道德推脱对大学生亲社会行为的影响道德认同的调节作用

道德推脱对大学生亲社会行为的影响道德认同的调节作用

1道德推脱和道德认同频繁的“老人倒在地上”和“佛山小幸福”事件使人们感到困惑。公众知道，帮助老年人和年轻人拯救他们、帮助危险和帮助他们是正确的，但他们为什么要注意袖手旁观？这导致人们反思，道德评估是个体行为的有效预测变量。虽然西方学者研究认为,基于道德判断的亲社会道德推理会对个体的亲社会行为产生显著的预测作用(Carlo,Mestre,Samper,Tur,&Armenta,2010)。但是基于我国大学生的研究却发现,亲社会道德推理的多个维度与亲社会行为的多个维度之间并无显著的相关(洪慧芳,寇彧,2008;寇彧,马艳,谭晨,2004)。而且还有研究发现,道德判断推理并不会对中学生的亲社会行为产生显著的预测作用(刘志军,2001;朱丹,李丹,2005)。这也就是说,个体的道德判断推理可能难以有效地预测其亲社会行为,至少在我国文化背景下道德判断推理并不是稳定的预测变量。而道德推脱理论为理解道德判断推理与亲社会行为的这种知行分离提供了新的理论视角(杨继平,王兴超,高玲,2010)。Bandura(1999)从社会认知理论的角度提出了道德推脱的概念,并认为道德推脱在个体道德知行分离中起着关键性作用。道德推脱是指个体产生的一些特定的认知倾向,这些认知倾向包括重新定义自己的行为使其伤害性显得更小、最大程度地减少自己在行为后果中的责任和降低对受害者痛苦的认同(Bandura,1999)。在正常情况下,大多数人都建立了个人道德行为标准,这些标准起着自我调节作用,使得个体的行为通常是与其内部的道德标准相符合的,个体也会较多地展现出符合道德标准的亲社会行为(杨继平,王兴超,高玲,2010;杨继平,王兴超,2011)。但是道德推脱在道德自我调节过程中起着重要作用,可以使道德自我调节功能有选择地失效,使得个体的行为可以轻松地违反其内部道德标准而没有明显的内疚和自责(Bandura,1999)。因而高道德推脱者在面对亲社会情境时,会形成更多的借口为自己的不助人行为进行道德推脱,并进而表现出更少的符合道德规范的亲社会行为。而且相关的实证研究也发现,高道德推脱者会有着更少的亲社会行为(Bandura,Barbaranelli,Caprara,&Pastorelli,1996;Hodge&Lonsdale,2011)。个体在道德判断与行为上的分离,一方面是因为道德推脱使得个体的道德自我调节功能失效,另一个方面是因为个体在不同的情境下对道德的自我理解不能保持一致,即对自身道德标准的认同缺乏相对的稳定性(余宏波,刘桂珍,2006)。正如Nickerson(2003)所言,道德认同是维持道德行为的关键因素,一个人要想表现出稳定的道德行为就必须在不同情境下均保持对自身道德标准的高度认同。道德认同是Aquino等人基于社会认知理论而提出的另一个重要的道德认知概念。道德认同作为个体在一套道德特征下组织和建立起来的关于自我概念的一种道德认知图式,是个体如何认识自己的一种稳定的道德特质(Aquino&Reed,2002;Aquino,Reed,Thau,&Freeman,2007)。根据社会认知理论,道德认同是将道德认知转化为道德行为的关键心理机制,一般会促进个体亲社会行为的产生。这是因为,每个人都会在心理上建立群体边界,并在道德上对内群体的人表现出更高的关注、对外群体的人表现出较少的关注(Winterich,Mittal,&Ross,2009)。而高道德认同者更容易扩大自己的道德关注圈,进而对许多外群体的人也表现出较高的道德关注(Reed&Aquino,2003)。已有的实证研究也显示,道德认同与个体从事志愿者服务活动的次数、捐赠等亲社会行为之间有显著的正相关(Aquino&Reed,2002;Hardy,2006;Sage,Kavussanu,&Duda,2006)。虽然已有研究显示道德推脱和道德认同分别会对亲社会行为产生显著的负向影响和正向影响,但是两者如何共同影响个体的亲社会行为却有待进一步探讨。根据道德认同理论,每个人都会在心理上建立群体边界,并且在道德上对内群体的人表现出更高的关注、对外群体的人表现出较少的关注(Winterichetal.,2009)。同时高道德认同者也更容易扩大自己的道德关注圈,并会对许多外群体的人也表现出较高的道德关注(Reed&Aquino,2003)。尤其是在我国这种差序格局文化背景下,对圈内人和圈外人的划分更是会影响个体的亲社会行为(杨中芳,2009)。如一旦将某人划定为“自家人”时,就会感觉有义务和义不容辞地要去帮助那个人;反之,若将某人划定为“陌路人”,即使对方十分需要帮助也可能会袖手旁观(如老人倒地不去搀扶、孩子被撞不去救助)。