù)以上證據(jù)提出總體假設(shè)：（1）相對旁觀者視角，在當局者視角下個體更不認可“親親相隱”的道德正當性；（2）相對旁觀者視角，在當局者視角下個體具有更低“親親相隱”的道德決策意向。其中，研究1 直接檢驗“親親相隱”中道德認知的視角差異，研究2 和研究3 分別考察社會關(guān)系和道德領(lǐng)域在其中的潛在作用。因為道德判斷與道德決策（Yu et al.， 2019）都受社會關(guān)系遠近的影響，且相對是否應(yīng)該舉報的道德判斷，人們對舉報親近者具有更低的道德決策意向（Soter et al.，2021），所以，融合的道德認知分離能更準確把握人們在親近者違法犯錯時的心理沖突，故將其作為第三個道德認知指標進行考察。

2 研究1 視角差異的初步檢驗

研究1 將直接檢驗“親親相隱”中道德認知的視角差異，同時探索感知錯誤嚴重性在其中的調(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 計劃每種人稱視角下招募大約100 名被試?？紤]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。通過注意檢測題篩選（設(shè)計研究設(shè)置的情境細節(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)的標準。

2.1.2 工具與程序

采用2×2 混合實驗設(shè)計，組內(nèi)變量為道德認知類型（道德判斷、道德決策），組間變量為認知視角（當局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學信息，然后將被試隨機分配到當局者（n = 160）和旁觀者（n= 160）兩種不同認知視角下，呈現(xiàn)親人違法犯錯的情境材料，請被試直接報告道德判斷和道德決策兩個道德認知指標。

參照前人對道德判斷（should）與道德決策（would） 的測量（Soter et al.， 2021; Weidman et al.，2020），當局者視角下的道德認知測量為：“如果你是小張，你在多大程度上【應(yīng)該/ 會】向有關(guān)部門舉報父親的錯誤行為？”旁觀者視角下為：“在你看來，小張在多大程度上【應(yīng)該/ 會】向有關(guān)部門舉報父親的錯誤行為？”道德認知的測量都采用Likert 式7 點評分，兩道道德認知測量的題目在同一頁面上同時呈現(xiàn)。另外，用兩道Likert 式7 點量表題來分別測量主觀感知到的錯誤嚴重性（“你認為該錯誤行為有多嚴重？”）和懲罰嚴重性（“如果被舉報，你認為他會承受多么嚴重的懲罰？”），其中錯誤嚴重性為調(diào)節(jié)變量，懲罰嚴重性作為潛在的混淆變量進行控制。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，社會各界通力合作、共同抗疫。小張所在的小區(qū)采取了較為嚴格的封閉措施。這一天，本地新聞播報本小區(qū)出現(xiàn)了沖突事件，向廣大居民征詢線索：一居民進小區(qū)不愿出示身份證證件，竟將工作人員推倒后跑進小區(qū)。因?qū)Ψ酱髦谡譄o法辨別身份，也不知其跑進了哪個單元樓。小張看到新聞中給出的照片，一眼就認出來那是自己的父親。

2.2 結(jié)果

方差分析結(jié)果顯示（見圖1），道德認知類型的主效應(yīng)顯著：相對道德決策，被試對舉報親人錯誤做出了更高道德正當性判斷，F(xiàn) （1， 313） = 19.41，p lt;.001，ηp2 = .06。同時，認知視角的主效應(yīng)不顯著（p= .808）；但其與道德認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。進一步的簡單效應(yīng)分析結(jié)果表明，旁觀者視角下的道德認知分離程度（p lt; .001，ηp2 = .17）相對當局者（p =.001，ηp2 = .03）更高，其直接描述性統(tǒng)計如圖2 所示。同時，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。

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

3 研究2 社會關(guān)系遠近的作用

研究1 初步驗證了“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知分離的視角差異。研究2 進一步納入社會關(guān)系遠近的考察，以確定這一效應(yīng)是否僅存在于親人違法犯錯情況下；研究2 還對社會贊許性進行了控制。

3.1 方法

3.1.1 被試

依據(jù)研究一道德認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類錯誤的概率α 為.05，檢驗效能Power （1-β err prob）為.80 計算樣本量，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)置情境細節(jié)的注意檢測題（同研究1）篩選剔除6 人，再剔除社會贊許性高于平均值2 個標準差的被試4 人，在統(tǒng)計分析中剔除了3 個道德認知的極端值，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 混合實驗設(shè)計，組內(nèi)變量為道德認知類型（道德判斷、道德決策）和社會關(guān)系遠近（親人、好友、鄰居），組間變量為認知視角（當局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學信息，然后將被試隨機分配到當局者（n = 105）和旁觀者（n= 92）兩種不同視角下，依次呈現(xiàn)3 種社會關(guān)系者違法犯錯的情境材料，請被試報告應(yīng)然和實然的道德認知傾向，道德認知的測量都采用Likert 式7 點評分。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)置不同社會關(guān)系下的違法犯錯行為人（關(guān)系由近到遠：自己的父親、同單元樓的好友、隔壁棟的住戶），以對社會關(guān)系進行操縱（Soter etal.， 2021）。

