1. 引言
资源稀缺感是指个体感知到自身所拥有的资源(如金钱、时间)难以满足当前需求时产生的一种主观心理状态(Shah et al., 2012)。这不仅仅是对客观匮乏的感知，更是一种能捕获注意力、形成“认知隧道”效应，从而系统性地改变个体决策与行为的心理模式(Mani et al., 2013)。近年来，稀缺感对伦理决策的影响备受关注，但关于其是否会必然增加不道德行为，实证研究结论却充满分歧。
部分研究支持稀缺感对道德的损害作用。例如，金钱概念的启动被证实会削弱亲社会动机，增加道德伪善(Gino & Mogilner, 2014)。有理论指出，稀缺感会使决策焦点窄化，促使个体过度关注即时资源获取而忽视社会规范或长期后果(Hamilton et al., 2019)，并可能通过削弱对未来后果的考量来增加不道德意向(Yang et al., 2023)。
然而，另一些研究提供了相反或更复杂的证据。Børsting等人(2024)发现，资源稀缺导致注意力偏差，但反而减少不道德行为。Fehr等人(2022)的研究甚至挑战了“稀缺必然损害认知功能”的观点，指出经历稀缺的个体在许多任务中保持了理性决策能力。此外，大规模跨文化调查显示，较低的主观社会经济地位可能与更高的自我报告道德认同相关(Elbæk et al., 2023)。
这些矛盾发现表明，稀缺感与不道德行为之间可能并非简单的直接关系，其影响取决于内在机制与边界条件。基于自我损耗理论，特质自控力可能是一个关键的中介变量(Tangney et al., 2004; 2018)。同时，个体在道德认同上的差异，可能构成重要的调节因素。因此，本研究旨在检验一个包含中介与调节路径的整合模型：稀缺感是否通过损耗特质自控力间接影响不道德行为倾向，并进一步探索这一过程是否受到道德认同水平的调节。期望通过厘清这一条件化机制，为整合现有分歧、深入理解资源压力下的伦理决策提供新的视角。
2. 文献综述
2.1. 稀缺感与不道德行为：争议与分歧
关于稀缺感对不道德行为的影响，学术界存在明显分歧。持“消极影响观”的研究认为，稀缺感会窄化认知焦点，使个体更关注短期利益而忽视长期后果。Hamilton等人(2019)在综述中指出，资源限制会改变消费者的决策路径，使其在权衡中更倾向于牺牲规范以获取即时利益。雷亮等人(2020)也指出资源稀缺情况下个体会优先考虑自己的利益而忽视他人的利益，从而做出不道德行为。实证研究也证实，稀缺感通过减少未来后果考量来增加不道德意向(Yang et al., 2023)。这类研究支持了稀缺感对道德的“普遍侵蚀假说”。
然而，持“适应观”或“复杂观”的研究则揭示了不同的图景。Børsting等人(2024)指出，资源约束虽引发决策偏差，但未必导致更多不诚实行为。他们通过操控实验参与者的财务稀缺状态发现，稀缺组虽然表现出对金钱奖赏线索的注意偏向，但在后续的掷骰子回报任务中，其作弊程度与富裕控制组无显著差异，甚至在部分任务中更低。作者提出，稀缺感引发的“注意力聚焦”效应，有时可能使个体更严格地遵守任务规则。Fehr等人(2022)的研究进一步表明，经历稀缺的个体在诸多任务中仍能保持理性决策能力，挑战了稀缺必然导致认知受损的线性观点。此外，Elbæk等人(2023)的调查发现，主观经济地位与自我报告道德水平存在正向关联，暗示稀缺感可能激发某种补偿性的道德自我认同。这些证据强有力地表明，稀缺感本身并不必然导致更不道德的行为；相反，其影响方向与强度可能高度依赖于具体情境、行为测量方式以及个体特质。
综上，稀缺感与不道德行为间的直接关系是不稳定的。理解稀缺感与不道德行为的关系，必须超越对主效应的争论，转而探索解释其复杂性的中介机制与调节变量。
2.2. 特质自控力的中介作用：基于资源损耗路径
