特质内疚对恶意创造力的影响：亲社会倾向的中介作用

检验亲社会倾向作为中介变量的作用。方法：通过问卷收集了487名被试的特质内疚(GASP内疚分量表)、亲社会倾向(PTM中文版)及恶意创造力行为量表(MCBS)数据，使用SPSS及Process宏程序4.1进行了相关分析和中介效应检验，同时控制了性别和年龄变量。结果：(1)控制与恶意创造力呈显著负相关(r=-0.189,p<0.001),与亲社会倾向呈显著正相关 (r=0.543,p<0.001);亲社会倾向与恶意创造力亦呈显著负相关(r=-0.221,p<0.001)。(2)亲社会倾向在特质内疚与恶意创造力之间起到完全中介作用(效暗面”[1],即恶意创造力(MalevolentCreativity)。恶意创造力是指，在恶意目标驱动下，伤害自己或他人的创造力[2],其最突出的特征是意图的恶意性。这度和水平[5],在调节个体行为方面扮演着重要角色。其中，内疚是一种重要的内疚状态下的个体具有更高的公益意向[7],同时，王博韬、魏萍提出的道德情恶意创造力是指有预谋地伤害他人或自己的创造具有“新颖性”和“有效性”,但最后并非指向积极或建设性的结果。恶意创造力是在Clark和James所提出的消极创造力(NegativeCreativity)基础上进一步伤害他人的恶意性[2],强调其相关研究的社会价值。由此可见，尽管个人利益与高创造力相似的典型心理特征[10],违法者借助含有恶意意图的创造性思维制(1)行为层面Clark和James最早采用问题解决任务测量恶意创造力。要求被试解决一道带有负面导向的问题[2],被试的恶意创造力水平越高，最后给出的解决方案数(2)特质层面且相对于恶意创造力行为层面的评测，量表更减少了社会期许效应的影响[13该量表包含了“伤害别人”、“对他人说谎”、“恶作剧”三个维度，共13个伤害他人：即通过操纵、威胁或伤害来获得不公平的优势或满足自身利益。的个体往往更加不诚实[8],当以恶意创造力水平为自变量时，高恶意创造力个Lee和Dow最早对恶意创造力与人格的关系进行了研究，发现高侵犯和低责任性情绪能够增强恶意创造力[10],程瑞等则进一步确认愤怒比悲伤和恐惧更能促综上所述，恶意创造力的产生受到情境因素(如不公平体验、社会威胁和排斥)、人格特质(如攻击性、责任心和黑暗人格)以及情绪因素(如情绪智力、情绪唤醒度)的多重影响。这些研究从不同角度揭示了各类因素如何促进或抑制2.2特质内疚内疚(TraitGuilt)是指当个体在面对潜在的道德失误或违反道德标准，导2.2.2内疚的测量方式形容词描述法(如PFQ-2量表)通过让被试评估自己体验内疚相关形容词 (如懊悔、后悔)的频率来量化内疚倾向，操作简便但难以捕捉内疚的复杂性。情境模拟法(如SCEMAS量表)则呈现多种假想情境，要求被试评估自己在这人和儿童(儿童常用玩具范例变体)。识影响力测验》(TOSCA),以及Cohen于2011年制定的《内疚和羞耻倾向量内疚和羞耻倾向量表(GASP)采用7点评分，在内疚分量表中，包含两个维度，“内疚-消极行为评价和内疚-弥补”,共8个项目。中国学者王小凤等人将问卷进行了翻译和修订，形成中文版内疚倾向问卷，具有较高的信效度2.2.3内疚的相关研究(1)特质内疚与道德为参照——自我意识情绪”,即自我觉察、自我表征、自我评价。其中对自我的理解与评价是这些道德情绪产生的基础[17],当个体认为自己该对未被规则的行为负责时，就会产生内疚体验。动态网状模型则由进模型不同，他们认为内疚的产生是一种动态的发展系物因素(比如性别、年龄)和社会文化(比如地位、情境等)的影响[16]。(2)内疚的行为倾向内疚很可能带来一种“失衡感”,往往会促使个体产生道歉、对受害者进行体有意识地采取帮助他人的行为，该角度没有强调无私的动机与是否要求回报。2.3.2测量方法亲社会行为倾向的测量方式主要包括三种：观察法、实验法、自我报告儿童，如McHarg与Hughes于2021的一项研究中就通过建立观察情境探究亲社测量方式。问卷法是最普遍采用的方法，其中Carlo等人开发的《亲社会倾向量表(PTM)》在国内外广为应用。该量表涵盖六个方面：紧迫性、情感性、顺从性、利他性、匿名性与公开性，总共包含26个条目。国内学者寇彧等人对问卷2.3.3相关研究如Latane与Darley的责任扩散实验，发现有旁观者存在时，个体更少地表现出体特征(如积极人格)会显著提升助人意愿。此外，研究表明，在性别方面，紧急情况下男性将出现更多亲社会行为，而日常情况下女性出现更多亲社会行为。2.4恶意创造力与特质内疚的相关关系研究恶意创造力的影响时，更进一步证实了积极和消极的道德情绪(如感恩和内疚)正相关，因而特质内疚与亲社会倾向显著正相关[25]。