中国大学生道德推脱的变迁：横断历史研究与追踪研究的证据

金童林,徐明爽,乌云特娜，3*

(1.内蒙古师范大学 心理学院,内蒙古 呼和浩特 010022;2.内蒙古高校人文社科重点研究基地心理健康教育研究与服务基地,内蒙古 呼和浩特 010022；3.内蒙古大学 交通学院，内蒙古 呼和浩特 010022)

0 引言

道德推脱是指个体在日常生活中出现不道德行为时为自己开脱罪责的认知倾向，这种认知倾向会使自己的心理负担最小，并为自己的不道德行为进行各种认知上的合理化，进而最大程度地减少自身在不道德行为中所产生不良后果的责任以及对受害者痛苦的认同[1-2]。道德推脱有效解释了现实生活中个体在道德上的知行分离[2]。有研究显示，道德推脱是个体非适应性行为出现的主要心理机制，是解释个体攻击行为[3-5]、网络攻击行为[6-7]、网络欺负行为[8-9]、网络偏差行为[10]、犯罪行为[11]等的核心机制。并且道德推脱作为个体道德机制的离心力，在不同程度上也可反映个体的道德素质水平，也是衡量个体道德水准高低的主要指标[1]。按照“滑坡效应”观点，个体不道德程度会出现时间的累积效应，从最开始看似没有违反道德标准的“小恶”逐渐积累成危害性越来越大的“大恶”，而个体在出现“大恶”的行为后，仍然不认为自己的行为是错误的，在此过程中，道德推脱是滑坡效应的主要心理机制[12-14]。即道德推脱水平高的个体，可能会随着时间的增加表现出各类越轨行为，甚至犯罪行为。对大学生而言，高道德推脱水平不仅不利于其身心健康的正常发展，也不利于未来国家和社会的稳定团结，故考察国内大学生整体道德推脱的现状、变迁及发展趋势十分必要。

近10年来，关于道德推脱的研究大多集中在两个方面：1)大学生道德推脱的现状特点和性别差异(横断研究方面)。如方力的研究认为，我国大学生道德推脱水平较低，大学生最喜欢的道德推脱机制是责备归因等[15]，李泓燕的研究认为，道德推脱具有显著的性别差异[16]，而Mazzone等[17]却认为道德推脱不具有性别差异。2)道德推脱是偏差行为的认知前因(纵向研究方面)。如道德推脱不仅可以在时间先后上显著预测青少年主动性防御行为[18]、内化行为[19]、欺负行为和受欺负行为[20]等，并且基于网络心理学的研究也表明，道德推脱可以显著预测初中生网络欺负行为的初始水平和变化速率等[21]。然而，这些研究却存有以下不足：1)都是在不同的时段和不同的地区的横断取样，无法从时间关系上说明我国大学生整体道德推脱的历史变迁状况，无法从这些孤立的横断取样来推演我国大学生道德推脱的变化趋势，即无法衡量我国大学生道德水平的高低；2)虽有一些追踪研究探讨了道德推脱与非适应性行为间的逻辑关系，但这些研究的侧重点在于非适应性行为，而非道德推脱，故从本质上来说对道德推脱系统的考察不足，无法从实证的角度给出大学生道德推脱真实的变化轨迹。因此，目前此类研究还难以准确地站在宏观的角度来整体揭示我国大学生道德推脱的真实水平及性别差异及其整体的纵向发展趋势。

基于此，本研究主要考察了两个方面的问题：1)拟采用横断历史研究的方法考察近10年以来我国大学生群体道德推脱水平随年代的变化趋势，并采用一般元分析的方法来考察男女大学生群体的道德推脱水平得分是否有整体的性别差异；2)拟采用追踪的研究方法考察大学生道德推脱在为期4个月的变化轨迹及性别差异，以期为我国大学生群体道德推脱水平整体的变迁趋势提供进一步的实证支持。

