神戸学院大学心理学研究 2023 年 神戸学院大学心理学研究
第 6 巻 第 1 号 pp.29-372023 年

第6巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

嘘をつくことに対する認識が不正行為に及ぼす影響1
黒川 優美子 神戸学院大学心理学部
秋山

山本 恭子 神戸学院大学心理学部

学 神戸女子大学心理学部

Effects of cognition of lying on dishonesty
Yumiko Kurokawa (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Kyoko Yamamoto (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Manabu Akiyama (Department of Psychology, Kobe Women’s University)
私たちは時として，自身の行為が不正行為になるか否かを明確にしないまま，その行為を行うことがあり，利己的誤りと呼ばれている。本研究では，不正行為に対する認識が利己的誤りに及ぼす影響を検討した。実験には 108 名が参加し，利己的誤りを誘発するサイコロ課題を 176 試行行わせた後，不正行為に対する認識として「嘘をつくことに対する認識尺度」に回答させた。この際，サイコロ課
題における誤り回数だけではなく，報告しなければならなかったサイコロの目と，実際に報告したサイコロの目の差分から逸脱ポイントも検討した。結果として，嘘は上達しないと考える人では誤り回数が多かったものの，逸脱ポイントがマイナスとなっていたことから，単なる誤りであることが考えられた。そして，嘘は上達すると考える人や嘘に肯定的な人は，積極的に利己的誤りを行うことで利益を得るのではなく，誤りが自己の損失となる状況でなるべく正確に回答することにより，損失を回避した可能性が示唆された。
Key words : dishonest behavior, ambiguity, unethical behavior
キーワード：不正行為，曖昧性，非倫理的行動

Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2023, Vol.6, No.1, pp.29-37目2013）。このような行為は，明確に不正行為とは言えないものの，行為者の利益になることから，利己的誤 り（self-serving mistake） と 呼 ば れ る（Galil et al.,2021; Leib et al., 2019）。利己的誤りには，非意図的な誤りも含まれるが，同時に，潜在的あるいは意図的に行われる不正も含まれる（Pittarello et al., 2023）。
例えば，交通費として自身の自宅からもっとも近い
バス停を設定していながら，健康のためという言い訳で 1 つ先のバス停まで歩いて乗車し，浮いた交通費を「ちょろまかす」こともあるだろう。このような軽微な不正が繰り返された結果，法に触れるような深刻な不正（例えば架空の出張を申請し，費用を受け取るといった不正など）となる恐れがあることから（Garrett et al., 2016; Gino & Bazerman, 2009; Sezer

的

私たちは時として当該行為が正しいか否かに確信が持てない状況において，その行為が正しくない，つまり不正となるかどうかを明確にせず曖昧なまま，その行為を行うことがある（Hochman et al.,2016; Pittarello et al., 2019, Pittarello et al., 2023; Sezer etal., 2015）。例えば，不意に正しいおつりの金額よりも多いおつりを受け取ってしまったとしても，それに私たちは気づかずに，あるいは気づかないふりをして余分なおつりを受け取ることがある（Azar et al.,
1 本研究は 2022 年度行吉学園教育・研究助成費の助成を受けたものである。

