我国大中学生道德推脱水平的变迁及宏观成因

王祥坤 辛自强 侯友

摘  要  道德推脱是指个体脱离道德自我调节的认知倾向， 它往往是在为不道德行为的发生寻找借口。以往研究主要在个体水平上考察道德推脱的成因和后果， 很少关注它的历史变迁趋势及其宏观成因。本研究对以Bandura和Caprara等人的道德推脱量表为工具的已有研究进行两项横断历史元分析， 分别考查中学生和大学生群体道德推脱水平的变迁趋势及其与反映社会个体化水平和正义水平的宏观因素的关系。研究1发现， 在2010至2021年间， 我国中学生道德推脱水平呈现逐年下降趋势; 研究2发现， 在2008至2020年间， 我国大学生道德推脱水平也呈现逐年下降趋势。两项研究中， 社会个体化水平（市场化水平、城镇化水平和离婚率与结婚率之比）和社会正义水平（现行有效立法量）的上升趋势均能显著负向预测我国大中学生道德推脱水平的下降趋势。综上， 近10年来我国大中学生道德推脱水平呈逐年下降趋势， 这可能与社会个体化水平（强调个体对自身行为的自主责任）和社会正义水平（对行为更多的外部约束）上升有关。

关键词  道德推脱， 个体化， 社会正义， 大中学生， 社会变迁， 横断历史元分析

分类号  B849： C91

1  引言

立德树人是我国教育工作的根本任务， “立德”是学校育人工作的基础与核心。大中学生处于道德发展的关键时期（Killen & Smetana， 2013）， 做好德育工作的前提是了解和掌握他们的道德发展特点和变迁趋势。道德心理发展研究的热点之一是道德推脱， 它反映了个体因道德自我调节失效而表现出的推卸自身道德责任的行为， 其变化规律的研究可从两个层面入手， 一是微观层面的个体发展研究， 二是宏观层面的社会变迁研究。以往研究在个体层面对道德推脱年龄特征和影响因素的分析较多， 但在宏观层面对道德推脱的社会变迁及其成因的研究明显不足。鉴于此， 本研究采用横断历史元分析方法考查大中学生道德推脱水平的社会变迁趋势及可能的宏观成因， 以便为揭示我国社会道德变迁趋势提供量化研究证据。

1.1  道德推脱理论与操作性定义

道德推脱是指个体通过推卸自身道德责任以达到合理化不道德行为的认知倾向（Bandura， 1990; Trevi?o et al.， 2014）， 包括通过重新定义自己的不道德行为使其伤害性减小、极力摆脱自己在不当行为后果中所担负的责任和努力抑制自身对给受害者造成痛苦的认同感（Bandura， 1999; Bandura et al.， 2001）。道德推脱理论是Bandura （1990， 1999）对先前研究工作的理论化总结。该理论起初主要是将道德推脱作为一种认知过程（Bandura et al.， 1996a; Luan et al.， 2022）， 以解释不道德行为发生的潜在心理机制：当人们的自身道德标准脱离社会道德标准时， 就可能发生不道德行为（Bandura et al.， 1996a; Chen et al.， 2016）。该理论认为， 道德推脱通过破坏两个关键的道德自我调节机制来实现（Bandura， 1990）。首先， 道德推脱可以阻止人们进行道德判断与推理等认知活动（Leidner et al.， 2010; Moore et al.， 2019）。例如， 道德推脱会抑制个体的道德责任意识、道德行为动机和道德判断能力（Graca et al.， 2016; Sheldon et al.， 2018）。其次， 道德推脱会抑制人们在从事不道德行为时的负性道德情绪体验（Aquino et al.， 2007; Harris & He， 2019; Sharvit et al.， 2015）。例如， 人们会因道德推脱而在从事不道德行为时更少体验到自责、内疚等情绪（Hillebrandt & Barclay， 2020; Ogunfowora， Nguyen， Lee， et al.， 2022）。

此后， 学者们沿用了这一理论框架与概念体系， 并将“道德推脱”作为一种稳定的认知倾向或人格特质来分析， 侧重评估道德推脱水平的个体差异（Moore， 2015）。根据这一思路， 本文将道德推脱操作性定义为对8种常用的道德推脱行为策略的使用频率， 频率越高表明人们的道德推脱水平越高， 或行为倾向越强。这8种道德推脱行为策略包括：道德辩护、委婉标签、有利比较、忽视或扭曲结果、责任转移、责任分散、责备归因、非人性化（Bandura et al.， 1996a 1996b; Caprara et al.， 2009; Chen et al.， 2020）。例如， 人们可能会将不道德的行为证明为服务于更高的道德目的（道德辩护）， 使用无伤大雅的语言以不具威胁性的方式描述行为（委婉标签）， 或通过将其与更严重的违规行为进行比较来降低其道德严重性（有利比较）; 个人还可能会将不道德行为有害影响的证据最小化或忽视（扭曲后果）， 通过声称听命于权威人物而摆脱对违法行为的个人责任（责任推卸）， 或者躲在集体决定或集体行动的后面（责任分散）; 个人也可能会与受害者保持距离， 指责他们招致对自己的报复（归罪于受害者）或非人性化对待受害者（非人化）。这种操作性定义方式实际上隐含在了Bandura及此后其他学者开发的包含8个维度的道德推脱量表中， 这些工具被广泛用于评估人们的道德推脱水平或行为倾向（Bandura et al.， 1996a; Boardley & Kavussanu， 2007; Caprara et al.， 2009; McAlister， 2001）。以往研究者认为道德推脱各维度具有一致的心理过程机制（Bandura et al.， 1996a）; 而且实证研究表明道德推脱各维度之间以及它们与量表总分之间具有中等以上的相关性（Caprara et al.， 2009）， 例如， 以国内青少年为被试的研究发现， 这两种相关系数分别在0.35至0.59之间和0.67至0.76之间（滕召军， 2018）。道德推脱量表各维度之间中等以上的共变关系意味着如果能揭示量表总分的变迁趋势， 则该趋势也很可能适用于具体维度， 反之亦然。

