1. 引言
诚实守信是为人之本，但在日常生活中不诚实行为普遍存在，不诚实行为(dishonest behavior)是指蓄意提供虚假或错误的信息以使他人形成错误的信念，它有很多表现形式，最常见例如作弊(cheating)、说谎(lying)等(Mazar & Ariely, 2006)，这些行为不仅损害了个人的声誉，也破坏了社会整体的公平和正义。一项自我报告的研究发现，人们平均每天的说谎次数为1~2次(DePaulo & Kashy, 1998)，与成人或儿童相比，青少年发生不诚实行为的现象更为普遍(Guo, Li, Yang, & Kou, 2021)，青少年时期正是道德品质形成与发展的关键(吴继霞，黄希庭，2012；Smetana & Villalobos, 2009)，虽然普遍具有对诚实、守信的认知，但依旧存在诚实的“知行分离”现象(吴继霞，何雯静，杜晶，2017)。在高中阶段，青少年学生的世界观、人生观和价值观正处于形成和完善时期，若不诚实行为未受到有效的抑制和纠正，可能会破坏社会信任机制、损害公平竞争以及削弱对法律和道德规范的尊重，进而威胁社会秩序。因此，深入分析和探究导致高中生不诚实行为的影响因素，对于促进青少年全面发展、维护社会诚信体系和社会和谐稳定具有重要的意义。
尴尬是普遍存在于人际交往中的负性情绪体验，当个体遭受来自他人或个体想象观众的非意愿评价(undesired evaluation)时，所产生的一种暂时性的慌乱、笨拙、窘迫懊恼的感觉。Kelly等人认为尴尬易感性是一种尴尬体验的能力，是一种重要的人格特质，指在特定的社交情境下一些人可能会感到某种程度的尴尬，而有些人则不会，此外尴尬的这种易感性的特质被认为是具有一定的跨时间的稳定性(Kelly & Jones, 1997)。对以往文献进行整理发现，尴尬被界定为一种聚焦于自我的道德情绪，道德情绪既可能促进个体道德行为和品格的发展，也能及时阻断一些不道德行为，迫使其做出符合社会道德规范的行为(俞国良，赵军燕，2009)。Frank的“承诺装置”理论认为，道德情绪可能会使人们接受一种亲社会的长期战略，为避免不愉快的情绪体验，这些道德情绪使人们在社会情境中表现的更加诚实，更好地融入社会(Frank, 2004)。已有研究发现，道德情绪(内疚、羞耻)能够显著抑制个体的不诚实行为(范伟等，2019；赵中，2021)，尴尬作为一种道德情绪，作为特质性的尴尬易感性如何影响个体的道德判断，据此，本研究提出假设1：尴尬易感性可以负向预测个体不诚实行为。
观点采择(Perspective-Taking)是指人们从另一个人的角度出发，想象他人所面临的情境，从而考虑到这个人的想法、感受、情感、知识和意图的能力。观点采择能力的发展有着不可忽视的道德功能，是道德动机的先决条件，道德行为的能力因素(余宏波，刘桂珍，2006)。观点采择能力较高的个体，其不诚实行为的倾向较低(Huneke & Pinel, 2016)，观点采择通过增强道德意识、促进同理心、提高社会责任感等能有效促进诚实行为。此外，观点采择在减少自我中心方面也具有重要作用(Yaniv & Choshen‐Hillel, 2012)，激活–决策–构建–行为理论指出，个体在做出谎言决策的时候会遵循“准理性原则”，行为者会仔细评估诚实和欺骗给自己和他人带来的效用和利弊，做出最合适的选择(Walczyk, Harris, Duck, & Mulay, 2014)。综合以上观点，本研究提出假设2：观点采择在尴尬易感性预测不诚实行为中起调节作用。
综上所述，本研究以尴尬易感性为自变量，观点采择为调节变量，不诚实行为为因变量建构一个三种结构之间的关系模型，希望通过进一步对实际数据的分析，来表征尴尬易感性、观点采择和不诚实行为之间的关系。
2. 研究方法
2.1. 被试
本研究采用随机抽样调查方法，采取线上和线下的方式，以高中生为被试，共收集986份问卷，有效问卷948份。平均年龄为16.51 (SD = 1.12)，男性比例为33.6% (319人)，女性比例为66.4% (628人)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 尴尬易感性量表中文版
尴尬易感性量表中文版共23个条目，分为自我形象担忧、过度关注他人评价、负性体验与低社交效能4个维度。采取1~7分的计分方式，总分越高表明个体的尴尬水平越高(刘艳丽，刘勇，陆桂芝，陈健芷，陈巍，2015)。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.96，信度良好。
2.2.2. 中文版人际反应指针量表