29

神戸学院大学心理学研究 2023 年

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et al., 2015; Welsh et al., 2015），利己的誤りは重要な研の課題に対するベースラインとして正確条件を扱う究課題である。
ため，Pittarello et al.（2015）のように参加者間で正利己的誤りを検討するには，当該行為が不正行為
確条件と報告条件を行うのではなく，参加者内で正となるかどうかが曖昧な状況を設定する必要がある。 確条件と報告条件を行う。また，最大限に利己的に本研究では，曖昧性を操作するため，呈示された刺行動したのか否かも検討するため，標的となるサイ激に対する正しい回答が不明瞭になるように，刺激
コロの目の値と，実際に参加者が報告したサイコロの曖昧性を変化させる。刺激の曖昧性を変化させるの目の値の差異から求めた逸脱ポイントから結果の課題として，Pittarello et al.（2015）の課題が挙げら
大きさも検討する。例えば，標的が「3」のときに「5」れる。この課題では，複数のサイコロを横一列に並べ，を報告した場合は +2，「2」を報告した場合は -1 とす
先行呈示した注視点の位置に最も近いサイコロの目る逸脱ポイントを検討することにより，利己的行動（以下，標的とする）を参加者に報告させる。この際，を最大限行ったのかを検討する。
注視点と標的との位置関係を操作することで，刺激
本研究では，不正行為に対する認識と利己的誤りの曖昧性を低曖昧，中曖昧，そして高曖昧の 3 条件との関連も検討する。このため，「嘘をつくことに対に設定している（Figure 1）。具体的には，注視点がする否定的認識」，「嘘をつくことの上達可能性の認標的と重なっているため，報告するべき標的が明確識」，「嘘をつく上手さの遺伝規定性の認識」から構である低曖昧条件（Figure 1a），注視点の半分だけが成される太幡（2020）の「嘘をつくことに対する認標的と重なっているため，報告するべき標的が低曖
識尺度」を用いる。太幡（2020）は，自己申告させ昧条件よりも曖昧となる中曖昧条件（Figure 1b），注た調査前日の嘘の回数と「嘘をつくことに対する否視点が標的と重なっていないため，報告すべき標的定的認識」，「嘘をつくことの上達可能性の認識」，「嘘がもっとも曖昧となる高曖昧条件（Figure 1c）の 3をつく上手さの遺伝規定性の認識」の関連を検討し条件を設定している。特に高曖昧条件では，低曖昧ている。その結果，嘘をつくことに肯定的な人ほど条件や中曖昧条件と比較して，注視点の位置が右隣
嘘の回数が多いことが示された。一方で，嘘に対すりのサイコロに近く，誤って右隣りのサイコロの目る上達可能性と遺伝規定性の認識ではこのような結を報告しても，第三者にとっても行為者自身にとっ果は見られなかった。本研究では，太幡（2020）のても誤ったことが明確に分かりにくいため，利己的ような意識して行われた嘘の回数だけではなく，意誤りが生じやすいと考えられる。
識されないような利己的誤りの検討も行うことから，
さらにこの課題では，不正を誘発する要因としてより精緻な検討が行えるであろう。
報酬要因と誘因要因の 2 つの要因を設定している。
以上のことから本研究では，不正行為に対する認
まず，報酬要因では，正しいサイコロの目を報告
識がサイコロ課題の誤り回数と逸脱ポイントに影響することにより報酬が獲得可能な正確条件，正しいを及ぼすかどうかを探索的に検討することを目的と値を報告したか否かに関わらず，報告したサイコロする。この際，不正行為に対する認識として，「嘘をの目に応じて報酬が獲得可能な報告条件を設定してつくことに対する否定的認識」，「嘘をつく上手さのいる。さらに誘因要因では，標的の隣のサイコロの上達可能性の認識」，「嘘をつく上手さの遺伝規定性
目が標的よりも低い負誘因条件と，標的の隣のサイの認識」の 3 つの下位尺度から成る太幡（2020）のコロの目が標的よりも高い正誘因条件を設定してい「嘘をつくことに対する認識尺度」を用いる。そして，る。これらの条件のうち，特に報告条件かつ正誘因
サイコロ課題において，標的の隣の値を報告した場な状況において，参加者は不正を動機づけられてい合を誤り回数とし，誤って報告したサイコロの目とる。結果として，報告条件における高曖昧かつ正誘
本来報告すべきサイコロの目の差分を逸脱ポイント
因条件では，隣のサイコロの目を報告する頻度がもっとする。
と も 高 く， 利 己 的 誤 り が 増 加 し た（Pittarello et al.,
本研究では，不正行為の中でも，これまであまり
2015）。
検討されてこなかった利己的誤りを取り扱う。上記
本研究においても，Pittarello et al.（2015）のサイにも述べたように，このような誤っているか否かがコロ課題を使用する。しかし，本研究では，参加者行為者にも第三者にも不明瞭な行為は，繰り返すこFigure 1
課題におけるサイコロの位置と注視点の位置（Pittarello et al., 2015 を改変）