这就使得高道德认同者比低道德认同者会有更多的亲社会行为。因此,整合道德推脱和道德认同的相关研究可以发现,道德认同和道德推脱是影响个体亲社会行为的两个重要因素。据此本研究认为,“高道德认同”和“低道德推脱”是个体产生亲社会行为的两个必要条件。具体而言,在低道德认同情况下,道德推脱对大学生亲社会行为的影响会比较小,因为此时已缺乏一个必要条件,这会使得个体无论道德推脱水平的高低均会表现出较少的亲社会行为。而在高道德认同情况下,道德推脱对大学生亲社会行为的影响会更为明显,这是因为随着道德推脱水平的降低,此时两个必要条件逐渐具备,大学生的亲社会行为就会开始显著地增多。而且已有实证研究也发现,道德认同会调节道德推脱与大学生看到士兵虐囚事件的报道而引起的消极情绪之间的关系(Aquinoetal.,2007)。基于道德行为的研究也发现,道德认同会调节道德判断与不道德行为之间的关系(Reynolds&Ceranic,2007),道德认同还会调节道德意图与道德行为之间关系(Aquino,Freeman,Reed,Lim,&Felps,2009)。基于以上分析,本研究假设:道德认同会调节道德推脱与大学生亲社会行为之间的关系,在高道德认同情况下,大学生的亲社会行为会随着道德推脱水平的降低而明显地增多。2学习方法2.1性别员工,性别小,一般不采用分层整群抽样法从山西省太原市的三所大学中抽取600名大学生作为被试,发放问卷600份,收回有效问卷550份,有效率为91.67%。男生218人,女生332人;城镇258人,农村292人;文科261人,理科239人,工科50;大一154人,大二191人,大三100人,大四105人;年龄在17~25岁之间,平均年龄为20.84岁(SD=1.66)。2.2研究工具2.2.1道德认同实验采用Aquino和Reed(2002)编制的道德认同问卷,问卷共10个条目,包括内在化和表征化两个维度。问卷采用李克特5点评分法,得分越高表示道德认同水平越高。问卷信效度良好,α系数为.77。针对我国大学生样本的研究也显示,该问卷信效度良好(王兴超,杨继平,2010)。本研究中,问卷的验证性因素分析的各项拟合指数为χ2=135.95、df=34、NNFI=.94、CFI=.95、IFI=.95、RMSEA=.074,总问卷的α系数也为.77,两个维度的α系数依次为.74和.73。2.2.2德养护和委婉模式采用Caprara,Fida,Vecchione,Tramontano和Barbaranelli(2009)编制的道德推脱问卷,共32个条目,包括八个推脱机制:道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、扭曲结果、非人性化和责备归因。问卷采用李克特5点评分法,得分越高表示道德推脱水平越高。问卷信效度良好,α系数为.92。该问卷在我国文化背景下同样具有良好的信效度,其α系数为.91(王兴超,2011;杨继平,王兴超,2012)。本研究中,问卷的验证性因素分析的各项拟合指数为χ2=1443.24、df=436、NNFI=.95、CFI=.96、IFI=.96、RMSEA=.073,总问卷的α系数为.92,各维度的α系数在.55~.69之间。2.2.3公开的、匿名的、依从的、情绪性和紧急的信息采用寇彧、洪慧芳、谭晨和李磊(2007)修订的亲社会倾向量表来测量个体的亲社会行为。量表共有26个条目,包括六个维度:公开的、匿名的、利他的、依从的、情绪性和紧急的。量表采用李克特5点评分,得分越高表示个体的亲社会行为越明显。本研究中,量表的验证性因素分析的各拟合指数为χ2=846.87、df=284、NNFI=.94、CFI=.95、IFI=.95、RMSEA=.062,其α系数为.88。2.3数据分析所有数据在SPSS16.0和Lisrel8.70上进行录入及相关的处理和分析。3研究结果3.1道德认同与亲社会行为的关系由表1可知:道德推脱与大学生的亲社会行为之间有显著的负相关,也与匿名的、利他的、依从的、情绪性、紧急的之间有显著的负相关,相关系数在-.24~-.34之间,但与公开的亲社会行为之间并无显著的相关;道德认同与大学生的亲社会行为及其各维度之间均有显著的正相关,相关系数在.21~.42之间;此外,道德推脱和道德认同之间也存在显著的负相关,相关系数为-.28。注:*p<.05,**p<.01,***p<.001。3.2调节效应的检验对于某变量调节效应模型的估计,过去国内学者大多在相关变量中心化后采用分层回归的方法进行分析,而这难以细致地区分出调节效应模型中的因素是显变量还是潜变量。