人际反应指针量表(IRI-C)由Davis所编IRI量表修订而成，张凤凤转换为中文版(张凤凤，董毅，汪凯，詹志禹，谢伦芳，2010；Davis, 1983)共有22题，量表分为四个维度，分别是观点采择(Perspective-Taking, PT)、想象(Fantasy, FS)、共情关注(Empathetic Concern, EC)和个人痛苦(Personal Distress, PD)。采取0~4分的计分方式，反向题则相反计分。本研究使用其中观点采择部分(PT)的分问卷。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.91，信度良好。
2.2.3. HEXACO-100大六人格量表
HEXACO-100大六人格量表，采用诚实–谦恭子量表测量被试的不诚实水平(Lee & Ashton, 2018)。量表共16个题目，采用1~5分的计分方式，题号3、5、8、10、13为正向计分题，分数越高表示被试的不诚实行为水平越高，11个反向条目(题号1、2、4、6、7、9、11、12、14、15、16)，最后计算所有题目平均分数，得分越高表示个体的不诚实行为水平越高。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.89，信度良好。
2.3. 数据处理
使用SPSS29.0软件以及Hayes开发的SPSS的PROCESS插件进行数据分析和处理。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差
采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验。对所有测量的44个项目做未经旋转的探索性因子分析，结果显示7个因子特征根大于1，其中第一个因子可以解释28.16%的变异，小于临界标准40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述统计和相关关系
高中生尴尬易感性、观点采择、不诚实行为的相关性分析，结果见表1。相关分析显示，尴尬易感性与不诚实行为呈显著负相关(p < 0.01)，与观点采择呈显著正相关(p < 0.01)；观点采择与不诚实行为呈显著负相关(p < 0.01)。
Table 1. Descriptive statistics and correlation matrix among major variables
表1. 各主要变量间的描述性统计和相关矩阵
| 维度 |
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
| 1.尴尬易感性 |
84.54 ± 30.75 |
1 |
|
|
| 2.不诚实行为 |
3.15 ± 0.36 |
−0.415** |
1 |
|
| 3.观点采择 |
16.31 ± 4.77 |
0.435** |
−0.403** |
1 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。
3.3. 调节作用
采用SPSS软件Process插件中的Model 1，进行观点采择的调节效应检验。首先对分析数据进行标准化处理，将具有人口学差异的性别、是否为独生子女两变量作为控制变量，自变量为尴尬易感性，因变量为不诚实行为，调节变量为观点采择，对观点采择的调节效应进行分析，检验结果见表2。尴尬易感性对不诚实行为有显著的负向预测作用(β = −0.003, t = −9.317, p < 0.001)，观点采择对不诚实行为有显著的负向预测作用(β = − 0.021, t = −8.690, p < 0.001)，尴尬易感性与观点采择的交互项对不诚实行为有正向影响(β = 0.0002, t = 3.315, p < 0.05)。综上，观点采择在尴尬易感性对不诚实行为的直接影响中起调节作用。
Table 2. The moderating role of perspective-taking on the relationship between susceptibility to embarrassment and dishonest behavior
表2. 观点采择在尴尬易感性和不诚实行为中的调节作用检验
|
模型1：不诚实行为 |
模型2：不诚实行为 |
| β |
SE |
t |
β |
SE |
t |
| 尴尬易感性 |
−0.003 |
0.0004 |
−9.317*** |
−0.003 |
0.0004 |
−9.461*** |
| 观点采择 |
−0.021 |
0.002 |
−8.690*** |
−0.016 |
0.003 |
−6.098*** |
| 交互项 |
|
|
|
0.0002 |
0.0001 |
3.315** |
| R方 |
0.233 |
0.242 |
| F |
143.525*** |
100.360*** |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。