1.2  道德推脱与社会道德水平的关系

道德推脱可以在相当程度上反映社会道德水平。在社会现实层面， 道德水平的高低由一个社会的道德底线决定， 而道德底线体现为社会中不道德行为的发生数量（李侠 等， 2020; 宋洪兵， 2009）。不道德行为越多则说明道德水平或道德底线越低， 反之则意味着道德水平越高。以往研究发现， 道德推脱预示着更多不道德行为（Chen et al.， 2016; Kavussanu & Stanger， 2017; Kowalski et al.， 2014; Ma et al.， 2019; Machackova， 2020）。例如， 以366名14至20岁的青少年为被试的纵向研究发现， 具有较高道德推脱倾向的青少年在青春期后期更有可能表现出频繁的攻击性和暴力行为（Paciello et al.， 2008）; 另一项针对男性青少年罪犯的追踪研究发现（N = 1169）， 道德推脱水平降低则反社会行为和客观记录的违法水平也下降（Shulman et al.， 2011）。

元分析研究给出了更为系统的结果。一项有关儿童、青少年的元分析发现， 道德推脱与攻击行为显著正相关（r = 0.28; Gini et al.， 2014）; 另一项包含更大年龄范围（包括成人）和更多中国文化背景下实证研究的元分析显示， 二者确实呈显著正相关（r= 0.35; 王兴超 等， 2014）。两项元分析结果表明在不同的年龄组和中西方不同文化背景下， 道德推脱与不道德行为均呈现显著正相关。

此外， 也有研究表明， 道德推脱会破坏人们的道德责任意识（Pouwels et al.， 2019; Reynolds et al.， 2014）。而道德责任意识越强， 人们越能抑制道德推脱行为（Gino et al.， 2011; OFallon & Butterfield， 2005）， 其结果是在社会层面表现为较高的道德水平（李建德， 罗来武， 2004; Hannah et al.， 2011）。综上可知， 若道德推脱水平降低可能意味着社会道德水平上升（道德提升）; 反之， 则可能意味着社会道德水平下降（道德滑坡）。下面从社会变迁角度具体分析道德推脱水平变迁趋势及可能的宏观成因。

1.3  道德推脱水平的变迁趋势

新世纪以来， 我国现代化进程继续稳步推进， 工业化、市场化、城镇化水平持续提高， 社会流动性不断增强， 社会转型趋势更加明显。宏观经济社会变迁会带来民众心理与行为在社会时间尺度上的变化（Greenfield， 2016; Hamamura， 2020）， 是为心理变迁。实证研究表明， 我国民众在很多心理变量上都表现出明显的变迁趋势， 如文化价值观（蔡华俭 等， 2020; Zeng & Greenfield， 2015）、各种心理健康指标（辛自强， 池丽萍， 2020）和各类社会心理特征（池丽萍， 辛自强， 2020）。很多学者相信， 无论是个体的道德责任意识， 还是社会的道德规范， 也会随着社会变迁而发生变化（厉以宁， 2010; Ayala， 2010; Haidt， 2007）。影响人们道德责任意识的道德推脱是一项重要的社会心理特征（杨文登， 梁爽， 2022; Bandura et al.， 1996a）， 也可能会受到社会变迁的影响。总结以往研究， 目前尚缺少有关我国民众道德推脱水平变迁趋势的直接证据， 最相关的理论基础则是已有的道德滑坡模型。

道德滑坡是指人们的道德水平随着时间的推移持续下滑（欧红蕾 等， 2020; Welsh et al.， 2015）。道德滑坡模型指出， 我国社会道德水平在转型过程中出现滑坡趋势， 表现为道德失范现象增加、道德责任缺失行为上升。例如， 有学者指出， 社会转型过程中出现了严重的道德危机或道德溃败（孙立平， 2007）。一项有近10万人参与的凤凰网组织的调查显示， 87.7%的民众认为我国社会道德水平是“道德滑坡” （即存在道德滑坡现象）而非“道德提升” （即主流社会道德风貌向好） （包刚升， 2012）。企业领域曾一度持续发生食品安全问题的群体性败德行为， 表明社会存在严重的道德危机（李新春， 陈斌， 2013）; 也有研究发现心理咨询师行业中网络广告宣传存在伦理风险， 如咨询费用和广告内容存在道德风险的比例为72%和54% （朱焕雅 等， 2022）。这些证据似乎均表明我国社会存在道德滑坡。此外， 除了这些直接的证据， 有关人际互动和财经伦理的间接证据可能也支持社会道德滑坡的假说。例如， 多项横断历史研究揭示了我国大学生人际信任水平呈显著下降趋势（辛自强， 2019; Xin & Xin， 2017; Zhang & Xin， 2019）; 基于历年“世界价值观调查”中国样本数据的研究发现， 我国公民财富价值观增强（更趋向追求财富）， 而财经伦理观弱化， 表现为人们更认同通过竞争获取财富并且更能容忍不道德的财经活动（辛自强， 李哲， 2020）。人际信任水平的下降意味着人们在社会互动中不再按照道德规范行事（Hoffman et al.， 2015; van Lange & Rand， 2022）， 而财经伦理观弱化意味着社会更加接受经济活动中的道德失范行为， 这些证据说明我国民众可能越来越趋于漠视自身道德责任并变得不再信守道德原则。上述直接和间接证据均能支持道德滑坡模型， 若基于该模型来推理， 作为一种道德心理的道德推脱， 其水平可能呈现上升趋势， 即随着社会变迁， 人们更倾向于做出道德推脱行为。

然而， 并不是所有证据都支持道德滑坡观点。近年来， 越来越多的证据开始支持“道德提升”模型。例如， 新近研究发现我国大学生道德责任意识（如责任心） （田园 等， 2017; Peng & Luo， 2021）和道德情绪（如共情） （颜志强 等， 2017）呈现持续改善趋势， 这可能预示着民众道德推脱水平呈降低趋势。

首先来看责任心的上升趋势。责任心代表个体积极进取、组织力强、行为谨慎等认知倾向（Goldberg， 1990）。责任心强的个体具有更高的道德水平（Cohen et al.， 2014）， 也更加重视公平公正， 强调规则意识， 遵守道德规范（Ogunfowora， Nguyen， Steel， et al.， 2022）; 而个体的责任心越弱则对道德规范的敏感性越低（de Angelis et al.， 2016）。这意味着责任心可能会通过不断强化人们的道德责任意识来抑制其自身的道德推脱倾向。横断历史元分析发现， 2004至2013年我国大学生大五人格因子的责任心维度得分呈现显著上升趋势， 幅度超过1个标准差（田园 等， 2017）。另一项时间跨度更长的横断历史元分析也表明， 在2001至2016年间， 大学生责任心维度得分呈显著上升趋势（Peng & Luo， 2021）。两项研究均表明新世纪以来我国大学生责任心均呈显著上升趋势， 这可能意味着人们的道德推脱水平在降低。

