中國大學生道德推脫的變遷：橫斷歷史研究與追蹤研究的證據

金童林,徐明爽,烏云特娜，3*

(1.內蒙古師范大學 心理學院,內蒙古 呼和浩特 010022;2.內蒙古高校人文社科重點研究基地心理健康教育研究與服務基地,內蒙古 呼和浩特 010022；3.內蒙古大學 交通學院，內蒙古 呼和浩特 010022)

0 引言

道德推脫是指個體在日常生活中出現不道德行為時為自己開脫罪責的認知傾向，這種認知傾向會使自己的心理負擔最小，并為自己的不道德行為進行各種認知上的合理化，進而最大程度地減少自身在不道德行為中所產生不良后果的責任以及對受害者痛苦的認同[1-2]。道德推脫有效解釋了現實生活中個體在道德上的知行分離[2]。有研究顯示，道德推脫是個體非適應性行為出現的主要心理機制，是解釋個體攻擊行為[3-5]、網絡攻擊行為[6-7]、網絡欺負行為[8-9]、網絡偏差行為[10]、犯罪行為[11]等的核心機制。并且道德推脫作為個體道德機制的離心力，在不同程度上也可反映個體的道德素質水平，也是衡量個體道德水準高低的主要指標[1]。按照“滑坡效應”觀點，個體不道德程度會出現時間的累積效應，從最開始看似沒有違反道德標準的“小惡”逐漸積累成危害性越來越大的“大惡”，而個體在出現“大惡”的行為后，仍然不認為自己的行為是錯誤的，在此過程中，道德推脫是滑坡效應的主要心理機制[12-14]。即道德推脫水平高的個體，可能會隨著時間的增加表現出各類越軌行為，甚至犯罪行為。對大學生而言，高道德推脫水平不僅不利于其身心健康的正常發展，也不利于未來國家和社會的穩定團結，故考察國內大學生整體道德推脫的現狀、變遷及發展趨勢十分必要。

近10年來，關于道德推脫的研究大多集中在兩個方面：1)大學生道德推脫的現狀特點和性別差異(橫斷研究方面)。如方力的研究認為，我國大學生道德推脫水平較低，大學生最喜歡的道德推脫機制是責備歸因等[15]，李泓燕的研究認為，道德推脫具有顯著的性別差異[16]，而Mazzone等[17]卻認為道德推脫不具有性別差異。2)道德推脫是偏差行為的認知前因(縱向研究方面)。如道德推脫不僅可以在時間先后上顯著預測青少年主動性防御行為[18]、內化行為[19]、欺負行為和受欺負行為[20]等，并且基于網絡心理學的研究也表明，道德推脫可以顯著預測初中生網絡欺負行為的初始水平和變化速率等[21]。然而，這些研究卻存有以下不足：1)都是在不同的時段和不同的地區的橫斷取樣，無法從時間關系上說明我國大學生整體道德推脫的歷史變遷狀況，無法從這些孤立的橫斷取樣來推演我國大學生道德推脫的變化趨勢，即無法衡量我國大學生道德水平的高低；2)雖有一些追蹤研究探討了道德推脫與非適應性行為間的邏輯關系，但這些研究的側重點在于非適應性行為，而非道德推脫，故從本質上來說對道德推脫系統的考察不足，無法從實證的角度給出大學生道德推脫真實的變化軌跡。因此，目前此類研究還難以準確地站在宏觀的角度來整體揭示我國大學生道德推脫的真實水平及性別差異及其整體的縱向發展趨勢。

基于此，本研究主要考察了兩個方面的問題：1)擬采用橫斷歷史研究的方法考察近10年以來我國大學生群體道德推脫水平隨年代的變化趨勢，并采用一般元分析的方法來考察男女大學生群體的道德推脫水平得分是否有整體的性別差異；2)擬采用追蹤的研究方法考察大學生道德推脫在為期4個月的變化軌跡及性別差異，以期為我國大學生群體道德推脫水平整體的變遷趨勢提供進一步的實證支持。