ab c

30

黒川・山本・秋山：嘘をつくことに対する認識が不正行為に及ぼす影響とでいずれ重大な結果を招く恐れがある。このため，
この利己的な誤りを検討することで，より重大な結果を招く前の予防の足掛かりとなるであろう。

方を標的とした。なお，本研究で用いたサイコロの刺激は Pittarello et al.（2015）が公表している刺激と同じものを使用した。ただし，参加者内で実験を行う
ため，Pittarello et al.（2015）よりも試行数を減らし
ている。

法

質問紙
太幡（2020）の嘘をつくことに対する認識尺度は，
嘘をつくことに対する否定的認識（以下，否定とする），嘘をつくことの上達可能性の認識（以下，上達とする），嘘をつく上手さの遺伝規定性の認識（以下，遺伝とする）の計 14 項目から構成されている。これらの質問に対して，参加者には，「1. 全くそう思わない」から「7. 非常にそう思う」の 7 件法で回答する
ように求めた。

参加者
本研究の実験参加者は 108 名（男性 52 名，女性 56 名，
平均年齢 40.6 歳，SD = 10.98）であった。本研究は，
株式会社リサーチパネルが管理する調査対象者パネルへの登録者である，20 歳以上の参加者を対象に実験を行った。なお，本実験は第 1 著者が所属する機関における倫理審査委員会の承認を受けて実施した（承認番号 SP20-19）。
課 題
本研究では，使用する課題を PsychoPy（Peirce etal., 2019）で作成し，作成した課題を WEB 上で行うために Pavlovia2 を使用した。課題では，先に注視点（X）を 1 秒間呈示し，注視点が消えてからサイコロを 2 秒間呈示した（Figure 2）。そして，注視点の呈示されていた位置にあるサイコロの目を報告するよ
うに教示した。さらに注視点の位置を試行ごとに操作することで曖昧性を変化させた。課題では 176 試行（実験 96 試行，フィラー 80 試行）を参加者に行わせた。実験試行では標的を常に「3」にし，フィラー
試行では画面上に表示されるサイコロの目を多様化するため，他のサイコロの目，つまり「3」以外の目

実験計画
報酬要因として，正確条件（実験 48 試行，フィラー
40 試行）と報告条件（実験 48 試行，フィラー 40 試行）を設定した。正確条件では，標的を正確に報告すれば参加者に 10 ポイントが付与され，そうでない
場合は 0 ポイントとなった。報告条件では，正確かどうかに関わらず，報告したサイコロの目に応じて参加者にポイントが付与された（サイコロの目が 1 =10, 2 = 20, 3 = 30, 4 = 40, 5 = 50, 6 = 60 ポイント）。なお，正確条件と報告条件を実施する順序についてはカウンターバランスをとった。
次に，曖昧要因として，標的となる刺激と注視点

Figure 2
課題の流れ

☓

1秒

2秒

1～6のボタンを押してください

ボタンを押すまで
2 Pavlovia は，ウェブ上で心理学など行動科学の実験・調査データを収集するために構築されたサーバーサービスである（Grootswagers，2020；十河，2019）。

31

神戸学院大学心理学研究 2023 年との位置関係に基づき設定した。標的に最も近い位置に注視点を呈示した場合を低曖昧条件（Figure1a），次に近い位置に注視点を呈示した場合を中曖昧条件（Figure 1b），そしてその次に近い位置に注視点を呈示した場合を高曖昧条件とした（Figure 1c）。
最後に，誘因要因として，標的の右隣のサイコロの目が，標的よりも高い値の場合を正誘因条件，標的よりも低い値の場合を負誘因条件とした。