其次， 人们的共情水平似乎也在提高。共情作为个体美德的表现（Wang & Todd， 2021）， 是指能够对他人的需要或痛苦做出积极回应的道德情绪（de Waal， 2008; Zaki， 2020）。当个体共情能力受到抑制时， 就会导致更多的非人化倾向（道德推脱机制中的一种）和不道德行为（Lee et al.， 2019）。而共情能力越高的个体， 其道德推脱水平就会越低（符婷婷 等， 2020; Camilleri et al.， 2020; Detert et al.， 2008）。一项研究发现2009至2015年间我国大学生共情水平呈显著上升趋势（年代的解释率为19.00%）， 共情平均得分上升了8.30 （d为0.94） （颜志强 等， 2017）。共情水平的上升趋势可能也意味着道德推脱水平呈下降趋势。

综上， 责任心和共情的上升趋势可能预示着个体推脱自身道德责任的倾向减少， 符合道德提升模型， 具体到道德推脱水平， 它应呈现降低趋势。这可能与新世纪以来社会个体化水平和社会正义水平上升有关， 下文具体分析。

1.4  影响道德推脱水平变迁的宏观因素

基于社会变迁与人类发展理论（Greenfield， 2016）和社会生态心理学理论（Oishi， 2014）， 宏观社会环境及其变迁因素会影响人类的认知、情绪和行为， 我们预期社会的个体化水平和社会正义水平等变迁因素也可能会减少或限制人们的道德推脱倾向。

1.4.1社会个体化水平的影响

个体化已然成为依赖于市场、法律和教育的最发达社会化形式的全球趋势（贝克， 2011）。改革开放以来， 我国社会无论是城市还是乡村都在不断走向个体化（解彩霞， 2018; 阎云翔， 2016; 杨雪晶， 2015; 张良， 2017）。社会个体化是指个人由只能依附于群体的社会成员转变为不依附于群体的独立个体的社会变迁过程（贝克， 2011; 阎云翔， 2016）。也就是说， 相对于社会群体而言， 社会个体化将社会成员铸就成个体， 使得个体自身已不再只是传统意义上集体的一分子， 而作为另一个独立的社会范畴而存在。社会个体化程度的高低以社会的个体化水平来代表。以市场导向的经济体制改革和不断增强的社会流动性推动了我国社会个体化进程（阎云翔， 2016）， 这表现为社会的个体化水平不断上升（冯莉， 2014; 文军， 2012）。

由于社会的个体化水平不能被直接量化考查， 所以我们以经济市场化水平、社会城镇化水平和离婚率与结婚率之比作为其代理指标来客观反映社会的个体化程度（赵爽， 2011; Santos et al.， 2017）。首先， 市场化。我国的市场化是指从计划经济向市场经济过渡的体制改革（樊纲 等， 2003）， 它不仅对经济增长具有积极作用（樊纲 等， 2011）， 也对市场参与者的行为提出了新的要求：在市场经济活动中， 人们的经济行为都应是理性、自主的， 且要自行承担行为后果（孙春晨， 2013）。市场经济活动以货币作为等价交换媒介， 既凸显了地位平等也扩大了个人自由; 货币使用也让人们避免依附他人或群体， 从而提高了个人自主性。这意味着经济市场化程度（以市场化指数衡量）越高就越强调个体在经济活动中的主体性地位， 从而增强了社会的个体化水平。其次， 城镇化。城镇化是反映人口从农村流向城市， 城市人口占总人口的比率不断上升的过程。随着市场经济对劳动力自由流动的需要， 农村人口向城市大规模转移， 增强的社会流动性促进了社会的个体化进程。城镇化水平的持续上升也就意味着社会的流动性加剧了社会的个体化进程。最后， 离婚率与结婚率之比。社会流动性增加使得个体对原有的家庭（族）、亲属关系和地方社区发生“去依附”的过程， 其社会关系结构趋于“原子化” （王建民， 2013; 阎云翔， 2021）。这也表现在家庭婚姻关系层面， 个体为追求“为自己而活”的生活方式以离婚或不婚的方式来摆脱婚姻家庭的束缚， 其后果之一表现为社会整体的离婚率上升而结婚率降低（唐灿， 2005; 杨菊华， 何炤华， 2014）。由此， 可以用离婚率与结婚率之比来反映人际关系结构的个体化程度（Hamamura， 2012; Santos et al.， 2017）。

已有研究发现， 社会个体化能够通过增强个人自主责任意识（Mazar & Aggarwal， 2011）和道德责任意识（郑富兴， 2011）， 进而会有助于抑制人们的道德推脱行为（Gino et al.， 2011; OFallon & Butterfield， 2005）， 但目前尚缺直接证据支持社会个体化对道德推脱倾向的抑制作用。我们预期社会的个体化水平提高可能会通过强化自主责任意识来减少人们的道德推脱倾向， 故而道德推脱水平会有所下降。因此， 本研究选择市场化指数、城镇化率和离婚率与结婚率之比作为社会的个体化水平的代理指标来预测大中学生道德推脱水平的变迁趋势。

1.4.2  社会正义水平的影响

除了社会个体化水平的影响， 社会正义水平也会以法律和道德规范来限制人们的道德推脱行为（Lee et al.， 2016; Moore & Gino， 2013）。新世纪以来， 党和国家积极推动以立法形式维护社会正义， 化解当前社会面临的困境和矛盾（黄玉顺， 2012; 叶航， 2012）。罗尔斯认为， 如同真理是思想体系的首要价值一样， 正义是社会制度的首要价值（葛宇宁， 2017）。社会正义通过以制度的方式确认公民的权利和义务来体现， 并通过分配由国家支配的资源、机会和利益来实现（姚大志， 2013）， 它通常以法律和道德形式来表达（窦炎国， 2008）。道德是内心的法律， 法律是成文的道德。道德引导民心、导民向善; 法律规制社会、调整行为。完善的法制体系、清晰的道德规范体现了社会正义水平（窦炎国， 2008; 周旺生， 2004）， 它们构成了对个体行为良好的外部约束， 这种约束机制有助于限制人们的道德推脱行为（Lee et al.， 2016; Moore & Gino， 2013）。