本研究进行简单斜率检验来直观解释尴尬易感性与观点采择的交互效应对不诚实行为的调节作用，结果显示：在低观点采择组(Mean − 1SD)，尴尬易感性对高中生不诚实行为有显著的负向预测作用(p < 0.001)，在高观点采择组(Mean + 1SD)，尴尬易感性对高中生不诚实行为的负向预测作用显著，但弱于低观点采择组(p < 0.001)。为直观展示差异，绘制了观点采择在尴尬易感性与不诚实行为中的调节作用图 (图1)。
Figure 1. Simple slope chart
图1. 简单斜率图
4. 讨论
4.1. 尴尬易感性与不诚实行为的关系
本研究结果表明，尴尬易感性即特质尴尬可以显著的负向预测不诚实行为，高中生个体尴尬易感性越高，其不诚实行为显著减少，这与已有的结论是相一致的。即道德情绪可以显著抑制不诚实行为的发生(范伟等，2019)。青少年个体道德情绪可以显著预测道德行为，尴尬易感性的增加可能会导致个体在做出不诚实行为时感到更多的不适，因此他们可能会选择减少这种行为，这种内在的道德监督机制可能促使个体在面对道德困境时采取更为诚实的行为。因此，理解和引导青少年正确地体验和处理尴尬情绪，对于他们的健康成长具有重要意义。
4.2. 观点采择的调节作用
本研究结果表明观点采择在尴尬易感性与高中生不诚实行为之间起调节作用，观点采择对高中生不诚实行为有负向预测作用，这与过往研究观点采择能有效促道德行为，抑制不诚实行为相一致(Huneke & Pinel, 2016)。社会心理学研究结果表明，采择他人的观点、揣摩他人的想法或感受能够增强其亲社会行为和同理心，当个体从多角度看待问题时，他们更有可能做出道德和诚实的选择。
本研究发现，观点采择会调节尴尬易感性对不诚实行为的影响，尴尬易感性为负向影响不诚实行为，即高尴尬易感性可以降低个体的不诚实行为，但在高观点采择水平的作用下，尴尬易感性对不诚实行为的影响变小了；反之，低观点采择水平的作用下，尴尬易感性对不诚实行为的影响更大。
相较于高观点采择的个体，低观点采择对个体对不诚实行为的影响更强。当个体的观点采择能力较低时，个体的自我中心化即从自身角度看问题的程度将会增强，使得个体更少参考社会规范与他人的看法。高观点采择的个体为了能够良好保持自我形象的一致性以及满足社会规范，个体更会从社会角度来看问题，即个体更会考虑社会标准，减少自私的行为产生，表现为在个体面临诚实与不诚实的二选一选择时，不诚实的行为就会受到抑制。
4.3. 研究启示
在道德心理学领域，尴尬情绪的研究正逐渐揭示其独特的道德功能和社会意义。过去，学术界往往将尴尬与羞耻视为同质的情绪体验，仅在程度上有别。然而，近期研究提出了新的视角，认为尴尬和羞耻实际上是两种不同的道德情绪或自我意识情绪。尽管如此，尴尬的研究仍主要集中在其与羞耻的比较上，而对尴尬本身及其影响因素的独立考察相对缺乏。
本研究通过结合道德行为的研究，对尴尬的道德功能进行实证探讨。传统上，尴尬被视为一种消极的情感体验，与特定情境、自我意识和社会评价紧密相关。然而，新兴的研究成果揭示了尴尬情绪的积极面，例如，作为一种道德情绪，尴尬能够促进道德行为的发生，抑制不道德行为，并在某些情境下作为一种自我反省的机制。
特别是在青少年群体中，尴尬的作用显得尤为复杂。本研究表明，尴尬易感性对高中生的不诚实行为具有显著的负向预测作用。鉴于高中生正处于自我认同和社交能力发展的关键时期，他们对他人评价和自身形象的关心程度较高。因此，指导高中生如何恰当地处理和克服尴尬情绪的影响显得尤为重要，这可以作为一种自我反省和行为改进的催化剂。
此外，观点采择作为一种关键的社会认知技能(Sherf & Morrison, 2020)，在社交互动中扮演着重要角色。青春期是一个以关系互动和社会行为复杂性为特征的发展阶段。具有较高观点采择能力的青少年在面对不诚实行为时，能够更有效地采取适当的应对策略。这是因为他们能够更深入地理解他人的需求和感受，从而在解决由不诚实行为引起的冲突和问题时更加得心应手。
综上所述，本研究为尴尬情绪和观点采择在道德行为中的作用提供了新的理解。这些发现对于教育实践、心理咨询和社交行为指导等领域具有重要的理论与应用价值。通过深入研究和利用尴尬情绪的积极面，以及提升青少年的观点采择能力，我们有可能帮助他们作出更加道德和成熟的社会决策。
4.4. 研究不足
本研究初步探讨了特质性的尴尬对不诚实行为的影响，但还存在许多不足。由于尴尬易感性作为人格特质具有稳定的特点，解释复杂的社会行为时还存在很多局限，未来可以通过独立的实验研究，通过情绪启动或真实的不诚实行为情境来进一步探讨尴尬情绪与道德行为之间的关系，并结合心理生理学方法，如皮肤电活动、脑神经成像等，来进一步更加深入的探讨尴尬情绪下的神经活动如何影响不诚实行为。尴尬情绪的表达和体验可能因文化、性别、年龄等因素而有所不同。因此，未来研究可以进一步扩大研究范围，探讨不同文化背景下、不同性别和年龄段个体对尴尬情绪的体验和应对方式。
5. 结论
1) 尴尬易感性负向预测高中生不诚实行为，高中生个体尴尬易感性越高，其出现不诚实行为的频率就越低；2) 观点采择在尴尬易感性对高中生不诚实行为的影响中具有显著的调节作用。
NOTES
*通讯作者。