第6巻

第1号

であり，標準偏差の範囲が広いため，四分位範囲か
ら外れ値を検討することとした。具体的には，上限を Q3 ＋ 1.5 ×四分位範囲，下限を Q1 − 1.5 ×四分位範囲とした。その結果，上限が 120.31，下限が60.09 となり，正答率がこれらの範囲から外れている
参加者が 13 名いたため，これらの参加者のデータを外れ値とみなし，分析から除外した。なお，本研究では正確条件の結果を課題の理解度として使用したため，分析では報告条件のみ使用した。
さらに，噓をつくことに対する認識尺度に回答できていない参加者が 1 名いたため，この参加者のデータを分析から除外した。結果として，分析対象
は 94 名（男性 44 名，女性 50 名，平均年齢 40.6 歳，
SD = 11.32）となった。なお，分析では HAD（清水 ,2016）を使用した。

手続き
リサーチパネルで募った参加者は，Pavlovia 上に構築した課題実施用 WEB サイトに誘導の上，実験の説明を受けた後に実験参加に同意した参加者のみが課題を行った。課題を開始する前に，性別，年齢を入力させ，課題を開始した。実験では，認知課題であることと，実験の詳細な手続き文を読ませ，その後，
練習 3 試行を行った。練習後は，正確条件と報告条
件ごとに教示が行われ，176 試行終了後に実験におけるデブリーフィングを行った。デブリーフィング
では，本実験の本来の目的などを説明し，最後に噓をつくことに対する認識尺度に回答させてから課題を終了した。そして，参加者には，獲得したポイン
トに応じて，課題終了後，リサーチパネルよりポイントの付与が行われた。

結果

噓をつくことに対する認識尺度の得点化
噓をつくことに対する認識尺度には否定，上達，遺伝の下位尺度が含まれていた。これらの尺度得点を算出し，それぞれ平均値以上を高群，平均値以下を低群とした。平均値は，否定で 4.3（SD = 1.02），
上達で 4.1（SD = 1.09），遺伝で 3.7（SD = 0.72）となった。なお，信頼係数は，否定では .87，上達では .83，
遺伝では .25 となっていた。遺伝の α 係数の低さを鑑み，本研究では遺伝を分析から除外した。
最終的に，否定の低群は 54 名，高群は 40 名，上達の低群は 50 名，高群は 44 名であった。

データ分析
本研究では，参加者の課題の理解度を確認するた
め，
正確条件における正答率を使用した。具体的には，正答率の低すぎる参加者は，課題内容を理解していなかったと考え，分析から除外するというものである。このため，参加者の正確条件における正答率を算出した。この結果，正答率は 84.3%（SD = 24.51）
Figure 3
否定高低群における誤り回数の平均値