1 研究1

1.1 研究對象

在諸多的中、外文數據庫(如中國知網、維普資訊、萬方數據庫、讀秀、Web of Science核心合集、Springer online journals、Science direct等)中，以“大學生”“道德推脫”“道德脫離”“Moral disengagement”“College students”等關鍵的中、英文詞匯進行交叉檢索并下載。通過篩選，共有41篇文獻符合本次橫斷歷史研究的標準，這些文獻發表時間分布在2010—2020年間。根據以往的研究，符合篩選的文獻必須具備如下要求：研究工具是《中文版道德推脫問卷》；研究對象是中國大陸的大學生群體；相同作者用同一批數據的，則選最早的一篇；研究報告了大學生道德推脫的基本信息(如均值、標準差、樣本量等)。本研究中，除在文獻中特別注明數據的收集年代的文獻外，其它文獻的數據收集年代計算均為文獻發表年代減去2年。因此，本研究的年代范圍在2008—2018年之間，共10年。這些研究的被試共23 448人，其中，男生10 015人，女生13 433人，平均年齡為20.50周歲。具體見表1。

表1 我國大學生道德推脫文獻分布情況Tab.1 Distribution of moral disengagement study samples

1.2 研究工具

采用王興超、楊繼平修訂的《中文版道德推脫問卷》[22]。該問卷共26個條目，采用1(完全不同意)～5(完全同意)5點計分，無反向計分條目，問卷包含了道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任分散、忽視或扭曲結果、非人性化、責備歸因8個維度，被試得分越高，說明其道德推脫水平越高。由于納入到元分析中的文獻有很大一部分沒有詳細報告道德推脫這8個維度的均分，故這部分文獻達不到元分析文獻指標的要求。為此，本研究擬采用道德推脫的均分作為研究指標，對各維度的均分不再進一步分析。

1.3 統計方法

(1)

(2)

d=(M男-M女)/SD

(3)

(4)

式中：ne代表男生的樣本量，nc代表女生的樣本量；Se代表男生樣本的標準差，Sc代表女生樣本的標準差，SD代表兩組的合成標準差；M代表男女組大學生道德推脫的均值；Wi代表各研究的權數；Ni代表各研究的樣本量；d代表每一篇文獻的效果量。

1.4 結果與分析

1.4.1 大學生道德推脫的變遷趨勢

為考察大學生道德推脫隨年代的整體變化趨勢，以年代為橫坐標，大學生道德推脫均值為縱坐標繪制散點圖(圖1)。結果發現，大學生道德推脫均值隨年代的遞增而出現遞減趨勢。同時，進一步采用積差相關和線性回歸分析檢驗年代與大學生道德推脫的關系。結果發現，將樣本量加權后，大學生道德推脫與年代呈顯著負相關(r=-0.15,P<0.001)，年代對大學生道德推脫具有負向預測作用(β非標準化=-0.02,SE=0.001,t=-22.74,P<0.001)。為進一步說明大學生道德推脫近10年的變化趨勢，以效果量d和解釋率r2來衡量這種變化[23-24]。按照以往橫斷歷史研究的方法，以年代作為自變量，大學生道德推脫均值作為因變量并將樣本加權后進行線性回歸分析。結果表明(表2)，近10年以來，大學生道德推脫均分下降了0.20，年代的效果量為-0.57，年代約能解釋道德推脫均值變異的7%，屬于中效應[25]。因此，總體來看，2008—2018年，我國大學生道德推脫是逐年下降的，且下降的速率較慢。

表2 大學生道德推脫隨年代的變化量Tab.2 Magnitude changes with year of moral disengagement

圖1 2008—2018年大學生道德推脫的整體變化趨勢Fig.1 Changes in Chinese college students' total moral disengagement score from 2008 to 2018

1.4.2 大學生道德推脫的性別差異

為說明不同性別的大學生道德推脫隨年代的變化量，對不同性別的大學生道德推脫均值隨年代變化的趨勢在樣本量加權后進行回歸分析，并用d進行說明(表3)。結果表明：年代對男大學生道德推脫具有負向預測作用(β非標準化=-0.08,SE=0.001,t=-70.71,P<0.001)；年代對女大學生道德推脫具有負向預測作用(β非標準化=-0.06,SE=0.001,t=-53.29,P<0.001)；男大學生道德推脫在10年變遷的效果量d為-1.68，女大學生的d為-1.34，大學生道德推脫性別差異的平均效果量為0.88，均屬于大效應[25]。因此，可以認為，近10年以來，大學生道德推脫整體性別差異明顯，男大學生下降的速率更快。

表3 不同性別大學生道德推脫隨年代的變化表Tab.3 Magnitude changes with year of moral disengagement in different gender