特质自控力是个体抑制冲动、调整行为以适应长远目标或社会规范的稳定能力(Tangney et al., 2004; 2018)。根据自我损耗理论，这种能力依赖于有限的心理资源，在消耗后会出现暂时性衰竭(Baumeister et al., 2018)。稀缺感所带来的持续心理担忧与权衡思维，构成了显著的认知负荷，会持续消耗这种用于自我调节的资源(Mani et al., 2013; Yu et al., 2024)。当自控资源被稀缺感“征用”后，个体将处于自我损耗状态。Wang等人(2017)的研究表明，处于损耗状态的个体在面对诱惑时，更难抑制利己冲动，从而更易做出不道德决策。虽然特质自控力是相对稳定的人格特质，但环境压力(如稀缺感)可能暂时性地抑制其功能发挥，使其表现水平下降。因此，本研究推测，稀缺感通过降低个体的自控力水平，间接增加了不道德行为的发生风险。
2.3. 道德认同的调节作用：对自控资源依赖性的差异
道德认同被定义为一系列道德特质在个体自我概念中的中心性与重要性(Aquino & Reed II, 2002)。高道德认同者不仅更强烈地内化了这些特质，其行为动机也强烈指向维护与之一致的道德自我形象(Shao et al., 2008)。
然而，这种依赖内化标准的行为维持模式，可能使高道德认同者在面临资源损耗时反而更为脆弱。与低道德认同者可能依赖外部监督或习惯不同，高道德认同者的道德行为更多地源于主动、耗费认知资源的自我调节过程，包括持续的自我监控、评估和调整(Reynolds & Ceranic, 2007)。这种对内部心理资源的高度依赖，意味着他们维持高标准道德行为需要更稳定的“心理燃料”。当稀缺感侵蚀这些自我控制资源时，高道德认同者赖以立足的“心理支柱”可能更易动摇，从而导致行为从高标准上滑落，表现为“道德伪善”或“道德滑坡”(杜秀芳等，2023)。相关研究也指出，高道德认同者在经历道德挑战或资源耗竭后，可能体验到更强的“道德疲劳”或认同威胁(Goering et al., 2024; Rehren, 2024)。
基于以上逻辑，我们进一步探索：道德认同水平会调节“稀缺感→特质自控力”这一路径。对于高道德认同者，稀缺感对其自控力的损耗效应可能更强，进而通过自控力影响不道德行为的间接效应也更显著；对于低道德认同者，由于其道德行为对自控资源的依赖性较低，该路径可能较弱甚至不显著。这构成了一个有调节的中介模型，能够更精细地解释稀缺感在何时、通过何种过程影响何人的道德行为。
3. 研究假设
基于前述理论框架，本研究提出一个有调节的中介模型(见图1)，并具体假设如下：其中，假设3旨在检验道德认同是否可能成为该中介路径的一个边界条件。
Figure 1. Moderated mediation model
图1. 有调节的中介模型
假设1 (主效应)：与控制组相比，经历稀缺感启动的参与者会报告更高的不道德行为倾向。
假设2 (中介效应)：特质自控力在稀缺感与不道德行为之间起中介作用。即稀缺感会负向预测特质自控力水平，而较低的特质自控力会正向预测不道德行为倾向。
假设3 (有调节的中介效应)：道德认同可能调节该中介模型的前半路径(稀缺感→特质自控力)。具体而言，稀缺感对特质自控力的负面影响对于高道德认同者预期会更强，对于低道德认同者则预期更弱甚至不显著。
4. 研究方法
4.1. 参与者
通过G*Power 3.1软件计算(Faul et al., 2007)，为检测到中等效应量(f2 = 0.15)，在α = 0.05、检验功效(1 − β) = 0.95的条件下，研究至少需要119名被试。通过线上平台招募170名成年人参与实验，其中男性46人，女性124人，平均年龄为21.66岁(SD = 2.64)。参与者被随机分配至资源稀缺感启动组(n = 85)或中性控制组(n = 85)。所有参与者均知情同意，并在完成后获得适量报酬。
4.2. 实验设计与流程
本研究采用单因素(有稀缺感vs.无稀缺感)组间实验设计。
实验操纵：参与者首先阅读并完成一项写作任务。稀缺组需详细描述一次亲身经历的“物质资源不足”事件，包括时间、地点、经过及感受(不少于50字)。控制组则描述一个过去一周内发生的普通日常活动。
操纵检验：写作任务后，参与者立即完成稀缺感操纵检查量表。
