心理虐待与忽视对志愿投入的影响：链式中介效应分析*

2022-03-10陶建刚胡冰煜白学军

应用心理学 2022年1期

高峰陶建刚胡冰煜白学军

(1.燕山大学马克思主义学院，秦皇岛066000；2.燕山大学心理健康教育服务中心，秦皇岛 066000；3.天津师范大学心理学部，天津300387；4.共青团燕山大学委员会，秦皇岛066000)

1 引言

志愿投入(volunteer engagement)作为工作投入(work engagement)在志愿服务领域的具体应用，表现为个体在志愿服务过程中所体验到的积极正向的情感，以及高唤醒、高热情和高度专注的工作状态，主要包括活力、奉献和专注三方面(Bakker，Schaufeli，Leiter，Taris，2008)。高志愿投入的志愿者对志愿服务工作更满意，退出志愿组织的概率相对较小(Vecina & Barrón，2011)。随着我国志愿服务工作的规范化和长效化，志愿服务在促进大学生深入了解国情社情，增进团结协作的意识，树立崇高理想信念等方面发挥着越来越重要的作用，是高校实践育人的重要方式(张红霞，2019)。但近些年志愿者流失量大，志愿服务持续性不高的现象越来越凸显(郑爽，张骊凡，曹仕涛，姚梅林，2020)。因此，探讨志愿投入的影响机制，根据志愿者不同心理状态及其发展过程，有计划地施行志愿服务组织策略，有利于进一步扩充、稳定志愿者队伍，确保志愿服务在良性循环下发展壮大。

家庭作为个体的基本生活单元，对个人的人生观、价值观的形成及发展具有导向性、渗透性及长期性的影响(王泽琳，2018)。研究表明青少年感知的父母教养投入与亲社会行为显著正相关(侯芬，伍新春，邹盛奇，刘畅，黄彬彬，2018)，父母消极教养方式对亲社会行为具有负向预测作用(程琪，赵欢欢，郭德轩，许燕，克燕南，张和云，2016)。如果儿童遭受虐待，会让其在与人交往时缺乏安全感和信任感，容易对他人产生敌意，较少地表现出助人意愿，直至成年(周永红，2016)。Eisenberg(2006)的亲社会行为理论认为在亲社会行为的初始阶段——对他人需要的注意的产生取决于个体因素和个体对特定情境的解释，如果父母更多采用消极的教养方式会使得个体形成对他人的消极情感，怀疑他人等，这些个体特征会阻碍对他人需要的注意。综上推测，心理虐待与忽视很可能造成个体的志愿投入水平降低。

以往研究将公正世界信念和道德认同分别作为个体基本需求和自我同一性的重要组成部分(周春燕，郭永玉，2013)，一方面个体的公正世界信念和道德认同分别与父母教养方式等家庭因素关系密切(陈亮，王彦东，李焰，2020；何波，2018)，另一方面，个体的公正世界信念和道德认同能分别预测利他行为和志愿服务(李双双，张永春，李雪平，2017；赵琛徽，2020)。为此，本研究将综合以上变量，深入探讨心理虐待与忽视影响个体志愿投入的内在过程机制。

心理学家Lerner认为公正世界信念(Belief in a Just World,BJW)是个体为了适应社会环境而发展出的一种基本需要(Lerner，1966)。研究发现，个体越相信身处的世界是公平的，越容易在与人交往过程中表现出亲社会行为(Bègue，Charmoillaux，Cochet，Cury，De Suremain，2008)。在公正世界信念的诸多影响因素中，家庭因素与公正世界信念关系密切。如果父母更多采用情感温暖、与子女良性互动较多的教养方式，青少年会具有较高的公正世界信念水平(张羽，李玮玮，罗玉晗，华销嫣，王耘，2017)。相反，如果父母采用过度干涉、虐待和忽视的教养方式，青少年的公正世界信念水平则相对较低(陈亮等，2020)。公正世界信念较高的个体因为通过对他人的帮助，重建和巩固了自身的公平，所以更容易实施利他行为(李双双等，2017)。因此，本研究提出假设1：公正世界信念在心理虐待与忽视对志愿投入的影响中起中介作用。