采用Marlowe-Crowne 社會贊許性量表，該量表用8 個題目測量在不知不覺中意欲符合社會期望的程度（α = .68）。分數(shù)越高，表示個人受社會贊許性的影響越強。參照葛梟語（2021）的社會贊許性控制策略，剔除社會贊許性量表得分高于總體平均值2 個標準差的被試，并在數(shù)據(jù)分析中進一步檢驗和控制了社會贊許性的潛在作用。

3.2 結(jié)果

對于社會贊許性的作用，方差分析結(jié)果顯示：社會贊許性作為協(xié)變量對道德判斷的作用不顯著（pgt; .05），邊緣顯著正向預測道德決策（p = .056），顯著正向預測道德認知分離（p lt; .05）。進一步分別以三種道德認知指標為因變量、認知視角為自變量、社會贊許性為調(diào)節(jié)變量、人口學變量為協(xié)變量進行調(diào)節(jié)作用檢驗，結(jié)果顯示社會贊許性與認知視角的交互作用都不顯著（ps gt; .05）。這些結(jié)果表明，盡管社會贊許性不同程度地影響了道德決策意向和道德認知分離，卻未對道德認知的視角差異產(chǎn)生影響。

重復測量的方差分析結(jié)果顯示，相對道德決策意向，被試報告了更多的應(yīng)當舉報他人錯誤的道德判斷，F(xiàn) （1， 190） = 34.20，p lt; .001，ηp2 = .15。認知視角的主效應(yīng)不顯著（p gt; .05）。隨著關(guān)系越來越遠，被試對他人錯誤的檢舉傾向越來越高，F(xiàn) （2， 189） =24.79，p lt; .001，ηp2 = .21。進一步地，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 7.85，plt; .01，ηp2 = .04?；谘芯磕康?，在3 種不同社會關(guān)系下分別檢驗這一交互作用和相應(yīng)的簡單效應(yīng)，不同社會關(guān)系下道德判斷、道德決策和道德認知分離的視角差異如圖4 所示。

在親人違法犯錯情況下，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 6.11，p lt; .05，ηp2 = .03。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，旁觀者（vs. 當局者）視角的道德認知分離程度相對更高，因為兩種視角下道德判斷差異不顯著（p gt; .05），而被試在當局者視角（vs. 旁觀者視角）的道德決策意向相對更高，F(xiàn) （1， 190） = 3.16，p = .077，ηp2 = .02。

在好友違法犯錯情況下，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 190） = 7.90，p lt; .01，ηp2 = .04。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，旁觀者（vs. 當局者）視角的道德認知分離程度相對更高，因為兩種視角下道德判斷差異不顯著（p gt; .05），而被試在當局者視角（vs. 旁觀者視角）的道德決策意向相對更高，F(xiàn) （1， 190） = 2.98，p = .086，ηp2 = .02。

在鄰居違法犯錯情況下，道德認知類型與認知視角的交互作用不顯著（p gt; .05），即道德認知分離此時不存在視角差異。為考察兩種道德認知類型的視角差異仍進行簡單效應(yīng)分析，結(jié)果顯示，兩種人稱視角下的道德認知類型都顯著分離（當局者：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 將進一步檢驗上述視角差異能否推廣到多種不同情境中。此外，因為違法犯錯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親人不受傷害（Berg， 2021; Cross etal.， 2000， 2011），所以個體自我建構(gòu)可能是一個潛在的干擾變量，故本研究還增加了雙元自我建構(gòu)的測量。

4.1 方法

4.1.1 被試

采用與研究2 同樣的實驗設(shè)計，計劃招募約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)詢問情境細節(jié)的注意檢測題篩選后獲得有效被試222 人（僅保留同時正確作答全部3 道對應(yīng)于相應(yīng)情境的注意檢測題的被試，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 混合實驗設(shè)計，組內(nèi)變量為道德領(lǐng)域和道德認知類型（道德判斷、道德決策），組間變量為認知視角（當局者、旁觀者）。首先收集性別、年齡等人口學信息，然后隨機分配到當局者（n = 97）和旁觀者（n = 125）兩種認知視角下，依次呈現(xiàn)3 種道德領(lǐng)域情境，請被試進行兩種道德認知的自我報告。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）測量被試的獨立自我和互依自我（Markus amp; Kitayama， 1991; Zhu et al.， 2007）。該量表一共24 個項目，要求被試在7 點量表上評估自身情況符合程度，其中12 個項目測量自我的獨立性，如“不管和誰在一起，我行為處事的方式都一樣”；另12 個項目測量自我的互依性，如“對我來說，與他人維持一種融洽的關(guān)系非常重要”。本研究從兩個分量表中分別抽取了10 個項目共20個項目對被試進行施測，兩個分量表的Cronbach’sα 分別為.73 和.76。