1 研究1

1.1 研究对象

在诸多的中、外文数据库(如中国知网、维普资讯、万方数据库、读秀、Web of Science核心合集、Springer online journals、Science direct等)中，以“大学生”“道德推脱”“道德脱离”“Moral disengagement”“College students”等关键的中、英文词汇进行交叉检索并下载。通过筛选，共有41篇文献符合本次横断历史研究的标准，这些文献发表时间分布在2010—2020年间。根据以往的研究，符合筛选的文献必须具备如下要求：研究工具是《中文版道德推脱问卷》；研究对象是中国大陆的大学生群体；相同作者用同一批数据的，则选最早的一篇；研究报告了大学生道德推脱的基本信息(如均值、标准差、样本量等)。本研究中，除在文献中特别注明数据的收集年代的文献外，其它文献的数据收集年代计算均为文献发表年代减去2年。因此，本研究的年代范围在2008—2018年之间，共10年。这些研究的被试共23 448人，其中，男生10 015人，女生13 433人，平均年龄为20.50周岁。具体见表1。

表1 我国大学生道德推脱文献分布情况Tab.1 Distribution of moral disengagement study samples

1.2 研究工具

采用王兴超、杨继平修订的《中文版道德推脱问卷》[22]。该问卷共26个条目，采用1(完全不同意)～5(完全同意)5点计分，无反向计分条目，问卷包含了道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、忽视或扭曲结果、非人性化、责备归因8个维度，被试得分越高，说明其道德推脱水平越高。由于纳入到元分析中的文献有很大一部分没有详细报告道德推脱这8个维度的均分，故这部分文献达不到元分析文献指标的要求。为此，本研究拟采用道德推脱的均分作为研究指标，对各维度的均分不再进一步分析。

1.3 统计方法

(1)

(2)

d=(M男-M女)/SD

(3)

(4)

式中：ne代表男生的样本量，nc代表女生的样本量；Se代表男生样本的标准差，Sc代表女生样本的标准差，SD代表两组的合成标准差；M代表男女组大学生道德推脱的均值；Wi代表各研究的权数；Ni代表各研究的样本量；d代表每一篇文献的效果量。

1.4 结果与分析

1.4.1 大学生道德推脱的变迁趋势

为考察大学生道德推脱随年代的整体变化趋势，以年代为横坐标，大学生道德推脱均值为纵坐标绘制散点图(图1)。结果发现，大学生道德推脱均值随年代的递增而出现递减趋势。同时，进一步采用积差相关和线性回归分析检验年代与大学生道德推脱的关系。结果发现，将样本量加权后，大学生道德推脱与年代呈显著负相关(r=-0.15,P<0.001)，年代对大学生道德推脱具有负向预测作用(β非标准化=-0.02,SE=0.001,t=-22.74,P<0.001)。为进一步说明大学生道德推脱近10年的变化趋势，以效果量d和解释率r2来衡量这种变化[23-24]。按照以往横断历史研究的方法，以年代作为自变量，大学生道德推脱均值作为因变量并将样本加权后进行线性回归分析。结果表明(表2)，近10年以来，大学生道德推脱均分下降了0.20，年代的效果量为-0.57，年代约能解释道德推脱均值变异的7%，属于中效应[25]。因此，总体来看，2008—2018年，我国大学生道德推脱是逐年下降的，且下降的速率较慢。

表2 大学生道德推脱随年代的变化量Tab.2 Magnitude changes with year of moral disengagement

图1 2008—2018年大学生道德推脱的整体变化趋势Fig.1 Changes in Chinese college students' total moral disengagement score from 2008 to 2018

1.4.2 大学生道德推脱的性别差异

为说明不同性别的大学生道德推脱随年代的变化量，对不同性别的大学生道德推脱均值随年代变化的趋势在样本量加权后进行回归分析，并用d进行说明(表3)。结果表明：年代对男大学生道德推脱具有负向预测作用(β非标准化=-0.08,SE=0.001,t=-70.71,P<0.001)；年代对女大学生道德推脱具有负向预测作用(β非标准化=-0.06,SE=0.001,t=-53.29,P<0.001)；男大学生道德推脱在10年变迁的效果量d为-1.68，女大学生的d为-1.34，大学生道德推脱性别差异的平均效果量为0.88，均属于大效应[25]。因此，可以认为，近10年以来，大学生道德推脱整体性别差异明显，男大学生下降的速率更快。

表3 不同性别大学生道德推脱随年代的变化表Tab.3 Magnitude changes with year of moral disengagement in different gender