在社会层面， 能够体现社会正义的制度性约束力量是法制化。法制化是维护社会正义的基础和保障， 它首先体现为国家以立法形式持续完善法律体系的过程。立法是法治之先导， 良法是善治之前提。若没有完善的法律条文， 显然更可能存在社会正义水平低下问题。因此， 只有建立健全法制体系才能从根本上保障社会的公平正义。黄文艺（2022）指出：“党的十八大以来， 立法工作不但没有减缓节奏， 反而进一步提速。与上个10年相比， 新制定的法律数量增加了1/3， 修改法律数量增加了近两倍， 通过有关法律问题和重大问题的决定增加了1.5倍。”由此可见， 立法数量是法律制度体系完善程度的直接指标， 也相当程度上体现着社会正义水平。本研究选择现行有效立法量作为社会正义水平的代理指标， 以考察其对道德推脱水平的预测作用。

1.5  本研究的目的和思路

本研究将采用横断历史元分析方法考查大中学生道德推脱水平的变迁趋势并揭示其宏观成因。研究的必要性有两点：第一， 从研究方法来看， 以往关注社会道德变迁问题的社会学和人类学研究更多是进行理论或质性分析（阎云翔， 2019; 阎云翔， 郎帅， 2016; 阎云翔， 徐大慰， 2010）， 而横断历史元分析可以对道德推脱水平的变迁趋势进行定量分析; 第二， 分析影响道德推脱水平变迁趋势的社会因素， 有助于建立宏观水平的解释模型。本研究共包括两项横断历史元分析， 它们分别以中学生（研究1）和大学生（研究2）为研究对象。选择大中学生主要有两点考虑：其一， 大中学生道德发展处于关键时期， 他们作为新的一代成长在急剧变化的社会环境下， 更容易受到当时社会变迁的影响; 其二， 文献的可得性使然， 目前只有大中学生道德推脱的研究较为集中， 这些原始文献可以提供元分析所需的数据。我们在研究中拟将中学生和大学生分开考查， 一方面是因为他们分属不同的发展阶段; 另一方面是因为各自使用了不同的测量工具。因此， 本研究分别分析中学生和大学生道德推脱水平的变迁趋势， 并以社会个体化水平和社会正义水平来解释道德推脱水平的变化。

2  研究1：中学生道德推脱水平变迁的横断历史元分析（2010至2021年）

2.1  研究方法

2.1.1文献的研究工具

本研究所选文献的研究工具均为Bandura等人编制的道德推脱量表的中文修订版（杨继平， 王兴超， 2012）。该量表包括32个题目（例如， 与打人相比， 损害些东西并不是什么严重的事）， 采用李克特5点量尺记分（1代表非常不同意; 5代表非常同意）。计分方式是将所有题目得分加总， 总分取值范围为32至160（总分除以项目数来求取平均值后得分范围在1～5分）， 得分越高代表个体的道德推脱水平越高。

2.1.2文献收集标准和结果

文献收集采取如下标准：（1）研究必须使用Bandura等人编制问卷的中文修订版; （2）研究报告中有明确的量化统计指标（包括样本量、变量均值与标准差）; （3）研究对象均是我国（内地）在校的中学生（包括初中生、普通高中和职业高中学生）; （4）文献收集截止时间为2022年3月; （5）同一篇文献若采用追踪研究数据， 则只录入首次测量数据; （6）同一作者发表的不同文章， 如果是同一批数据， 那么只选最早的一篇。

在中国知网、万方、维普资讯、Google Scholar、Web of Science等中外文献数据库中， 分别以“道德推脱”、“初中生道德推脱”、“高中生道德推脱”、“中学生道德推脱”和“青少年道德推脱”等中文及相应英文词语进行全文检索， 最终共得到75篇符合上述标准的文献（其中有6篇文献分别包含2项子研究， 合计81组数据）。在这些文献中， 文献作者自测的问卷内部一致性系数得分范围在0.82至0.96之间。这些文献发表时间在2012至2022年间。除注明数据具体收集年代的文献外， 发表的期刊论文数据收集年代（简称“年代”）均按照发表的年代减去2年的方式计算， 而学位论文年代均按照实际出版年代减去1年的方式计算。本研究的数据收集年代跨度为2010至2021年， 涉及60478名中学生被试， 文献收集的具体情况如表1所示。

2.1.3 文献编码及数据整理

本研究建立数据集的方法是：（1）赋予每个数据组唯一编号并把所有文献的基本数据（N， M， SD）、发表年代录入数据集（若提供的是所有项目的总均分， 则录入数据时以总均分除以项目数获得测验的平均值M）; （2）对文献的其他信息进行编码， 包括文献类型（1=核心刊物， 2=一般刊物， 3=学位论文或论文集， 4=外文期刊）、数据收集地区（1=西南地区， 2=西北地区， 3=东北地区， 4=华北地区， 5=华中地区， 6=华东地区， 7=华南地区， 8=未报告或者跨地区）和被试生源地（0=无明确城乡信息， 1=城市， 2=农村， 3=既有城市又有农村）等信息。数据编码录入与数据核查分别由两名心理学研究生独立完成。出现不一致的地方， 由二者共同查找原文并对照编码商讨核对修改， 以保证录入数据的准确性。对只提供子研究结果数据（如性别分组数据或分维度数据）而没有提供总研究结果数据的文献， 按照下面两个公式、S_T、n_i、x_i、S_i分别代表：合成后的平均数和标准差、研究的样本量、以及子研究的平均数和标准差）对子研究结果进行加权合成：

参照以往研究中对原始分数进行百分比或标准分数Z分数转换的做法（Cai et al.， 2022; Twenge et al.， 2014）， 本研究将道德推脱平均分转换为标准分Z分数（均值为0， 单位为1） （Twenge et al.， 2014）， 以便与研究2保持一致的分析单位。此外， 若Z分数超过3个标准差被视为异常值， 按照经验做法应予以删除。

2.1.4社会因素指标的数据来源

本研究选取历年的市场化指数、城镇化率和离婚率与结婚率之比等指标作为社会的个体化水平指标; 选取现行有效立法量来代表社会正义水平。市场化指数包含政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度和市场中介组织发育和法律制度环境等五方面内容， 该指数取自北京国民经济研究所发布的《中国分省份市场化指数数据库》（https：//cmi.ssap.com. cn/）。城镇化率是通过计算我国每年城镇人口与年末总人口的比率获得; 离婚率与结婚率之比是通过计算每年离婚数（万对）与结婚数（万对）之比获得， 这些指标所需的统计数据均取自国家统计局历年的《中国统计年鉴》（https：//data.stats.gov.cn/）。现行有效立法量是指当年有效的立法总数量（现行有效是对法律文件时效性的规定）， 该指标取自国家信息中心提供的《中国法律法规数据库》（http：//gov. pkulaw.cn/）。