2 研究2

2.1 研究對象

2.2 研究工具

同1.2。在4次的追蹤過程中，研究問卷整體的Cronbach'α系數在0.91～0.96之間。同時，驗證性因素表明，研究問卷在4次追蹤過程中具有較高的結構效度(χ2/df1=3.95,TLI1=0.90,CFI1=0.92,RMSEA1=0.05;χ2/df2=5.09,TLI2=0.90,CFI2=0.92,RMSEA2=0.06;χ2/df3=4.56,TLI3=0.92,CFI3=0.93,RMSEA3=0.05;χ2/df4=4.98,TLI4=0.92,CFI4=0.93,RMSEA4=0.05)。

2.3 統計方法

采用Mplus 8.3進行潛增長模型的檢驗。潛增長模型由截距和斜率2個發展因子進行估計，截距的均值反應的是大學生道德推脫的平均水平，截距的方差反應的是個體初始水平的變異程度；斜率的均值反應的是大學生道德推脫的平均變化速率，斜率的變異反應的是變化速度。與此同時，本研究構建了條件模型來考察性別對大學生道德推脫發展參數的影響，即考察大學生道德推脫發展軌跡的性別差異。另外，由于本研究所使用的問卷均為自我報告法，可能會導致共同方法偏差的出現，故本研究對4次追蹤的原始數據分別進行了Harman單因子檢驗。結果發現，4次追蹤的結果分別有5個、4個、4個、4個，特征值大于1的公共因子被提出，且第1個公共因子的解釋率分別為8.50%、10.92%、12.72%、13.30%，這均小于40%的標準[27]。因此，本研究在4次測量中均不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.4 結果與分析

2.4.1 描述性統計及相關分析

對大學生道德推脫得分在4個時間點上進行描述性統計和相關分析(表4)。結果表明：大學生道德推脫在T1～T4時間點上兩兩相關顯著，相關系數在0.53～0.76之間(均P<0.01)；通過對大學生道德推脫得分的均值變化可知，相鄰2次測量間道德推脫均值下降幅度為0.09、0.12、0.05。因此，初步可以判斷，大學生道德推脫在4次測量過程中整體呈逐漸下降趨勢。

表4 各時段的描述統計和相關矩陣Tab.4 Descriptive statistical results and correlation analysis at T1 ～ T4 time points

2.4.2 大學生道德推脫的縱向變化趨勢

為進一步考察大學生道德推脫的下降趨勢，采用了無條件線性潛增長模型進行檢驗。在該模型中，將所有截距載荷固定為1，考慮到每次測量的時間間隔都是相等的，故將斜率載荷分別固定為0、1、2、3。結果顯示：大學生道德推脫的無條件線性增長模型擬合良好(χ2/df=4.48,TLI=0.98,CFI=0.98,RMSEA=0.05)；大學生道德推脫的斜率及其變異均顯著(β=-0.09,t=-20.16,P<0.001;σ2=0.016,t=7.03,P<0.001)，截距及其變異均顯著(β=1.92,t=155.24,P<0.001;σ2=0.17,t=19.50,P<0.001)。說明大學生道德推脫整體呈顯著的線性下降趨勢，且道德推脫得分高的個體下降速度比較緩慢。

2.4.3 大學生道德推脫的性別差異

為進一步考察大學生道德推脫發展軌跡的性別差異，采用了時間不變協變量線性潛增長模型進行性別差異的檢驗(圖2、圖3)。結果顯示：模型的擬合良好(χ2/df=3.77,TLI=0.98,CFI=0.99,RMSEA=0.04)；大學生道德推脫初始水平的性別差異不顯著(β=-0.02,t=-0.76,P=0.448)；大學生道德推脫變化速率的性別差異顯著(β=-0.07,t=-2.03,P=0.042)，男大學生道德推脫下降速率快于女大學生(β女=-0.08,t=-11.52,P<0.001;σ女2= 0.02,t=4.68,P<0.001;β男=-0.10,t=-17.16,P<0.001;σ男2=0.01,t=5.76,P<0.001)。

圖2 性別對道德推脫發展參數影響的增長趨勢圖Fig.2 The effect of gender on moral disengagement' development parameter model

圖3 不同性別大學生道德推脫得分的發展軌跡圖Fig.3 The developmental trajectories score of moral disengagement between different gender