故本研究采用对潜变量调节效应模型估计的无约束估计法(吴艳,温忠麟,林冠群,2009),对道德认同在道德推脱影响亲社会行为中的调节效应进行分析。依据加入乘积指标的“不重复性”原则,本研究在进行变量的中心化过程中建立了由自变量、调节变量、交互作用项和因变量4个潜变量构成的调节效应模型。其中,自变量有8个指标(X1~X8)、调节变量有10个指标(X9~X18)、交互作用项有8个指标(X1X9、X2X10、X3X13、X4X14、X5X15、X6X16、X7X17、X8X18)、因变量有6个指标。在进行交互项配对指标计算时,由于两个潜变量的指标不一样多,依据吴艳、温忠麟、侯杰泰和Marsh(2011)的建议,去掉了负荷最低的两个指标:X11和X12,之后按“大配大、小配小”将指标配对相乘。为了进一步分析道德认同的调节效应趋势,研究中将道德认同的得分按照高(M+1SD)、低(M–1SD)分为两组,进而作出道德认同在道德推脱与亲社会行为之间的调节效应示意图,并对各调节效应进行简单斜率检验。由图2知,在高道德认同水平下,大学生的亲社会行为会随着道德推脱水平的降低而显著地增多(SimpleSlope=-.45,p<.001);而在低道德认同水平下,大学生的亲社会行为并无明显的变化(SimpleSlope=-.10,p>.05),这就支持了本文提出的研究假设。4道德认同与亲社会行为通过运用潜变量调节效应模型的无约束估计方法研究发现:道德推脱会对亲社会行为产生显著的负向影响,道德认同会对亲社会行为产生显著的正向影响,道德推脱与道德认同的交互项会对亲社会行为产生显著的负向影响。与以往研究者多采用层次回归分析而忽略调节因素是何种属性的测量变量不同,本研究采用无约束估计法对潜变量调节效应模型进行了检验,这进一步在统计上保证了研究结果的准确性与可靠性。道德推脱会对大学生的亲社会行为产生显著的负向影响,这与先前的研究结果比较一致,即高道德推脱的个体会表现出更少的亲社会行为(Banduraetal.,1996;Hodge&Lonsdale,2011)。这是因为,道德推脱在道德自我调节过程中起着重要作用,可以使道德自我调节功能有选择地失效,这种失效会使得个体即使没有按照道德规范作出亲社会行为也不会有明显的内疚和自责(Bandura,1999)。这也就是说,高道德推脱的大学生在面对求助情境时,更容易通过各种推脱机制(如责任分散:其他人提供会帮助的)为自己的不助人行为找到合适的借口(杨继平,王兴超,陆丽君,张力维,2010),使得自己可以心安理得地不提供帮助。道德认同会对大学生的亲社会行为产生显著的正向影响,高道德认同者会展现出更多的亲社会行为。这是因为每个人都会形成道德关注圈,并对内外群体的人表现出不同的道德关注(Winterichetal.,2009)。尤其是在我国这种差序格局文化背景下,对“自己人”和“陌路人”的划分更是会影响个体的亲社会行为(杨中芳,2009)。而高道德认同者更容易扩大自己的道德关注圈,并会将许多原本是“陌路人”的求助者划分为“自家人”。此外,高道德认同者还会对外群体的人表现出较高的道德关注,也更容易拉近与他人的心理距离(Hardy,Bhattacharjee,Reed,&Aquino,2010),这也会在一定程度上提高其亲社会行为。研究结果还显示,道德认同会对道德推脱与亲社会行为之间的关系产生显著的调节作用,这就支持了本研究的研究假设。这也与已有的多个研究结果比较一致(Aquinoetal.,2007;Aquinoetal.,2009;Reynolds&Ceranic,2007)。具体而言,当大学生具有较高的道德认同时,其亲社会行为会随着道德推脱水平的降低而明显地增多;当大学生具有较低的道德认同时,无论道德推脱水平的高低,其亲社会行为均会比较少。这是因为,高道德认同一般更容易扩大自己的道德关注圈,也更容易拉近与他人的心理距离(Hardy,Bhattacharjee,Reed,&Aquino,2010),并会对许多外群体的人表现出更高的道德关注(Reed&Aquino,2003)。因此,“高道德认同”成为个体产生亲社会行为的一个必要条件。由于道德推脱与亲社会行为之间有显著的负相关,“低道德推脱”就成为个体产生亲社会行为的另一个必要条件。在高道德认同水平下,随着道德推脱水平的降低,两个必要条件逐渐具备,这使得大学生会产生更多的亲社会行为且变化明显。而当个体处于低道德认同时,此时就失去了一个必要条件,只有道德推脱对亲社会行为产生影响,这时大学生的亲社会行为就会维持在一个较低的水平且变化不会太大。而我国特有的差序格局文化又进一步增强了道德认同的这一调节效应。低道德认同者更容易将求助者划分为“陌路人”