2.2  研究结果

2.2.1中学生道德推脱水平随年代的整体变化

首先， 描述统计分析发现， 中学生道德推脱Z分数中有2个数据点超过3个标准差（异常值均为3.88）， 因此， 将异常值剔除之后对剩下79个数据组进行分析， 以考察中学生道德推脱水平（Z分数）随年代的变化趋势， 图1的散点图描述了两者的关系。通过计算年代与中学生道德推脱Z分数的相关系数来量化描述中学生道德推脱水平的变迁趋势。结果表明， 二者之间呈显著负相关（r = ?0.41， 95% CI = [?0.58， ?0.20]，R²= 0.17，p< 0.01）。中学生道德推脱Z分数对年代的回归分析表明， 年代的负向预测作用显著（b= ?0.14，SE= 0.04，t（77） = ?3.89，p< 0.01， 95% CI = [?0.21， ?0.07]， β = ?0.41，R²= 0.16）; 而对样本量加权控制后进行回归分析， 两变量之间仍呈显著负相关（b= ?0.16，SE= 0.04，t（77） = ?4.12，p< 0.01， 95% CI = [?0.23， ?0.08]， β = ?0.43，R²= 0.18）。由此可知， 2010至2021年， 我国中学生道德推脱水平呈逐年降低趋势。不过， 鉴于本文所分析的个别原始研究的样本量极端偏大， 可能过分放大了这些研究均值或Z分数的作用， 造成回归系数的较大偏差， 这时不做样本量加权控制会更合理， 因此， 我们以未控制样本量的研究结果为准。

接着， 我们对中学生道德推脱Z分数随年代的变迁趋势的稳健性进行检验。首先， 我们采用怀特稳健标准误的统计参数校正方法（以R-fixest包分析）进行统计检验， 以排除道德推脱得分数据跨年代不独立问题， 校正后的回归分析结果表明， 年代负向预测作用显著（b= ?0.14，SE_{Het_Robust}= 0.04， 95% CI = [?0.22， ?0.07]，R²= 0.16，p< 0.01）。其次， 我们对文献类型、数据收集地区、被试生源地（转化为虚拟变量）进行统计控制， 回归分析结果表明， 期刊类型（b= 0.04，SE= 0.09，t（74） = 0.41，p> 0.05， 95% CI = [?0.14， 0.21]， β = 0.04）、数据搜集地区（b= ?0.02，SE= 0.04，t（74） = ?0.38，p> 0.05， 95% CI = [?0.09， 0.06]， β = ?0.04）和生源地信息（b= 0.36，SE= 0.24，t（74） = 1.47，p> 0.05， 95% CI = [?0.13， ?0.84]， β = 0.16）均无显著的预测作用; 而控制这些变量时， 年代仍具有显著的负向预测作用（b= ?0.15，SE= 0.04，t（74） = ?4.07，p< 0.01， 95% CI = [?0.22， ?0.08]， β = ?0.43， ΔR²= 0.18）。最后， 我们以79组中的47个有效数据对中学生年龄进行统计控制， 回归分析结果表明， 年龄具有正向预测作用（b= 0.23，SE= 0.07，t（44） = 3.32，p< 0.01， 95% CI = [0.09， 0.37]， β =0.42）， 年龄越大道德推脱水平越高， 但此时年代仍具有显著的负向预测作用（b= ?0.11，SE= 0.05，t（44） = ?2.33，p< 0.05， 95% CI = [?0.21， ?0.02]， β = ?0.30， ΔR²= 0.09）。总之， 以上结果均说明， 2010至2021年， 中学生道德推脱水平随年代变迁出现稳健的下降趋势。

2.2.2中学生道德推脱水平（Z分数）随年代的变化量

本研究中， 我们以d_Z来近似计算Z分数的效应值， 并以标准分数来描述效应量（不采用Cohend值的经验标准来评估Z分数的效应量）。首先， 以中学生道德推脱Z分数为因变量（Y）， 以年代为自变量（X）， 从而建立回归方程：Y = BX + C （具体方程结果为Y = ?0.14X + 286.13）。其次， 分别将年代2010和2021代入回归方程获得中学生道德推脱的Z分数Z₂₀₁₀和Z₂₀₂₁。最后， 计算Z₂₀₂₁和Z₂₀₁₀之差， 再除以11年间的Z分数的平均标准差1 （因为标准分的标准差为1， 所以11年间的平均标准差也为1）， 即可得到d_Z值为?1.54 （d_Z= （Z₂₀₂₁?Z₂₀₁₀） / 1）。结果表明， 11年来中学生道德推脱下降了1.54个标准分。

2.2.3 中学生道德推脱水平与社会个体化和社会正义水平的关系

我们采用滞后相关分析方法分别依次单独考查3年前、1年前和当年的社会个体化和社会正义水平对中学生道德推脱水平（Z分数）的预测作用。分析结果如表2所示， 3年前、1年前和当年的社会个体化水平和社会正义水平均能负向预测中学生道德推脱水平的降低趋势。

3  研究2：大学生道德推脱水平变迁的横断历史元分析（2008至2020年）

3.1  研究方法

3.1.1文献的研究工具

以往研究文献采用3个版本的量表来评估我国大学生道德推脱水平。第一， 包含32题版的Bandura等人编制的中文修订版量表（杨继平， 王兴超， 2012）。第二， 包含26题版的Bandura等人编制的中文修订版量表（王兴超， 杨继平， 2010）。这两个修订版的量表的记分规则是5点记分（1代表非常不同意; 5代表非常同意）， 所有题目分数相加， 总分取值范围为32～160或26～130 （总分除以项目数来求取平均值后得分范围在1～5分）， 得分越高代表个体的道德推脱水平越高。第三， 基于Caprara等人编制的中文修订版包括32题， 记分规则同上（王兴超 等， 2013）。

我们将这3个版本工具测量得分结果数据分别转换为Z分数， 再合并成一个总数据库。将三者合并主要基于两点考虑。其一， 3个量表的理论构念相同， 测量形式一致。这3类量表均是遵循Bandura等人提出的概念框架和理论主张， 测量的结构均包括8个推脱机制。修订后量表采用了相同的测量形式， 记分方式均采用李克特5点量尺记分。其二， 不同类型数据结果合并可以充分挖掘数据信息。以往研究为汇总不同测量得分， 常用的转换方法包括百分比和Z分数等。例如， 不同类型生活满意度得分（Cummins， 1995; Li & Raine， 2014）和幸福感得分（Cai et al.， 2022）的最大量尺百分比转换方法， 以及信任感得分的标准分数转换方法（Twenge et al.， 2014）。这样既可以避免因某单个数据集样本数量的限制得出有偏的结论， 也可以避免因对多个数据文件单独分析导致结果无法汇总比较。我们参考Z分数转换的方法将以上3个版本道德推脱量表得分结果合并。