3 討論

3.1 我國大學生群體道德推脫水平整體的變遷趨勢

本研究發現，我國大學生道德推脫水平整體上隨年代的變化而出現遞減的趨勢，遞減的趨勢比較緩慢，且年代對大學生道德推脫具有顯著的負向預測作用。作為個體各類偏差行為表達的認知前因，道德推脫水平的下降對于不良行為的弱化具有很好的抑制作用。從宏觀層面來講，說明我國大學生道德素質水平在近10年的變遷中逐步在提高，反襯了我國高等教育機構在10年變遷中對大學生道德素質要求的提高，高校更加注重培育新時代大學生道德意識，更加注重培養大學生樹立社會主義核心價值觀。同時，這也說明了我國法律制度也在逐漸完善，大學生普法用法知識得到了普及。當大學生道德推脫水平升高時，他們可以對引發的行為所產生的后果進行利弊分析，能克制認知沖動，從而減少非適應性行為的發生。從微觀層面來講，本研究的結果說明我國大學生道德推脫的累積并沒有出現“滑坡效應”，這從側面反映出我國大學生心理健康水平一直在提升的事實。整體上來看，我國大學生道德水準是比較高的，大學生的道德向心力大于離心力，他們能克制沖動情緒，能很好地約束自己的行為，能對自己和他人負責。同時，本研究的追蹤結果還表明，大學生道德推脫得分的截距和斜率均顯著，這說明大學生道德推脫水平在逐步降低，這個結果與本研究的橫斷歷史研究的結果遙相呼應。另外，關于我國大學生攻擊性水平的橫斷歷史研究表明，我國大學生攻擊性水平在近10年的社會變遷中呈逐年下降的趨勢[28]，與本研究的結果相吻合，說明大學生道德推脫下降時，大學生非適應性行為產生的認知心理能量就被削弱，道德離心力減小，進而可以抑制攻擊行為的出現，這同時也給道德推脫的社會認知觀點又增添了新證據[1]。

3.2 我國大學生群體道德推脫水平整體變遷的性別差異討論

本研究的橫斷歷史結果發現，我國男大學生道德推脫在10年的社會變遷中下降的速度快于女大學生，且男女大學生道德推脫的性別差異屬于大效應，同時，本研究的追蹤結果也證明了這一結果。在為期4個月的測量中，我國大學生道德推脫下降速率的性別差異顯著，且男大學生下降速率快于女大學生，該結論與國內外有關攻擊性水平的有關研究相對一致[28-29]，同時也證實了道德推脫是個體攻擊行為產生的認知因素[2]。男性在遇到挑釁刺激時，他們的認知加工更偏向于理性思維，即使他們的沖動水平急劇升高，攻擊性水平迅速增強，但他們依然還是會保持冷靜，進一步地權衡攻擊行為產生所帶來的各種利弊，當認知加工結果是弊大于利時，男性會立即調整認知策略，克制怒火，使自己的沖動水平降低，行動能力減弱，從而使道德推脫程度弱化，男性也會在短時間內將道德推脫的向心力恢復到原狀。相反的，女性在遇到挑釁刺激時，她們的認知加工更偏向于感性思維，這就會促使女性的道德推脫水平急劇升高，并且由于這種感性思維的作用，即使她們可以克制內心的沖動，但也在較短的時間內無法理性思考，出現反芻思維，從而使其道德的離心力大于向心力，道德機制在短時間內處于失效的狀態中。因此相對于男性，女性道德推脫下降的速率更為緩慢，其實是女性需要更多的時間進行療愈，進而使道德水準恢復到相對穩定的狀態，達到內心道德標準的平衡。事實上，道德推脫不僅是大學生道德素質的指標，也是心理健康的指標，當大學生內心的道德標準遭到破壞時，道德的離心力大于向心力，大學生的心理平衡就被打破，認知、情緒和行為三者間就出現矛盾，進而使大學生進一步反思自身，重新建立新的適應圖式，從而保證身心健康的正常發展。

3.3 不足與展望

本研究結合橫斷歷史研究和追蹤研究的方法，探討了近10年以來我國大學生道德推脫水平變遷的現狀，研究雖然得出了一些較有意義的結論，但依然存在兩方面的缺陷，有待于未來研究完善補充。一方面，局限于起初的研究設計，本研究沒有充分考慮到道德推脫的前因變量和后效變量，只單獨考慮大學生道德推脫水平的變化過程。換言之，道德推脫產生的原因是什么？道德推脫產生后與非適應性行為間的衍變關系又會怎樣？這都有待于未來研究的深入探究。另一方面，局限于取樣的不可控因素，本研究的縱向研究為期只有4個月，這相對于橫斷歷史研究10年的跨度較為短暫，因而未來的研究可以考慮追蹤的時間更長久些，以獲得更精確穩定且生態效度更高的結論。