道德认同(moral identity)是个体以道德品质为基础建立起来的自我概念。根据社会认知理论观点，道德认同在道德认知与个体行为的过程中起着重要的调节作用，道德认同有助于促进个体道德行为，抑制个体的不道德行为(Aquino et al.，2009)。研究发现，道德认同在学校道德氛围和亲社会行为间起中介作用(杜秀莲，高静，2019)，也能够正向预测网络利他行为(赵倩，2018)和志愿服务经历(赵琛徽，2020)。除此之外，道德认同也受到家庭因素的影响。Kochanska等人提出道德发展模型，认为道德认同最早源于儿童与养育者之间的联结；Clark也发现，亲子间的积极联结感对儿童“亲社会-共情”取向的形成至关重要(Lapsley & Stey，2008)。国内学者万增奎(2007)也得到同样结论，他认为个体道德认同的形成与发展受到内部环境与外部环境的共同影响，其中外部环境中家庭因素的作用不容忽视。因此，本研究提出假设2：道德认同在心理虐待与忽视对志愿投入的影响中起中介作用。

科尔伯格认为“每一个道德阶段的核心就是一个潜在的公正概念，每一个较高的阶段就是更好的解决公正问题”，他主张道德判断最基本的或核心的结构是公正原则(Kohlberg，2008)。公正原则的形成，主要通过婴幼儿阶段的“个人契约”而发展起来的，即儿童在心理发展过程中，逐渐学会了为获得一个长远的、更有价值的目标，暂时延缓或抑制当前需要的满足。他们需要相信他们所在的世界是一个公正的世界(周春燕，郭永玉，2013)。因此，不难看出个体对道德现象是按照一定的结构图式认识的，随着年龄的增长，道德认同和道德判断是围绕“公正”观展开的。认知发展理论甚至断言，归根到底，公正才是个体组织其道德思维的框架(Reams，2017)。虽然鲜有研究直接验证公正世界信念与道德认同的关系。但在哈特的道德认同模型中，责任感、移情、感恩等人格特征对于道德认同的形成具有重要的预测作用(Hart，2005)。而已有研究表明，公正世界信念能够显著预测责任心(易梅，田园，明桦，黄四林，辛自强，2019；赵改等，2018)、特质移情(李双双等，2017)以及感恩(宋友志，田媛，周宗奎，连帅磊，牛更枫，2018)。综上所述，心理虐待与忽视可以预测个体的公正世界信念，公正世界信念又对道德认同产生影响，道德认同又可能影响志愿投入的形成，因此，本研究提出假设 3：心理虐待与忽视可能通过公正世界信念与道德认同的链式中介作用影响志愿投入。

2 研究方法

2.1 被试

采用方便抽样，选取河北、天津四所本科高校中正在或曾经开展过志愿服务且注册“志愿汇”的850名大学生为研究对象。剔除作答时间过短或作答不完整的问卷，共回收有效问卷808份，有效回收率为95.06%。其中男性362人，女性446人；生源地为城镇419人，农村389人；平均年龄18.65岁。

2.2 研究工具

2.2.1 心理虐待与忽视量表

量表由邓云龙、潘辰、唐秋萍、袁秀洪和肖长根(2007)编制，包括心理虐待和忽视两个分量表，分别包含14个项目和17个项目，共31个项目。该量表采用5级计分法，分量表和总量表得分为各自所包含项目得分之和，得分越高，个体感受到心理虐待和忽视水平越高。本研究中，两个分量表的Cronbach’s系数分别为0.85、0.86，总量表的Cronbach’s系数为0.91。

2.2.2 公正世界信念量表

量表由Dalbert编制，苏志强、张大均和王鑫强(2012)进行中文版翻译和修订，包含一般公正世界信念和个人公正世界信念两个维度，共13个项目，该变量采用6级评分法，各维度和总量表得分为各自所包含项目得分之和，得分越高，表示个体的公正世界信念水平越高。本研究中，两个分量表的Cronbach’s系数分别为0.89、0.92，总量表的Cronbach’s系数为0.94。

2.2.3 道德认同问卷

问卷由Aquino和Reed(2002)编制，包括内隐道德认同和外显道德认同两个维度，各包含5个项目，共10个项目。该问卷采用5级评分法，各维度和总问卷得分为各自所包含项目得分之和，得分越高，表示个体的道德认同水平越高。针对中国大学生样本的研究显示，该问卷信效度良好。本研究中两个维度的Cronbach’s系数分别为0.79、0.71，总问卷的Cronbach’s系数为0.80。

2.2.4 志愿投入问卷

问卷由李若璇、曹仕涛、朱文龙和姚梅林(2018)编制，包含活力、风险和专注三个维度，每个维度4个项目，共12个项目。该问卷采用5级评分法，各维度和总问卷得分为各自所包含项目得分之和，得分越高，表示个体的志愿投入水平越高。本研究中各维度的Cronbach’s系数分别为0.90、0.75、0.77，总问卷的Cronbach’s系数为0.89。