3.1.2文献收集标准、数据整理和社会因素指标选取

文献收集、编码及社会因素指标来源等操作步骤同研究1。从中国知网、万方、维普资讯、Google Scholar、Web of Science等中外文献数据库中分别以“道德推脱”、“大学生道德推脱”和“公民道德推脱”等中文及对应的英文词汇进行全文检索， 最终共得到52篇符合上述标准的文献（其中有2篇文献分别包含2项子研究， 最终有54个数据组）。在这些文献中， 文献作者自测的量表内部一致性系数得分范围在0.76至0.97之间， 发表时间在2010至2021年间。本研究的数据收集年代跨度为2008至2020年， 共涉及34224名被试， 文献收集的具体情况如表3 （最左侧1至3列）所示。

3.2  研究结果

3.2.1大学生道德推脱水平随年代的整体变化

首先以散点图的形式描述大学生道德推脱水平（Z分数）随年代的变化趋势（图2）， 然后计算两变量的相关系数。结果表明， 二者之间呈显著负相关 （r= ?0.46， 95% CI = [?0.65， ?0.22]，R²= 0.21，p< 0.01）。大学生道德推脱Z分数对年代的回归分析表明， 年代的负向预测作用显著（b= ?0.16，SE= 0.04，t（52） = ?3.73，p< 0.01， 95% CI = [?0.24， ?0.07]， β = ?0.46，R²= 0.21）; 对样本量加权控制后进行回归分析， 二者也呈显著负相关（b= ?0.23，SE= 0.05，t（52） = ?4.48，p< 0.01， 95% CI = [?0.34， ?0.13]， β = ?0.53，R²= 0.28）。由此可知， 2008至2020年， 我国大学生道德推脱水平呈逐年下降趋势。此外， 与研究1相同的是， 个别极端偏大的样本量导致样本量加权回归分析后的预测系数出现一定偏差（与未加权样本量回归分析相比）， 故仍以不作样本量加权控制的回归分析结果为准。

此后， 我们对大学生道德推脱水平（Z分数）随年代的下降趋势进行稳健性检验。首先， 为排除道德推脱得分数据跨年代不独立， 采用怀特稳健标误的统计方法校正， 控制后的分析结果发现， 年代负向预测作用仍显著（b= ?0.16，SE_{Het_Robust}= 0.04， 95% CI = [?0.24， ?0.07]，R²= 0.21，p< 0.01）。其次， 控制文献类型、数据收集地区、被试生源地（转化为虚拟变量）后的回归分析结果表明， 期刊类型（b= ?0.01，SE= 0.13，t（49） = ?0.06，p> 0.05， 95% CI = [?0.26， 0.25]， β = ?0.01）、数据搜集地区（b= ?0.03，SE= 0.05，t（49） = ?0.50，p> 0.05， 95% CI = [?0.13， 0.08]， β = ?0.06）和生源地信息（b= 0.06，SE= 0.31，t（49） = 0.19，p> 0.05， 95% CI = [?0.57， ?0.68]， β = 0.03）均无显著的预测作用， 而此时年代依然具有显著负向预测作用（b= ?0.16，SE= 0.05，t（49） = ?3.11，p< 0.01， 95% CI = [?0.26， ?0.06]， β = ?0.45， ΔR²= 0.16）。最后， 控制3个版本类型后的回归分析结果表明， 年代负向预测作用仍显著（b= ?0.17，SE= 0.04，t（50） = ?3.85，p< 0.01， 95% CI = [?0.26， ?0.08]， β = ?0.49， ΔR²= 0.23）。上述结果表明， 2008至2020年， 大学生道德推脱水平随年代的下降趋势是稳健的。

3.2.2大学生道德推脱水平随年代的变化量

大学生道德推脱水平（Z分数）随年代的变化量（d_Z）计算方法同研究1。首先， 以大学生道德推脱Z分数为因变量（Y）， 以年代为自变量（X）， 从而建立回归方程：Y = BX + C （方程为Y = ?0.16X + 318.88）。其次， 分别将年代2008和2020代入回归方程获得大学生道德推脱的Z分数Z₂₀₀₈和Z₂₀₂₀。最后， 计算Z₂₀₂₀和Z₂₀₀₈之差， 再除以12年间的Z分数的平均标准差1， 即可得到d_Z值为?1.92 （d_Z= （Z₂₀₂₀?Z₂₀₀₈）/1）。计算结果表明， 12年来大学生道德推脱下降了1.92个标准分。

接下来， 为了考查3个不同版本量表各自的大学生道德推脱水平变化量是否与合并后总的变化量接近， 以排除不同版本量表的干扰作用， 我们基于上述同样的方法， 分别计算这3个版本量表各自

的道德推脱水平随年代的变化量。它们依次为?1.80、?2.04和?2.40个标准分， 与总的变化量1.92个标准分比较接近， 这说明大学生道德推脱水平Z分数的变化量是稳健的， 未受3个不同版本量表的影响。

3.2.3大学生道德推脱水平与社会个体化和社会正义水平的关系

滞后相关分析方法同研究1。分析结果如表4所示， 3年前、1年前和当年的社会个体化水平和社会正义水平均能负向预测大学生道德推脱水平的下降趋势。

4  总讨论

本研究采用横断历史元分析方法考察了我国大中学生道德推脱水平近十余年来的变迁趋势， 结果发现大中学生道德推脱水平均呈下降趋势。中学生道德推脱水平（Z分数）在2010至2021年下降了1.54个标准分; 大学生道德推脱水平（Z分数）在2008至2020年下降了1.92个标准分。这两个年龄组被试的结果揭示了一个积极的变化：近十多年来大中学生群体的道德推脱水平降低了， 符合道德提升模型。

我们采用滞后相关分析方法考查我国社会变迁过程中宏观因素（社会个体化水平和社会正义水平）对大中学生道德推脱水平的预测作用， 结果发现3年前、1年前和当年的两类宏观社会因素均可以分别负向预测大中学生道德推脱水平的降低趋势。具体而言， 市场化指数、城镇化率、离婚率与结婚率之比和现行有效立法量与大中学生道德推脱水平都呈负相关。宏观社会因素的负向预测结果支持了本研究的假设：社会的个体化水平提高了个体的自主责任意识， 进而抑制人们的道德推脱倾向; 社会正义水平以清晰的法规和道德规范来约束人们的社会行为， 从而限制人们实施道德推脱行为。