4.2 結(jié)果

方差分析結(jié)果顯示，相對道德決策意向，被試報告了更高應(yīng)該舉報親人的道德判斷，F(xiàn) （1， 214） =68.89，p lt; .001，ηp2 = .20。認知視角的主效應(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”傾向越來越低，F(xiàn) （2， 213） = 46.05，p lt; .001，ηp2 = .30。進一步地，道德認知類型與認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這一交互作用和簡單效應(yīng)，不同情境下道德判斷、道德決策和道德認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，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 214）= 15.34，p lt; .001，ηp2 = .07。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當局者）視角的道德認知分離程度相對更高，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，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1， 214） =22.99，p lt; .001，ηp2 = .10。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當局者）視角的道德認知分離程度相對更高，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，道德認知類型與認知視角的交互作用顯著，F(xiàn) （1，214） = 19.19，p lt; .001，ηp2 = .08。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示，被試在旁觀者（vs. 當局者）視角的道德認知分離程度相對更高，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）和獨立自我（p lt; .01，ηp2 = .03）作為協(xié)變量對道德認知的主效應(yīng)都顯著，回歸分析也顯示兩者都顯著正向預測舉報親人錯誤的道德認知傾向（互依自我：β = .24，p = .001；獨立自我：β = .16，p lt; .05）；但兩者與認知視角對道德認知指標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，這一關(guān)系偏好同時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局者視角可能存在自我中心偏差，因此，通過三個研究檢驗了“親親相隱”中道德認知的當局者- 旁觀者視角差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個體對“親親相隱”的道德判斷保持了較穩(wěn)定的跨視角一致性，而在當局者（vs. 旁觀者）視角報告了相對更低袒護親近者的道德決策和道德認知分離（研究1～ 研究2），錯誤嚴重性促進了道德認知分離的視角差異（研究1）；同時，這些視角差異未受個體自我建構(gòu)（研究3）和社會贊許性（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的情況下（研究2）。這些結(jié)果不僅揭示了中國人對“親親相隱”的復雜態(tài)度，也體現(xiàn)了多視角考察道德認知的重要性。

依孔子之義，“親親相隱”是為維護仁的基本前提：基于血緣的親子之情。若這個根基不穩(wěn)，對仁而言猶如釜底抽薪。在儒學的深刻影響下，“親親相隱”作為一項法律規(guī)定早在“以孝治天下”的漢代就已初步確立，自20 世紀90 年代起就陸續(xù)有學者呼吁賦予親屬刑事豁免權(quán)，中國倫理學界圍繞“親親相隱”進行了一場持續(xù)十余年之久的大辯論，聚焦于“親親相隱”的正當性和現(xiàn)實影響（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)道德觀在當代中國社會生活中仍具有頑強的文化生命力，與大義滅親同時存在于個體和社會價值體系中。

相應(yīng)地，人們對“親親相隱”或大義滅親的道德認知并不穩(wěn)固，在一定程度上受認知視角的影響。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，人們都在同等程度上認可袒護行為的道德正當性。其實以往研究也揭示了“親親相隱”中道德判斷的相對穩(wěn)定性：盡管同樣受社會關(guān)系的影響，但人們在進行道德判斷時相對道德決策更為謹慎（Berget al.， 2021）。值得關(guān)注的是，研究3 在偷摘并蒂蓮問題中觀測到道德判斷的微弱視角差異，這可能是因為親近者較為輕微的錯誤使當局者視角下的被試更有理由對自身的袒護意向合理化。

在同等道德判斷的基礎(chǔ)上，本研究發(fā)現(xiàn)人們在當局者視角反而報告了更低的袒護親近者的決策意向，而且錯誤嚴重性促進了道德認知分離的視角差異。從“親親相隱”中以維護公共利益和維護親人利益為主的多重動機沖突看（Weidman etal.， 2020），這可能是因為受當代集體主義社會規(guī)范的影響（Berg， 2021），使得中國人在當局者視角下的公共利益動機得到更高激活。另外，人們需要在生活中維持自身的道德正當感（Hofmann et al.，2018），大義滅親的道德觀可能在當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，錯誤行為的嚴重性也進一步強化了公共道德意識的約束力。同時，因為道德判斷和道德決策都受到社會關(guān)系的影響（Soter et al.， 2021），所以融合的道德認知分離指標更能準確把握人們在“親親相隱”中的心理沖突，從而使得在三個研究中所發(fā)現(xiàn)的視角差異結(jié)果更加穩(wěn)健。

這些結(jié)果進一步揭示了人們對“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知中，但當局者視角下更低的袒護意向從側(cè)面證明了大義滅親在當代中國人心目中的優(yōu)勢地位。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，即使是自我報告的善行也達不到自己所聲稱應(yīng)當做出的行為（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)和社會發(fā)展進行更深入的考察（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研究有必要綜合多視角進行考察，還應(yīng)考慮如何開展真實場景中的現(xiàn)場實驗，并選取一些對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“親親相隱”的道德判斷具有穩(wěn)定的跨視角一致性；（2）相對旁觀者視角，人們在當局者視角下的道德決策體現(xiàn)了更低的“親親相隱”傾向；（3）相對旁觀者視角，人們在當局者視角對“親親相隱”的道德認知分離程度更低，且更高的錯誤嚴重性促進了這一差異；（4）這些視角差異未受個體自我建構(gòu)和社會贊許性的影響，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的情況下。

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