2.3 数据统计分析

采用SPSS22.0和Mplus7.4进行数据处理。本研究中用到的所有变量数据进行标准化处理；采用Harman单因素检验法检验是否存在共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)；采用积差相关探讨各主要变量之间的关系；采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行中介效应的检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差

采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，将本研究涉及变量的全部条目进行未旋转的探索性因子分析。结果发现，有12个特征值大于1的公因子从因子分析中析出，最大公因子的解释率为23.45%，小于40%的临界值(周浩，龙立荣，2004)，由此可推断，本研究中变量间的关系受到共同方法偏差的影响较小。

3.2 描述性统计与相关分析

心理虐待与忽视变量的得分范围为31～89分，平均分为51.19分，标准差为13.85分，峰度值为2.45，偏度值为0.48。大学生志愿者的心理虐待与忽视量表得分显著低于理论均值(=9888，<0.001)。

由表1可知，心理虐待与忽视和公正世界信念、道德认同、志愿投入均呈显著负相关。公正世界信念、道德认同和志愿投入彼此之间均呈显著正相关。

表1 各变量的均值、标准差和相关系数(n=808)

3.3 公正世界信念和道德认同的链式中介效应分析

为了更好地确定公正世界信念和道德认同在链式中介内的顺序位置，构建模型A和模型B进行比较。结果发现，模型A的拟合指标(=4980，=0.87)明显好于模型B(=9961，=0.74)。因此选择在模型A的基础上添加路径，进行进一步的链式中介效应分析。

模型A

模型B

使用有偏差校正的Bootstrap方法对公正世界信念和道德认同的链式中介效应进行检验。以学校、年龄、性别和生源地为控制变量，心理虐待与忽视为自变量，志愿投入为因变量，公正世界信念和道德认同为中介变量，有放回的重复抽样5000次，得到95%的中介效应置信区间，如果上述95%的置信区间不包含0，则说明中介效应是显著的。

结果如图1所示：心理虐待与忽视负向有效预测公正世界信念，决定系数的值为011；公正世界信念正向有效预测道德认同，心理虐待与忽视负向有效预测道德认同，决定系数的值为026；心理虐待与忽视负向有效预测志愿投入，公正世界信念和道德认同正向有效预测志愿投入，决定系数的值为0.43。中介效应检验结果如表2所示，心理虐待与忽视对志愿投入预测的直接效应显著；公正世界信念、道德认同的单独中介效应也均显著；公正世界信念和道德认同的链式中介效应也显著。总间接效应占总效应比例为66.25%。

图1 公正世界信念、道德认同在心理虐待与忽视与志愿投入之间的链式中介效应模型

表2 偏差校正的非参数百分位Bootstrap中介效应检验结果

4 讨论

4.1 心理虐待与忽视与志愿投入的关系

本研究结果显示心理虐待与忽视可直接负向预测志愿投入。这或许是因为遭受心理虐待和忽视的儿童，往往缺乏安全感和信任感，人际认知加工容易出现偏差，且这种影响一直持续到成年(周永红，2016)。受虐儿童在反复强化中将形成一种消极、非适应性的压力应对方式，极其不利于儿童良性人际交往模式塑造(陈亮等，2020)，他们会习惯性采用暴力去解决问题，更容易成为暴力的实施者，而非利他的助人者。研究表明，个体的利他行为与其养育者在成长过程中投入的情感温暖和关怀呈显著正相关(程琪等，2016)。研究结果也在客观上支持了依恋理论，即个体与父母等家庭成员建立的依恋方式会影响其日后的人际沟通与互动，一旦形成不安全依恋，个体将表现出诸多人际不良的问题(Bowlby，2010)。

4.2 公正世界信念在心理虐待与忽视和志愿投入之间的中介效应

本研究证实了研究假设1，公正世界信念在心理虐待与忽视和志愿投入之间起显著部分中介作用。公正世界信念作为一种稳定的个人特质，其形成过程将很大程度受到青少年时期家庭生活环境的影响，如果普遍遭受忽视、暴力对待，将不利于儿童对世界和自我进行客观认知，从而刺激儿童产生孤僻、敏感、多疑、易怒的特质，阻碍公正世界信念的发展。已有研究表明，父母情感温暖得分越高的青少年，其认为自己所处的生活环境就越公正，公正世界信念水平越高(赵改等，2018)。公正世界信念赋予个体一种自信，使其相信自己会得到他人的公平对待，不会成为不可预见的灾难的受害者。同时，这种信念还可导致另一结果：人们也愿意与他人分享这种公正信念，而帮助他人就是最直接的体现。据社会交换理论，个体要获得相应的收益才会付出相应的行为(邹艳春，印田彬，2017)，在没有明确的“受助者回报”模式指向下，公正世界信念更坚定的个体趋向于以远景形式获得回报。因此，在脱离了短期付出与当下回报的限制之后，公正世界信念高的个体做出利他行为的可能更高(张倩倩，2018)。