本研究首次从宏观层面揭示了道德推脱水平发生的时代变迁。此前研究多从个体层面探讨道德推脱的发展趋势及可能的影响因素。例如， 研究发现， 道德推脱水平在青少年时期有所下降（Shulman et al.， 2011）， 尤其是在14至16岁之间下降明显（Hyde et al.， 2010; Paciello et al.， 2008）; 而且不良的家庭环境和同伴关系等环境因素（微观社会生态系统）会引发更多的道德推脱行为（Caravita et al.， 2014; Hyde et al.， 2010）。然而， 这些研究关注的是个体层面道德推脱的发展变化， 且主要仅限于青少年阶段。本研究以中学生和大学生为被试群体来考查道德推脱水平的变化趋势， 从宏观水平上补充了有关道德推脱发展变化的研究证据及可能的宏观背景因素（宏观社会生态系统）。另外， 两项研究所获结果的一致性有助于增强本研究结论的可靠性。下面从道德推脱水平的变迁趋势、影响因素、研究启示及不足等展开讨论。

4.1  道德推脱的变迁趋势

近10年来大中学生道德推脱水平的降低趋势可从我国大学生责任心特质（田园 等， 2017; Peng & Luo， 2021）和共情能力（颜志强 等， 2017）的积极变迁趋势获得理解。基于特质激活理论（Tett & Guterman， 2000）， 某些人格特质很可能会在相关情境线索下被激活， 从而引发个体的道德推脱， 这些人格特质包括马基雅维利主义、特质犬儒主义、外部心理控制源和道德相对主义（Cohen et al.， 2014; Detert et al.， 2008; Devereux et al.， 2021; Egan et al.， 2015; Moore et al.， 2012; Newman et al.， 2020）。然而， 某些人格特质可能作用相反， 如道德认同、道德理想主义、共情、内疚、诚实?谦逊、责任心和亲和性（Cohen et al.， 2014; Detert et al.， 2008; Grant， 2008; Moore et al.， 2012; Ogunfowora & Bourdage， 2014; Ogunfowora， Nguyen， Steel， et al.， 2022）。微观层面的证据表明， 责任心和共情水平越强预示着个体更能抑制道德推脱倾向（de Angelis et al.， 2016; Kish-Gephart et al.， 2014; Lee et al.， 2019）。因此， 在宏观心理变迁趋势上， 责任心和共情水平的提高预示着人们的道德推脱水平会呈现降低趋势。道德推脱会带来更多的不道德行为（Detert et al.， 2008; Fida et al.， 2022; Moore， 2015）， 而道德推脱趋势的降低也就意味着不道德行为可能也会减少（至少是在未来变迁趋势上可能会如此）， 这对于组织和社会而言是一个积极的信号。

本研究获得的重要发现是大中学生道德推脱水平近十余年来呈现降低趋势。这虽然符合道德提升模型， 但却并不能否定道德滑坡模型。或许两个模型都成立， 二者并不矛盾。一方面， 两个模型可能反映了社会道德水平的特定历史阶段特征， 早期阶段呈下降趋势， 而近10年来转变为上升趋势。例如， 先前的研究证据支持道德滑坡模型可能是成立的（包刚升， 2012; 李新春， 陈斌， 2013; 孙立平， 2007）; 而十八大以来随着社会治理和法制化水平的不断提高、市场规则的不断完善， 官员贪腐行为和社会败德行为得到有力遏制， 社会道德风气呈现向好趋势。滑坡模型和提升模型可能分别反映了社会道德水平“U”型变化模式的前后不同阶段。另一方面， 两个模型也可能反映的是道德心理与行为的不同侧面。道德滑坡模型可能更多反映的是人们对社会现象的态度判断（主要在社会层面）; 而道德提升模型可能更多反映的是人们对自身道德素质的看法。此外， 二者也可能是我国不同地区因社会发展进程不同而导致的差异特征， 这种地区差异也可以理解为它们在经历社会变迁的不同阶段。例如， 已有研究发现， 人们的信任水平存在省际水平的地区差异， 即市场化水平越高的省份， 人们的信任水平越低（Xin & Xin， 2017）， 这是因省区之间市场化进程不同而导致的结果。以此类比， 道德滑坡模型和道德提升模型可能揭示的是道德水平的地区差异特征， 而实质上可能反映的是地区之间社会变迁的不同阶段特征。综合来看， 近十余年来大中学生道德推脱水平下降趋势或许揭示的是社会道德水平“U”型变化模式的后一阶段特征。

4.2  道德推脱与社会宏观因素的关系

我们分析了我国社会的个体化水平和社会正义水平这两类社会宏观因素对道德推脱的预测作用， 拓展了道德推脱水平社会成因的解释。

社会个体化水平的可能影响。社会层面的“个体化”是我国社会变迁的显著特征， 个体化水平越高的社会中个体的自主责任意识越强。基于社会角色理论（Perrewé et al.， 2004）， 个体为了适应经济社会对其自身所应承担的社会角色， 会以社会期望的方式行动。个体化社会普遍期待人们采取自主负责的社会行动， 这有助于限制人们作出推卸自身道德责任的行为。本研究选择的我国社会个体化水平的代理指标是市场化指数、城镇化率和离婚率与结婚率之比， 它们分别从经济、社会与人际关系等角度来揭示个体化社会变迁。

首先， 市场化水平从经济的角度来反映个体化。市场经济发展既依赖于人的个体化， 也推动了人的个体化。市场化水平越高， 则越强调个体作为独立的经济主体平等参与市场互动， 并通过劳动力的商品化（市场交换）来实现个体化。其次， 城镇化水平从社会的角度来反映个体化。城镇化过程中， 人们通过接受和学习城市社会规则， 主动参与工业化劳动分工。城镇化也会提高人们的社会期望， 强化个体基于社会规则的行动以实现自身利益最大化， 进而增强了个体化水平。最后， 结婚率与离婚率之比从人际关系的角度来反映个体化。离婚意味着关系的解体和感情的破裂， 使得个人走向独立化， 也增加了社会关系的“原子化”。这种人际关系原子化的程度体现为离婚率与结婚率之比的上升趋势（Grossmann & Varnum， 2015; Santos et al.， 2017）。因此， 来自不同角度的个体化水平的上升趋势意味着人们可能因个体化社会的角色期望而通过增强自主责任意识来抑制自身的道德推脱行为。