2.5
2.0
誤
り

否定低群
否定高群

1.5

回 1.0
数

0.5
0.0

正誘因

負誘因

正誘因

低曖昧

負誘因

中曖昧

***p < .001, **p < .01, *p < .05
エラーバーは標準誤差

32

正誘因

負誘因

高曖昧

黒川・山本・秋山：嘘をつくことに対する認識が不正行為に及ぼす影響
Figure 4
上達高低群における誤り回数の平均値

2.5
2.0
誤
り

*

上達低群
上達高群

1.5

回 1.0
数

0.5
0.0

正誘因

負誘因

正誘因

低曖昧

負誘因

中曖昧

正誘因

負誘因

高曖昧

***p < .001, **p < .01, *p < .05
エラーバーは標準誤差

噓をつくことに対する認識と誤り回数
否定 誤り回数を従属変数とし，報告条件における曖昧要因（低曖昧・中曖昧・高曖昧）×誘因（正誘 因・負誘因）×否定（高・低）の 3 要因 の 混 合分散分析を行った（Figure 3）。その結果，曖昧要因（F (2, 184) = 69.54, p < .001, η2 = 0.43） と 誘 因 要 因（F (1, 92) = 3.98, p < .05, η2 = 0.04）の主効果が有意であった。このため，曖昧要因に関して多重比較（Holm 法）を行ったところ，低曖昧（0.2 回），中曖
昧（0.4 回），高曖昧条件（1.6 回）の順で誤り回数が多かった（低 - 中 t (92) = 3.62, p < .001, d = 0.36; 低 高 t (92) = 8.80, p < .001, d = 1.16; 中 - 高 t (92) = 8.63,
p < .001, d = 0.88）。次に，誘因要因に関して多重比較を行ったところ（Holm 法），負誘因（0.6 回）よりも正誘因条件（0.8 回）で誤り回数が多かった（t (92) =2.00, p < .05, d = 0.21）。
な お， 二 次 の 交 互 作 用 は 有 意 で は な か っ た（F (2, 184) = 2.12, p = .14, η2 = 0.02）。しかし，否定
高群と低群で違いが見られるかを検討するため，曖昧要因の水準別に否定要因×誘因要因の単純交互作用の検定を行った。この結果，どの水準においても有意差は見られなかった（低曖昧：F (1, 276) = 0.04,
p = 0.85, η2 = 0.00; 中曖昧：F (1, 276) = 2.08, p = 0.15,
η2 = 0.02; 高 曖 昧：F (1, 276) = 0.46, p = 0.50, η2 =0.00）。
また，一次の交互作用もすべて有意ではなかった（否定×曖昧：F (2, 184) = 0.98, p = 0.35, η2 = 0.01; 否
定×誘因：F (1, 92) = 0.16, p = 0.69, η2 = 0.00; 曖昧×。
誘因：F (2, 184) = 1.23, p = 0.29, η2 = 0.01）
上達 誤り回数を従属変数とし，報告条件における曖昧要因（低曖昧・中曖昧・高曖昧）×誘因（正誘因・負誘因）×上達（高・低）の 3 要因の混合分

散分析を行った（Figure 4）。その結果，曖昧要因のみ主効果が有意であった（F (2, 184) = 68.09, p < .001,
η2 = 0.43）。このため，曖昧要因に関して多重比較（Holm 法）を行ったところ，低曖昧（0.2 回），中曖
昧（0.4 回），高曖昧条件（1.6 回）の順で誤り回数が多かった（低 - 中 t (92) = 3.78, p < .001, d = 0.37; 低 高 t (92) = 8.70, p < .001, d = 1.15; 中 - 高 t (92) = 8.54,
p < .001, d = 0.86）。
な お， 二 次 の 交 互 作 用 は 有 意 で は な か っ た（F (2, 184) = 0.03, p = .93, η2 = 0.00）。しかし，上達
高群と低群で違いが見られるかを検討するため，曖昧要因の水準別に上達要因×誘因要因の単純交互作用の検定を行った。この結果，どの水準においても有意差は見られなかった（低曖昧：F (1, 276) = 0.26,
p = 0.61, η2 = 0.00; 中曖昧：F (1, 276) = 0.21, p = 0.64,
η2 = 0.00; 高 曖 昧：F (1, 276) = 0.52, p = 0.47, η2 =0.01）。しかし，単純・単純主効果検定を行ったところ，高曖昧 - 正誘因条件において，上達要因の単純・単純主効果検定が有意であった（F (1, 552) = 4.24,
p < .05, η2 = 0.04）。このため，上達要因に関して多重比較（Holm 法）を行ったところ，上達高群（1.5 回）よりも上達低群（2.0 回）において誤り回数が有意に高かった（t (552) = 2.06, p < .05, d = 1.04）。
噓をつくことに対する認識と逸脱ポイント
否定 逸脱ポイントを従属変数とし，報告条件における曖昧要因（低曖昧・中曖昧・高曖昧）×誘因（正誘因・負誘因）×否定（高・低）の 3 要因の混合分
散分析を行った（Figure 5）。その結果，誘因要因のみ主効果が有意であった（F (1, 92) = 37.59, p < .001,
η2 = 0.29）。このため，誘因要因に関して多重比較（Holm 法）を行ったところ，負誘因条件（-0.6 ポイント）33