测量阶段：随后，参与者以固定顺序匿名完成不道德行为量表、简式自我控制量表、道德认同量表、主观与客观经济地位量表及人口学问卷。在不道德行为量表中嵌入填充题目以掩饰核心研究目的。
4.3. 测量工具
稀缺感操纵检查：采用Roux等人(2015)的4项量表(例项：“我拥有的资源很少”)，7点计分(1 = 完全不同意，7 = 完全同意)。本研究中的Cronbach’ s α为0.78。
不道德行为(UB)：采用Detert等人(2008)编制的不道德行为量表中的4个核心情境条目(例项：“未付钱消费食物”、“挪用办公用品”等)，评估行为发生的可能性，0~6点计分(0 = 完全不可能，6 = 完全可能)。为掩饰目的，混入3道亲社会与3道中性题目。核心4项得分取平均，分数越高表示不道德行为倾向越高。
特质自控力(BSCS)：采用罗涛等人(2021)修订的中文版简式自我控制量表，共7项(例项：“我能很好地抵制诱惑”)，5点计分(1 = 完全不符合，5 = 完全符合)。其中4项反向计分后，计算平均分，分数越高表示自控力越强。本研究中的Cronbach’ s α为0.81。
道德认同(MI)：采用王兴超和杨继平(2013)改编的道德认同量表，包含内化(5项)与符号化(5项)两个维度，共10项(例项：“成为一个拥有这些特征(如：关爱、公平)的人会让我感觉良好”)，7点计分(1 = 完全不同意，7 = 完全同意)。总分越高表示道德认同水平越高。本研究中的Cronbach’ s α为0.75。
控制变量：
主观经济地位(SES)：采用MacArthur阶梯量表(Adler et al., 2000)，1~10级评分，得分越高表示感知的社会经济地位越高。
客观经济地位(OSES)：参考陈冰和赵玉芳(2017)的测量，综合评估父母的学历、职业与月收入水平，计算总分，分数越高表示客观家庭社会经济地位越高。
人口学变量：包括年龄、性别。
4.4. 数据分析策略
采用SPSS 27.0及PROCESS宏进行数据分析。首先，通过独立样本t检验验证操纵有效性。其次，计算各变量的描述性统计与Pearson相关系数。最后，为全面检验本研究所提出的有调节的中介模型，我们使用Hayes (2017)研究中的PROCESS Model 59 (控制SES和OSES)进行整合分析。Model 59允许同时检验：1) 特质自控力在稀缺感与不道德行为间的中介效应(对应假设1与假设2)；2) 道德认同对中介路径前半段(稀缺感→特质自控力)与后半段(特质自控力→不道德行为)的潜在调节作用(对应假设3的扩展检验)。所有效应的显著性均通过偏差校正的Bootstrap法(重复抽样5000次)进行检验。
5. 研究结果
5.1. 操纵检验
独立样本t检验结果显示，稀缺组的稀缺感得分(M = 5.85, SD = 0.66)显著高于控制组(M = 4.90, SD = 1.07), t(168) = 6.98, p < 0.001。这表明稀缺感启动操作是成功的。
5.2. 描述性统计与相关分析
各主要变量的均值、标准差及相关系数见表1。实验分组与不道德行为呈显著负相关(r = −0.31, p < 0.001)，即稀缺组报告了更高的不道德行为倾向，初步支持假设1。特质自控力与不道德行为呈显著负相关(r = −0.39, p < 0.001)，与道德认同呈显著正相关(r = 0.46, p < 0.001)。主观与客观经济地位与核心研究变量相关较弱，但仍将其作为控制变量纳入后续分析。
Table 1. Descriptive statistics and correlation matrix of key variables (N = 170)
表1. 主要变量的描述性统计与相关矩阵(N = 170)
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1) 实验分组 |
0.50 |
0.50 |
- |
|
|
|
|
|
2) 不道德行为(UB) |
2.84 |
0.93 |
−0.31** |
- |
|
|
|
|
3) 特质自控力(BSCS) |
4.38 |