社会正义水平的可能影响。现行有效立法量反映了国家以立法的形式来维护社会正义， 其随年代的上升趋势反映了国家法律体制完善的进程及社会正义水平的持续提高。基于情境力量理论（Knoll et al.， 2016; Meyer et al.， 2010; Smithikrai， 2008）， 社会正义作为一种情境力量， 是社会系统提供的关于个体行为适当性的法律和道德规范; 社会正义水平越高则说明法律和道德规范对行为的约束力越强（行为边界越清晰）。社会正义水平的提高， 有助于防止或减少个体或群体的道德推脱行为。

4.3  研究启示和不足

本研究的学术价值是将道德推脱研究从个体层面拓展到社会变迁层面。一方面， 本研究明确了大中学生道德推脱水平的下降趋势， 支持了道德提升假说。另一方面， 本研究基于社会变迁与人类发展理论模型和社会生态心理学框架， 确证了社会的“个体化”变迁和制度性力量（社会正义）的增强对大中学生道德推脱水平下降趋势的解释作用。本研究具有宏观层面现实的政治意义和政策价值。其一， 它为新时代以来社会道德心理的向好趋势提供了证据， 今后应该继续强化法治中国建设， 提升社会正义水平; 其二， 虽然社会的个体化水平存在一些负面作用（王建民， 2013; 文军， 2012; 张良， 2017）， 但也应认识到其积极意义， 那就是增强了人们内在的自主责任意识， 强调了自律性道德， 而非他律性道德， 减少了道德推脱。除了宏观层面的政策意义外， 本研究在微观层面还有直接的实践价值。具体而言， 本研究对做好立德树人工作具有启发意义。一方面， 学校德育要顺应新时代社会趋向个体化的现实， 在尊重学生的个体自我独立性的同时也要不断强化学生的自主责任意识， 培育学生养成自我负责的自觉意识和自主精神， 以减少学生推卸自身道德责任的行为; 另一方面， 要积极维护学校环境的公平正义， 弘扬社会正义， 引导学生崇善向善， 树立正确的价值观和义利观， 以减少学生因社会正义弱化或缺失而引发的道德推脱行为。

未来研究可以基于本研究工作关注以下几方面问题。首先， 本研究只考察了大中学生道德推脱总维度的变迁趋势， 未检验8种具体推脱机制的变迁。这是因为已有文献通常只提供了总量表的描述统计， 缺少8个具体维度的数据。尽管如此， 鉴于道德推脱各维度之间的具有一致的心理机制和一定程度的共变性（Bandura et al.， 1996a; Caprara et al.， 2009）， 这可能预示着道德推脱各维度与总分有相似的变迁趋势。未来研究可以通过累积更大范围的相关研究数据进行维度层面的变迁趋势分析， 提供明确的研究证据。其次， 道德推脱存在明显的性别差异， 但因数据量的限制， 本研究未能考查其对大中学生道德推脱水平变迁趋势的调节作用， 未来研究可通过积累更多数据来检验。最后， 道德推脱只是应对不道德行为的一种行为策略， 其变迁趋势是否能类推到道德情绪、道德认同、道德判断、道德行为等其他道德心理变量， 还尚未可知， 因此未来研究可以从社会变迁视角探讨这些道德心理内容的变迁。

5  结论

本研究采用横断历史元分析方法探究了我国大中学生道德推脱水平近10年来的变迁趋势， 结果发现：（1）中学生和大学生的道德推脱水平均呈现逐年降低趋势; （2）社会个体化水平和社会正义水平的上升趋势负向预测大中学生道德推脱水平的下降趋势。

参  考  文  献

（注： 两项研究中纳入元分析的文献较多， 此处未列出， 感兴趣的读者请访问https：//osf.io/x27uz/）

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Cross-temporal meta-analyses of changes and macro causes in moral disengagement among Chinese middle school and college students

WANG Xiangkun¹， XIN Ziqiang²， HOU You¹

（¹School of Psychology， Inner Mongolia Normal University， Hohhot011517， China）（² Department of Psychology， Renmin University of China， Beijing 100872， China）

Abstract

Moral disengagement refers to the cognitive tendency for an individual to break away from moral self-regulation. People who are morally disengaged often look for an excuse for their immoral behavior. Previous studies have mainly investigated the causes and consequences of moral disengagement at the individual level， whereas little attention has been paid to its diachronic change and the associated macro causes， particularly in China. To address these research gaps， by integrating the theoretical model of social change and psychological development with the analytical framework of socio-ecological psychology， we hypothesized that the level of moral disengagement among Chinese middle school and college students develop or change on the social time scale and that such trends are affected by the factors caused by macrosocial change during a specific period. To test these hypotheses， the present research， composed of two separate studies， examined the changing trends of moral disengagement among Chinese middle school and college students based on the findings of existing studies by conducting two cross-temporal meta-analyses， using the moral disengagement scale developed by Bandura and Caprara et al. The current research also examined the relationship between the level of moral disengagement and the macro indicators that reflect the levels of individualization and social justice of the society.

In Study 1， a cross-temporal meta-analysis was performed on 79 valid articles using the moral disengagement scale developed by Bandura et al. Data of this study were collected from 2010 to 2021， with 60， 478 middle school students involved as participants. Focused on college students， Study 2 was conducted based on 54 valid papers， using both the moral disengagement scale compiled by Bandura et al. and the citizen moral disengagement scale developed by Caprara et al. Data of this study were gleaned from 2008 to 2020， involving 34， 224 college students.

The results showed that： （1） from 2010 to 2021， moral disengagement level of middle school students in China showed a downward trend progressively （Study 1）; （2） from 2008 to 2020， moral disengagement level among Chinese college students also declined gradually （Study 2）. In the two studies， moreover， the decreasing trends of moral disengagement level among Chinese middle school and college students were negatively predicted by Chinas rising individualization （including the marketization level， the urbanization level， and the divorce-to-marriage ratio） and social justice （the amount of current effective legislation）.

In conclusion， China has witnessed the reduction in moral disengagement among middle school and college students in the past decade. Furthermore， it was found that such declines were related to the increases in Chinas individualization （emphasizing individual autonomous responsibility for their behavior） and social justice （representing more external constraints on behavior） during this period. Taken together， the current research contributes to our understanding of moral disengagement by expanding its theoretical framework from the individual level to the macro-social level based on the perspective of social change.

Keywords  moral disengagement， individualization， social justice， college and middle school students， social change， cross-temporal meta-analysis