Dominik和Nik向[26]。又比如疫情期间，部分民众因防疫失误产生内疚后，高亲社会群体更2.6亲社会倾向与恶意创造力相关关系研究内疚这一道德情绪特质如何通过亲社会倾向这一社会研究。特质内疚作为一种核心的道德情绪，其对个体行为的调节作用备受关注。性功能，也有助于理解道德情绪在塑造个体社会行为实践意义：研究结果可以为预防和干预恶意创造培养个体的亲社会倾向(如共情能力、助人行为、集体责任感等)作为切入点，庭及社会组织在早期识别和干预那些具有潜在恶意创造关性与回归关系。通过问卷星在网上公开招募被试，总计509名被试参与调查。被试需按顺序完成内疚与羞耻量表的内疚分量表、亲社会倾向量表(PTM)过测谎题等无效问卷后，得到有效数据487份，有效率为95.68%,其中，男性229人，占比47.02%,女性258人，占比52.98%。被试的年龄为15-40岁。共16个项目，包含内疚与羞耻两个维度。关于内疚的分量表包括内疚-弥补和内疚-消极行为评价，共8条项目。采用了1(完全不可能)~7(非常可能)的7量表的Cronbach’salpha系数为0.86。采用亲社会倾向量表(PTM),彧等人[22]进行翻译修订，共26个项目，包括紧迫性、情感性、顺从性、利他性、匿名性与公开性六个维度。采用1(非常不像我)~5(非常像我)的5级计分，得分越高表明亲社会倾向越高。该量表的Cronbach'salpha系数为0.90。4.2.3恶意创造力采用恶意创造力行为量表(MCBS),共13个项目，分为”说谎“、“伤害他人”、”恶作剧“三个维度。采用了1(完全没有)~5(总是)的5级计分，4.3统计分析本研究采用SPSS27.0软件对数据进行了共同5.1共同方法偏差采用Harman单因子检验法，结果发现特征根大于1的因素共3个，第一个因素所揭示的变异量是37.861%,小于40%,因此可认为本研究共同方法偏差不在控制性别和年龄后的偏相关分析中，内疚水平与(r=-0.189,p<0.001),亲社会倾向与恶意创造力显著负相关(r=-0.221,p<0.001)。同时，内疚水平与亲社会倾向显著正相关(r=0.543,p<0.001)。以上相关关系在表1偏相关分析(控制变量:性别,年龄)M1231内疚水平12亲社会倾向13恶意创造力15.3特质内疚影响恶意创造力的中介分析性别与年龄同核心变量无显著关联,但出于严谨性仍予以控制。以性别、年龄为控制变量,以亲社会倾向为中介变量,内疚作为自变量,恶意创造力为因变量进行中介分析(见表2)。从逐步回归法检验中介效应的结果p>0.05)对恶意创造力均无显著直接影响。模型1中,内疚对恶意创造力有显著负向影响(β=−0.188,t=-4.219,p<0.001),著。模型2中,内疚对亲社会倾向有显著正向影响(β=0.543,t=14.194,p<0.001)型3中,当同时考虑内疚和亲社会倾向时,内疚对恶意创造力的影响减弱至边缘显著水平(β=−0.097,t=-1.852,p>0.05),影响(β=−0.167,t=-3.181,p<0.01)。著影响(β=−0.051,t=-1.150,p>0.05),可能表现出较低的恶意创造力倾向。综上,结果表明亲社会倾向在内疚和恶意创模型1(因变量：恶意创造力)性别内疚亲社会倾向RRF再通过Bootstrap方法对亲社会倾向在特质内疚和恶意创造力之间的中介作用进行检验，并在模型中同时控制了性别和年龄这两个协变量(见表3)。结果显示，在控制了性别和年龄之后，内疚对恶意创造力的直接效应不显著(效应值意创造力的间接效应依然显著(效应值=-0.071,SE=0.027,95%CI=[-0.127,-0.021]),该间接效应占总效应量的48.2%。表3Bootstrap的中介效应检验效应值下限上限总效应间接效应6.1特质内疚与恶意创造力之间的关系<0.01)。这一结果支持了内疚作为一种道德情绪对恶意创造行为决策的抑制作Rudolph和Tscharaktschiew将道德情绪分为发出积极信号的道德情绪和消极信号的道德情绪[30],内疚发出消极信号，能够阻止不良行为，并要求个体对当前的Kachanska等人发现，高内疚倾向的儿童在面临不良行为的选择时，往往会受到过去错误的记忆和预期中的焦虑所制约，从而抑制这些非道德行为的产生[32]。往集中在特定的年龄群体(如大学生、青少年),或在样本描述中会提及年龄范响特质内疚水平所引起的。Mascolo与Fisher于2003年提出的动态网状模式认6.2亲社会倾向的中介作用本研究进一步探讨了亲社会倾向在特质内疚与恶意创造力之间的中介作用。与假设2一致，研究结果表明，内疚能够显著促进亲社会倾向的增强，而亲社会倾向则显著负向预测恶意创造力。通过B