神戸学院大学心理学研究 2023 年

第6巻

第1号

Figure 5
否定高低群における逸脱ポイントの平均値

4.0
逸
脱
ポ
イ
ン
ト

3.0
2.0

否定低群
否定高群

1.0
0.0
-1.0
-2.0
-3.0
-4.0

*
正誘因

負誘因

正誘因

低曖昧

負誘因

正誘因

中曖昧

負誘因

高曖昧

***p < .001, **p < .01, *p < .05
エラーバーは標準誤差よりも正誘因条件（1.3 ポイント）で逸脱ポイントが高かった（t (92) = 6.13, p < .001, d = 1.01）。
な お， 二 次 の 交 互 作 用 は 有 意 で は な か っ た（F (2, 184) = 1.24, p = .29, η2 = 0.01）。しかし，否定
高群と低群で違いが見られるかを検討するため，曖昧要因の水準別に否定要因×誘因要因の単純交互作用の検定を行った。その結果，高曖昧条件における否定要因×誘因要因の単純交互作用が有意傾向であったため（F (1, 276) = 2.90, p < .10, η2 = 0.03），単純・単純主効果検定を行った。その結果，高曖昧 負誘因条件において，否定要因の単純・単純主効果が有意であった（F (1, 552) = 5.87, p < .05, η2 = 0.06）。
そこで，Holm 法による多重比較を行った結果，否定
高群（-2.4 ポイント）よりも否定低群（-1.2 ポイン
ト）において逸脱ポイントが有意に高かった（t (552)= 2.42, p < .05, d = 1.24）。
上達 逸脱ポイントを従属変数とし，報告条件における曖昧要因（低曖昧・中曖昧・高曖昧）×誘因（正誘因・負誘因）×上達（高・低）の 3 要因の混合分
散分析を行った（Figure 6）。その結果，誘因要因のみ主効果が有意であった（F (1, 92) = 35.96, p < .001,
η2 = 0.28）。このため，誘因要因に関して多重比較

Figure 6
上達高低群における逸脱ポイントの平均値

4.0
逸
脱
ポ
イ
ン
ト

3.0
2.0

*

上達低群
上達高群

1.0
0.0
-1.0
-2.0
-3.0
-4.0

*
正誘因

負誘因

低曖昧

正誘因

負誘因

中曖昧

***p < .001, **p < .01, *p < .05
エラーバーは標準誤差

34

正誘因

負誘因

高曖昧

黒川・山本・秋山：嘘をつくことに対する認識が不正行為に及ぼす影響（Holm 法）を行ったところ，負誘因条件（-0.6 ポイント）
よりも正誘因条件（1.2 ポイント）で逸脱ポイントが高かった（t (92) = 6.00, p < .001, d = 0.98）。
なお，二次の交互作用が有意であった（F (2, 184)
= 3.93, p < .0.5, η2 = 0.04）。このため，曖昧要因の水準別に上達要因×誘因要因の単純交互作用の検定を行った。この結果，高曖昧条件における上達要
因×誘因要因の単純交互作用は有意であったため（F (1, 276) = 7.76, p < .01, η2 = 0.08），単純・単純主効 果 検 定 を 行 っ た。 そ の 結 果， 高 曖 昧 - 正 誘 因 条
件と高曖昧 - 負誘因条件において，上達要因の単純・単純主効果が有意であった（高曖昧 - 正誘因：
F (1, 552) = 5.40, p < .05, η2 = 0.06; 高曖昧 - 負誘因：
F (1, 552) = 4.91, p < .05, η2 = 0.05）。このため，上達要因に関して多重比較（Holm 法）を行ったところ，
上達高群（2.1 ポイント）よりも上達低群（3.2 ポイン
ト）において逸脱ポイントが有意に高く（t (552) = 2.32,
p < .05, d = 1.18），上達低群（-2.2 ポイント）よりも上達高群（-1.2 ポイント）において逸脱ポイントが有意に高かった（t (552) = 2.22, p < .05, d = 1.12）。