4.3 道德认同在心理虐待与忽视和志愿投入之间的中介效应

本研究证实了研究假设2，道德认同在心理虐待与忽视和志愿投入之间起显著部分中介作用。父母采用不恰当的教养方式(包括冷漠拒绝、过度控制、剥夺子女权力等)会阻碍子女对道德规范的认同与内化，也压抑了子女的道德良知的发展；家长对子女表示失望、孤立或者忽视，会让子女产生过重的内疚感，体现在道德规范的遵守上消极、被动和抵触，若家长对子女采取情感温暖、支持等积极的家庭教养方式，则会促进子女的价值观念与道德认知的产生。众所周知，家庭教育是道德教育的起点，家庭成员之间的良好关系和有效沟通，有利于培养孩子的责任意识和良好的道德认知倾向，反之，则容易产生道德推脱(孙颖，陈丽蓉，2017)。道德认同高的个体，志愿投入水平也高，这是因为道德认同是道德标准在个体内心的映射，具有高程度道德认同水平的志愿者更容易受到其内心道德标准的约束，有助于实现自我理想道德塑造，从而产生更多的志愿投入(赵倩，2018)。根据社会认知理论，道德认同是将道德认知转化为具体道德行为的核心心理机制，每个人都会在心理层面建立群体边界，并在道德上对同一群体的人表现出更高的关注、对外群体的人关注度较少(Winterich，Mittal，Ross，2009)。而高道德认同者往往会扩大自己的道德关注范围，对更多外群体表现出利他行为(Reed & Aquino，2003)。

4.4 公正世界信念与道德认同在心理虐待与忽视和志愿投入之间的链式中介效应

与此同时，本研究也证实了假设3，即公正世界信念与道德认同在心理虐待与忽视和志愿投入之间的链式中介效应。依据Blais、Young和Lapp(2000)的道德动机理论，个体均具有维持道德行为与道德自我信念一致的需求，此需求推动个体将自身的道德准则、道德理想和道德行为保持一致，即具有较高的道德认同水平。公正世界信念作为道德自我信念的重要组成部分，能够积极促进道德认同的形成。“心理虐待与忽视”作为家庭早期教养因素，是通过个体的基本需求(公正世界信念)、价值感(道德认同)等稳定心理特质，继而对个体的志愿投入产生影响。关于人们为什么关注公正问题，道德视角认为，个体关心公正是因为其对人的尊严和价值怀有基本的尊敬。即公正世界信念水平越高的个体，越能够对人的尊严和价值有基本的道德认同(Cropanzano，Bowen，Gilliland，2007)。值得一提的是，公正世界信念与我国传统文化中的“善恶有报”有相似之处，两者都对个体形成向善、助人的道德认同和道德信念有积极地促进作用，具有重要现实意义。

4.5 研究启示与不足

本研究探索了心理虐待与忽视对志愿投入的消极影响，揭示了公正世界信念与道德认同的中介作用机制，对志愿投入的干预具有一定的启示。首先，家庭作为个体社会化最初的场所，父母的言行和态度会直接影响个体的行为模式，这就需要父母避免采用虐待与忽视的教养方式，更多采取情感温暖、支持等积极教养方式，帮助子女更好的解决问题，让子女感受到温暖和爱，进而产生将温暖和爱传递给他人的意愿，提升其志愿投入水平；其次，除家庭外，也可对学校教育、社会文化等方面进行关注和引导，以便对个体的公正世界信念和道德认同产生潜移默化积极影响(杜秀莲等，2019；赵改等，2018)。公正作为社会主义核心价值观的重要内容，应通过多种形式开展教育引导，促进个体产生较高的道德认同，进而产生更多助人意愿。本研究也存在一些有待改进之处。首先，研究采取横断设计，各变量之间的因果关系还需采用纵向追踪和实验设计进一步研究。其次，由于疫情影响，本研究取样方法为方便取样且局限于津、冀两地，结论的推广有一定的限制性，未来仍可采用更科学的手段在此基础上开展更广泛的验证性研究，为后续的元分析提供文献支持。同时，鉴于被试全部是正在或曾经开展过志愿服务的大学生，他们的志愿投入水平相对较高，未参加过志愿服务大学生的情况如何也需要后续加以探讨。