2 研究2

2.1 研究对象

2.2 研究工具

同1.2。在4次的追踪过程中，研究问卷整体的Cronbach'α系数在0.91～0.96之间。同时，验证性因素表明，研究问卷在4次追踪过程中具有较高的结构效度(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 统计方法

采用Mplus 8.3进行潜增长模型的检验。潜增长模型由截距和斜率2个发展因子进行估计，截距的均值反应的是大学生道德推脱的平均水平，截距的方差反应的是个体初始水平的变异程度；斜率的均值反应的是大学生道德推脱的平均变化速率，斜率的变异反应的是变化速度。与此同时，本研究构建了条件模型来考察性别对大学生道德推脱发展参数的影响，即考察大学生道德推脱发展轨迹的性别差异。另外，由于本研究所使用的问卷均为自我报告法，可能会导致共同方法偏差的出现，故本研究对4次追踪的原始数据分别进行了Harman单因子检验。结果发现，4次追踪的结果分别有5个、4个、4个、4个，特征值大于1的公共因子被提出，且第1个公共因子的解释率分别为8.50%、10.92%、12.72%、13.30%，这均小于40%的标准[27]。因此，本研究在4次测量中均不存在严重的共同方法偏差问题。

2.4 结果与分析

2.4.1 描述性统计及相关分析

对大学生道德推脱得分在4个时间点上进行描述性统计和相关分析(表4)。结果表明：大学生道德推脱在T1～T4时间点上两两相关显著，相关系数在0.53～0.76之间(均P<0.01)；通过对大学生道德推脱得分的均值变化可知，相邻2次测量间道德推脱均值下降幅度为0.09、0.12、0.05。因此，初步可以判断，大学生道德推脱在4次测量过程中整体呈逐渐下降趋势。

表4 各时段的描述统计和相关矩阵Tab.4 Descriptive statistical results and correlation analysis at T1 ～ T4 time points

2.4.2 大学生道德推脱的纵向变化趋势

为进一步考察大学生道德推脱的下降趋势，采用了无条件线性潜增长模型进行检验。在该模型中，将所有截距载荷固定为1，考虑到每次测量的时间间隔都是相等的，故将斜率载荷分别固定为0、1、2、3。结果显示：大学生道德推脱的无条件线性增长模型拟合良好(χ2/df=4.48,TLI=0.98,CFI=0.98,RMSEA=0.05)；大学生道德推脱的斜率及其变异均显著(β=-0.09,t=-20.16,P<0.001;σ2=0.016,t=7.03,P<0.001)，截距及其变异均显著(β=1.92,t=155.24,P<0.001;σ2=0.17,t=19.50,P<0.001)。说明大学生道德推脱整体呈显著的线性下降趋势，且道德推脱得分高的个体下降速度比较缓慢。

2.4.3 大学生道德推脱的性别差异

为进一步考察大学生道德推脱发展轨迹的性别差异，采用了时间不变协变量线性潜增长模型进行性别差异的检验(图2、图3)。结果显示：模型的拟合良好(χ2/df=3.77,TLI=0.98,CFI=0.99,RMSEA=0.04)；大学生道德推脱初始水平的性别差异不显著(β=-0.02,t=-0.76,P=0.448)；大学生道德推脱变化速率的性别差异显著(β=-0.07,t=-2.03,P=0.042)，男大学生道德推脱下降速率快于女大学生(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)。

图2 性别对道德推脱发展参数影响的增长趋势图Fig.2 The effect of gender on moral disengagement' development parameter model

图3 不同性别大学生道德推脱得分的发展轨迹图Fig.3 The developmental trajectories score of moral disengagement between different gender