0.71 |
0.19** |
−0.42** |
- |
|
|
|
4) 道德认同(MI) |
4.80 |
0.50 |
0.13 |
−0.30** |
0.50** |
- |
|
|
5) 主观经济地位(SES) |
4.89 |
1.24 |
0.02 |
−0.01 |
0.22** |
0.05 |
- |
|
6) 客观经济地位(OSES) |
10.14 |
3.74 |
0.05 |
0.04 |
0.07 |
−0.01 |
0.40** |
- |
注：**p < 0.01。
5.3. 假设检验
5.3.1. 自控力的中介作用检验
在控制主、客观经济地位后，Model 59的分析结果显示：
总效应：实验分组对不道德行为的总效应显著(β = −0.57, p < 0.001, 95% CI = [−0.84, −0.30])，即稀缺组的UB显著高于控制组，假设1得到支持。
路径分析：稀缺感启动对特质自控力的负向预测作用边缘显著(β = −0.18, p = 0.052)。在控制稀缺感后，特质自控力显著负向预测不道德行为(β = −0.50, p < 0.001)。同时，稀缺感对UB的直接效应仍然显著(β = −0.44, p = 0.001)。
间接效应：Bootstrap检验表明，通过特质自控力的间接效应在平均道德认同水平上显著(效应值 = −0.09, SE = 0.05, 95% CI = [−0.21, − 0.0004])，假设2得到支持。
5.3.2. 道德认同的调节作用检验
为检验假设3，我们根据Model 59的输出重点考察了道德认同的调节作用。
首先，对路径a (稀缺感→自控力)的调节检验显示：稀缺感与道德认同的交互项对特质自控力的预测作用不显著(β = 0.30, p = 0.106)。简单斜率分析表明(见图2)，对于低道德认同者，稀缺感对自控力的影响不显著(β = 0.03, p = 0.746)；对于平均道德认同者，其影响显著(β = 0.18, p = 0.052)；对于高道德认同者，其影响更为显著(β = 0.33, p = 0.014)。
其次，对路径b (自控力→不道德行为)的调节检验显示：特质自控力与道德认同的交互项对不道德行为的预测作用不显著(β = 0.25, p = 0.176)，表明道德认同并未调节自控力与不道德行为之间的关系。
有调节的中介效应：条件间接效应分析表明(见表2)，在低道德认同水平上，间接效应不显著；在平均道德认同水平上，间接效应显著(置信区间下限接近0)；在高道德认同水平上，间接效应显著。被调节的中介指数为−0.15，其90%置信区间为[−0.35, 0.01] (包含0)。假设3得到初步支持，但调节作用的统计力度有所减弱。
6. 讨论
本研究通过实验设计，系统探讨了稀缺感影响不道德行为的心理机制及其边界条件。主要发现稳健地验证了中介路径，并初步探索了其边界条件：稀缺感不仅直接提升个体的不道德行为倾向，还通过损耗特质自控力产生间接影响；然而本研究并未能证实道德认同是一个显著的调节变量。数据分析显示，其整体交互效应不显著(p = 0.106)。尽管后续的简单斜率分析揭示了一个与理论方向一致的趋势，但这应被严格视为一个需要在未来研究中进一步验证的初步线索，而非一个确证的研究发现。
注：简单斜率分析表明，稀缺感对自控力的影响在低MI上不显著(β = 0.03, p = 0.746)，在平均MI上边缘显著(β = 0.18, p = 0.052)，在高MI上更为显著(β = 0.33, p = 0.014)。
Figure 2. The moderating effect of moral identity
图2. 道德认同的调节效应
Table 2. Analysis of conditional indirect effects under the regulation of moral identity
表2. 道德认同调节下的条件间接效应分析
道德认同水平 |
间接效应(Group → BSCS → UB) |