考りも上達しないと考える人において利己的誤りが行われていた。一方で，否定については，高群と低群で利己的誤りに差は見られなかった。
上達においてのみ，高群よりも低群で利己的誤りが多くなったのはなぜであろうか。この理由として，
以下の 2 つの可能性が挙げられる。まず，純粋な誤りによって生じた可能性である。利己的誤りの場合，
高曖昧かつ正誘因条件において利己的に振る舞うのはもちろんのこと，高曖昧かつ負誘因条件においては，なるべく不利益とならないように正確な報告をする必要がある。もし，嘘は上達しないと考える人
が本当に自己利益を目的に利己的誤りを行っているのであれば，高曖昧かつ負誘因条件においては正確なサイコロの目（つまり「3」の目）を報告する必要がある。しかし，本研究では，逸脱ポイントの高曖
昧かつ負誘因条件において，嘘は上達しないと考える人の逸脱ポイントは上達すると考える人よりも低くなっていた。つまり，本来報告すべき標的である「3」のサイコロの目よりもさらに低い「2」もしくは「1」の目を報告していたことになる。このため，嘘は上達しないと考える人々において上達すると考える人
よりも利己的誤りが多かったのは，単なる誤りの可能性がある。
次に，嘘は上達すると考える人は，あえて積極的に利己的誤りを行わず，損失の回避に焦点を当てた可能性である。嘘は上達しないと考える人の方が，上達すると考える人よりも利己的誤りが多かったものの，逸脱ポイントでは高曖昧かつ負誘因条件において，嘘は上達すると考える人ほど逸脱ポイントが高く，正確にサイコロの目を報告する傾向が見られた。このため，逸脱ポイントの観点では，嘘は上達すると考える人は，上達しないと考える人よりも正確に報告することで損失を回避する傾向にあった。
このため，嘘は上達すると考える人は，積極的に利己的誤りを行うのではなく，損失回避に焦点を当てたと考えられる。なお，否定の高群と低群で利己的誤りと言った回数に差は見られなかったものの，逸脱ポイントにおいて同様の結果が見られた。つまり，
高曖昧かつ負誘因条件において嘘をつくことに肯定的な人ほど，そうでない人よりも損失を回避するた
め正確に報告する傾向が見られた。通常，私たちは正直な自己を維持したいと願い，仮に不正を行ったとしても，自身に言い訳できる程度（例えば，気づかなった，など）にしか行わないことが分かっている（Mazar et al., 2008）。また，これまでの研究から，多くの人々が利益を得るよりも損失回避を選好する
ことが示されており，特に損失を最小化するために利己的誤りを行うことも示されている（Leib et al.,2019）。本研究では，損失を回避するために正確にサイコロの目を報告する必要があり，これらの「正確な報告」と「損失回避」は人々にとってより誘惑的であったと言える。このため，不正行為に対して肯察