3 讨论

3.1 我国大学生群体道德推脱水平整体的变迁趋势

本研究发现，我国大学生道德推脱水平整体上随年代的变化而出现递减的趋势，递减的趋势比较缓慢，且年代对大学生道德推脱具有显著的负向预测作用。作为个体各类偏差行为表达的认知前因，道德推脱水平的下降对于不良行为的弱化具有很好的抑制作用。从宏观层面来讲，说明我国大学生道德素质水平在近10年的变迁中逐步在提高，反衬了我国高等教育机构在10年变迁中对大学生道德素质要求的提高，高校更加注重培育新时代大学生道德意识，更加注重培养大学生树立社会主义核心价值观。同时，这也说明了我国法律制度也在逐渐完善，大学生普法用法知识得到了普及。当大学生道德推脱水平升高时，他们可以对引发的行为所产生的后果进行利弊分析，能克制认知冲动，从而减少非适应性行为的发生。从微观层面来讲，本研究的结果说明我国大学生道德推脱的累积并没有出现“滑坡效应”，这从侧面反映出我国大学生心理健康水平一直在提升的事实。整体上来看，我国大学生道德水准是比较高的，大学生的道德向心力大于离心力，他们能克制冲动情绪，能很好地约束自己的行为，能对自己和他人负责。同时，本研究的追踪结果还表明，大学生道德推脱得分的截距和斜率均显著，这说明大学生道德推脱水平在逐步降低，这个结果与本研究的横断历史研究的结果遥相呼应。另外，关于我国大学生攻击性水平的横断历史研究表明，我国大学生攻击性水平在近10年的社会变迁中呈逐年下降的趋势[28]，与本研究的结果相吻合，说明大学生道德推脱下降时，大学生非适应性行为产生的认知心理能量就被削弱，道德离心力减小，进而可以抑制攻击行为的出现，这同时也给道德推脱的社会认知观点又增添了新证据[1]。

3.2 我国大学生群体道德推脱水平整体变迁的性别差异讨论

本研究的横断历史结果发现，我国男大学生道德推脱在10年的社会变迁中下降的速度快于女大学生，且男女大学生道德推脱的性别差异属于大效应，同时，本研究的追踪结果也证明了这一结果。在为期4个月的测量中，我国大学生道德推脱下降速率的性别差异显著，且男大学生下降速率快于女大学生，该结论与国内外有关攻击性水平的有关研究相对一致[28-29]，同时也证实了道德推脱是个体攻击行为产生的认知因素[2]。男性在遇到挑衅刺激时，他们的认知加工更偏向于理性思维，即使他们的冲动水平急剧升高，攻击性水平迅速增强，但他们依然还是会保持冷静，进一步地权衡攻击行为产生所带来的各种利弊，当认知加工结果是弊大于利时，男性会立即调整认知策略，克制怒火，使自己的冲动水平降低，行动能力减弱，从而使道德推脱程度弱化，男性也会在短时间内将道德推脱的向心力恢复到原状。相反的，女性在遇到挑衅刺激时，她们的认知加工更偏向于感性思维，这就会促使女性的道德推脱水平急剧升高，并且由于这种感性思维的作用，即使她们可以克制内心的冲动，但也在较短的时间内无法理性思考，出现反刍思维，从而使其道德的离心力大于向心力，道德机制在短时间内处于失效的状态中。因此相对于男性，女性道德推脱下降的速率更为缓慢，其实是女性需要更多的时间进行疗愈，进而使道德水准恢复到相对稳定的状态，达到内心道德标准的平衡。事实上，道德推脱不仅是大学生道德素质的指标，也是心理健康的指标，当大学生内心的道德标准遭到破坏时，道德的离心力大于向心力，大学生的心理平衡就被打破，认知、情绪和行为三者间就出现矛盾，进而使大学生进一步反思自身，重新建立新的适应图式，从而保证身心健康的正常发展。

3.3 不足与展望

本研究结合横断历史研究和追踪研究的方法，探讨了近10年以来我国大学生道德推脱水平变迁的现状，研究虽然得出了一些较有意义的结论，但依然存在两方面的缺陷，有待于未来研究完善补充。一方面，局限于起初的研究设计，本研究没有充分考虑到道德推脱的前因变量和后效变量，只单独考虑大学生道德推脱水平的变化过程。换言之，道德推脱产生的原因是什么？道德推脱产生后与非适应性行为间的衍变关系又会怎样？这都有待于未来研究的深入探究。另一方面，局限于取样的不可控因素，本研究的纵向研究为期只有4个月，这相对于横断历史研究10年的跨度较为短暂，因而未来的研究可以考虑追踪的时间更长久些，以获得更精确稳定且生态效度更高的结论。