Boot SE |
95% Boot CI |
低(−1 SD) |
−0.02 |
0.07 |
[−0.17, 0.13] |
平均(Mean) |
−0.09 |
0.05 |
[−0.21, −0.0004] |
高(+1 SD) |
−0.13 |
0.08 |
[−0.31, −0.01] |
被调节的中介指数 |
−0.15 |
0.09 |
[−0.35, 0.01] (90% CI) |
6.1. 理论意义
本研究的核心发现为理解稀缺感影响道德行为提供了“条件化”的视角。结果证实了自我损耗理论在道德领域的延伸：稀缺感作为一种认知负荷，会侵蚀个体用于自我调控的心理资源(Mani et al., 2013)。这一结论与近期实证研究相呼应，例如稀缺感会显著减少亲社会行为(Sun et al., 2024)，且自控力在稀缺感与延迟满足之间发挥中介作用(Yu et al., 2024)。
在此基础上，本研究还尝试探索了个体差异(道德认同)是否会影响上述机制。然而，数据分析表明，道德认同的调节作用并未达到统计显著水平(p = 0.106)。尽管探索性的简单斜率分析显示，稀缺感对自控力的损耗效应主要在高道德认同个体中显著，这一模式与“高道德认同者的道德行为更依赖自控资源”(Reynolds & Ceranic, 2007)的观点在方向上相符，但本研究未能确立道德认同作为一个稳定的边界条件，其理论有效性完全依赖于未来研究。
本研究的结果也为解释该领域相互矛盾的实证发现提供了新的整合视角。一方面，它支持了稀缺感可能通过资源损耗路径损害道德的观点(如Yang et al., 2023)；另一方面，未被证实的调节路径则提示，若未来研究能证实特定群体(如低道德认同者)不易受此路径影响，或可部分解释为何有些研究未发现稀缺感对不诚实行为的整体效应(如Børsting et al., 2024; Lilleholt et al., 2023)。因此，本研究通过区分已验证的核心机制与待检验的调节假说(Zhong & Liljenquist, 2006)，为未来探索弥合此类研究分歧的可能性提供了一个理论切入点。
6.2. 实践意义
研究发现对组织管理、公共政策及道德教育具有直接启示。首先，在资源紧缩的组织环境中(如预算削减期)，管理者应认识到，所有员工的自控资源都面临被消耗的风险，需要为其提供普遍的支持，如清晰的决策框架与心理减压渠道。其次，尽管本数据未支持道德认同的调节作用，但既有的理论观点(Reynolds & Ceranic, 2007)提示，未来研究若能在更大样本中验证高道德认同者在该路径中的特异性，则干预策略需更具针对性。最后，道德教育应超越价值观灌输，融入提升个体在压力下保持自控与道德判断的“韧性训练”。
6.3. 研究局限与未来展望
本研究存在若干局限：第一，样本主要为高校学生，限制了结论的普适性。第二，不道德行为采用自我报告法，未来研究可结合行为实验(如矩阵任务)获取更客观的指标。第三，研究采用的是特质自控力量表，未来应该探讨状态自控力的影响。第四，本研究的统计效力不足以检测到可能存在的、较小效应的调节作用。道德认同的调节效应未达显著(p = 0.106)，这本身就是一个明确的阴性结果。未来的研究若欲检验此理论假设，必须基于预设的效应量进行先验功效分析，招募足够大的样本，以提供确凿的证据。第五，实验操纵引发的是短暂稀缺心态，其对长期特质自控力的影响及真实长期稀缺体验的作用，需纵向研究探索。未来研究还可探索其他调节变量(如社会支持、成长型思维)，或采用神经科学技术探究稀缺感影响自控与道德决策的神经基础。
7. 结论
本研究证实，稀缺感能直接并通过损耗特质自控力间接增加不道德行为倾向，从而稳固了自我损耗理论在该领域的解释力。然而，道德认同对该路径的调节作用并未得到数据支持。探索性分析观察到的模式仅为未来研究提供了一个需要严格检验的理论线索。综上，本研究主要贡献在于厘清了核心影响机制，并清晰地界定了一个有待未来研究验证的理论问题，为后续更扎实的探索提供了基础。