本研究では，不正行為に対する認識がサイコロ課
題の誤り回数と逸脱ポイントに影響を及ぼすかどうかを探索的に検討した。この際，不正行為に対する認識として，太幡（2020）の「嘘をつくことに対す
る否定的認識」，「嘘をつく上手さの上達可能性の認識」，「嘘をつく上手さの遺伝規定性の認識」の 3 つの下位尺度から成る「嘘をつくことに対する認識尺度」を用いた。そして，サイコロ課題において，標的の隣の値を報告した場合を誤り回数とした。さらに，本研究では，誤って報告したサイコロの目と本
来報告すべきサイコロの目の差分を逸脱ポイントとした。
その結果，遺伝の信頼係数が低かったため，遺伝を除く否定と上達のみが分析の対象となった。誤り
回数では，否定，上達ともに低曖昧条件，中曖昧条件，
高曖昧条件の順で誤り回数が多く，曖昧性の効果が見られた。さらに，高曖昧かつ正誘因条件において，上達高群よりも上達低群において，利己的誤りを行っていた。一方で，否定においては，高群と低群に差は見られなかった。さらに，逸脱ポイントでは，否定，上達ともに負誘因条件よりも正誘因条件で逸脱ポイントが高く，誘因の効果が見られた。さらに，高曖
昧かつ正誘因条件においては，上達高群よりも上達
低群で逸脱ポイントが高かった。一方で，高曖昧かつ負誘因条件において，否定高群よりも否定低群，
上達低群よりも上達高群の逸脱ポイントが高かった。
以上の結果から，高曖昧かつ正誘因条件のような利己的誤りが行える状況において，上達が強く影響していた。具体的には，嘘は上達すると考える人よ35神戸学院大学心理学研究 2023 年

定的な人々においても，損失を回避するために正確にサイコロの目を報告することは容易であったと考えられる。
不正行為に対して肯定的な人々において利己的誤りが顕著に見られなかったのは，先にも述べた通り，
私たちは通常，正直な自己像を維持したいと願う。
このため，不正行為に肯定的な認識を持つ人々も，
最大限不正を行うのではなく，正直な自己像が維持できる程度にしか利己的誤りを行わず，そこまで顕著に利己的誤りが行われなかったと考えられる。しかし，これらはあくまでも現在のデータから推測したに過ぎず，今回の結果だけでは明確に上記を示す
ことはできないため，今後も検討が必要である。
本研究では，不正の指標として誤り回数だけではなく，逸脱ポイントも導入した。その結果，誤り回数から利己的誤りを行なっているように見えても，
逸脱ポイントでは損失となっている，などが示された。例えば，上達しないと考える人ほど利己的誤りを行っていたものの，逸脱ポイントを確認したところ，高曖昧かつ負誘因条件では，損失となる報告を行っていた。このため，今後は誤り回数のみではなく，実際にどの程度の利益もしくは損失となっていたのかを示す逸脱ポイントも重要となるであろう。
今回，不正行為に対する認識として噓をつくことに対する認識尺度（太幡，2020）を使用し，サイコ
ロ課題を行った後に回答させた。その結果，否定と上達においては高い α 係数が認められたものの，遺伝においてはかなり低い α 係数しか認められなかった。太幡（2020）では，遺伝においても研究 1 〜 3において，それぞれ α = .65，α = .74，α = .75 とある
程度高い α 係数が認められていた。太幡（2020）では，大学生を対象に調査を行っていたものの，本研
究では WEB 実験であったため幅広い参加者を対象としていた。また，質問を回答させるときも本研究は WEB 実験であったため，WEB 上で回答を求めた
一方で，太幡（2020）は講義終了後に質問紙を配布して回答を求めている。このように，本研究と太幡（2020）の異なる点として，サンプルの特性や調査の状況が挙げられる。しかし，これらの理由により遺伝のみ α 係数が低くなった原因を追究することは難
しく，今後も検討の余地がある。
最後に本研究の課題を述べる。本研究ではサイコロ課題後に回答を求めたため，サイコロ課題からの印象に参加者の回答が引っ張られた可能性が挙げられる。このため，今後はサイコロ課題を行った後ではなく，事前に嘘をつくことに対する認識尺度に回答させ，予め嘘をつくことに対する認識ごとに参加者を分類しておく必要がある。また，この尺度では
嘘について直接的に質問しているため，参加者の社会的望ましさにより回答が歪んだ恐れがある。また，
尺度という形で不正行為に対する認識を測定するのではなく，参加者に直接質問の意図が分かりにくい

第6巻

第1号

指標（例えば，呈示された刺激に対する反応により個人がどのような認識を持っているかを測定する ;Gollwitzer et al., 2022）を使用することも必要であろう。

利益相反
本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項は
ない。

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