龍國蓮，　楊阿諾，　劉冬梅，　卓云輝

（1.長沙民政學(xué)院文化傳播學(xué)院，湖南長沙410004； 2.懷化學(xué)院法學(xué)與公共管理學(xué)院，湖南懷化418008；3.湖南師范大學(xué)附屬中學(xué)，湖南長沙410081； 4.湖南省桑植縣第四中學(xué)，湖南桑植427100）

青少年的道德推脫及其形成機(jī)制的實(shí)證研究——基于全國10省/市4000多名中學(xué)生的調(diào)查

龍國蓮1，楊阿諾2，劉冬梅3，卓云輝4

（1.長沙民政學(xué)院文化傳播學(xué)院，湖南長沙410004； 2.懷化學(xué)院法學(xué)與公共管理學(xué)院，湖南懷化418008；3.湖南師范大學(xué)附屬中學(xué)，湖南長沙410081； 4.湖南省桑植縣第四中學(xué)，湖南桑植427100）

基于對全國10省（市）4000多名初高中學(xué)生的問卷調(diào)查，考察了青少年的道德推脫及其形成機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明，青少年道德推脫的總體水平不算高，得分為1.38分，介于對道德推脫持“不同意”和“有點(diǎn)同意”之間，但其道德推脫中責(zé)任擴(kuò)散機(jī)制的水平則比較高，得分為1.85分，已接近對相關(guān)推脫指標(biāo)持“有點(diǎn)同意”的水平；這暗示，青少年更多地以模糊行為與后果間因果關(guān)系的方式來為自己的不道德行為免除自我譴責(zé)；進(jìn)一步分析后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)關(guān)系、等級式權(quán)威教化和理性選擇均對青少年的道德推脫有一定解釋力。

道德推脫； 社會(huì)關(guān)系； 等級式權(quán)威教化； 理性選擇； 青少年

一、問題的提出

道德推脫是班杜拉在社會(huì)認(rèn)知理論框架下提出來的、用來解釋不道德現(xiàn)象的一個(gè)重要概念［1］。在班杜拉看來，道德推脫指的是個(gè)體的一種認(rèn)知傾向，包括重新定義自己的行為、模糊因果機(jī)制、扭曲傷害后果和歸責(zé)受害者［2］，可弱化和抑制道德自我約束對個(gè)體行為的調(diào)節(jié)作用。它具體通過道德辯護(hù)、委婉標(biāo)簽、有利比較、責(zé)任轉(zhuǎn)移、責(zé)任擴(kuò)散、忽視或扭曲傷害后果、非人性化和罪責(zé)歸因等八種機(jī)制發(fā)揮作用［3］。

道德推脫一經(jīng)提出，就被廣泛地用來解釋個(gè)體的各種不道德行為。班杜拉等人（Bandura et al.）基于799名青少年的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，道德推脫通過減少親社會(huì)性和預(yù)期的自我譴責(zé)以及通過提升導(dǎo)向攻擊性的認(rèn)知性反應(yīng)來促進(jìn)不道德行為［4］。佩爾頓等人（Pelton et al.）也發(fā)現(xiàn)，道德推脫對孩子的攻擊性和過錯(cuò)行為有顯著的正向影響，且在積極的教養(yǎng)方式與孩子的過錯(cuò)行為之間起了部分中介作用［5］。帕西埃羅等人（Paciello et al.）針對366名青少年的追蹤研究發(fā)現(xiàn)，那些道德推脫水平起初較高的青少年更可能在青少年晚期表現(xiàn)出更多的攻擊性和暴力行為［2］。國內(nèi)學(xué)者也在個(gè)體層面上較廣泛地探討了道德推脫對青少年攻擊行為的影響。例如，楊繼平和王超研究發(fā)現(xiàn)，道德推脫在父母沖突與青少年攻擊行為之間起著部分調(diào)節(jié)作用，而這一中介作用又受到其道德判斷的調(diào)節(jié)［6］；他們在另一項(xiàng)研究中也發(fā)現(xiàn)了道德推脫對青少年攻擊行為的顯著正向影響，且受道德判斷的調(diào)節(jié)，而且這種調(diào)節(jié)作用存在性別差異［7］；另有研究發(fā)現(xiàn)，道德推脫對青少年攻擊行為的影響還受到道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用［8］。

道德推脫還被廣泛用來解釋組織中的不道德行為。例如，克萊伯恩（Marvin Claybourn） 基于133名大學(xué)雇員的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，那些有較強(qiáng)的道德推脫傾向的雇員更可能在其工作中從事破壞性行為［9］。邦納等人（Bonner et al.）研究發(fā)現(xiàn)，雇員的道德推脫水平可調(diào)節(jié)管理人員的道德推脫與雇員有關(guān)道德領(lǐng)導(dǎo)的感知之間的關(guān)系，即當(dāng)雇員的道德推脫水平較低時(shí)，管理人員的道德推脫與雇員有關(guān)道德領(lǐng)導(dǎo)的感知之間的負(fù)向關(guān)系更強(qiáng)［10］。在班杜拉的基礎(chǔ)上，莫爾（Moore）構(gòu)建了一個(gè)用道德推脫分析組織腐敗的理論框架：道德推脫在縱容能帶來組織利益的不道德決策過程中催生組織腐敗，在抑制個(gè)體有關(guān)他們所做決策的道德內(nèi)容的意識中助長組織腐敗，最后，在因促進(jìn)組織利益而得到獎(jiǎng)賞的過程中使組織腐敗得到長期存在［11］。在另一項(xiàng)研究中，莫爾和他的同事基于經(jīng)驗(yàn)資料證實(shí)了道德推脫傾向?qū)ψ晕覉?bào)告的不道德行為、做出錯(cuò)誤的決定、工作場所的利己決定和管理者與同事報(bào)告的不道德行為等多種行為結(jié)果有預(yù)測作用［12］。

已有研究大多將道德推脫作為一個(gè)既定因素，探討其對個(gè)體生活和組織工作中不道德行為的影響，而很少有研究較系統(tǒng)地關(guān)注道德推脫的決定因素：是什么因素決定和促成了道德推脫的形成和變化？即使之前有研究關(guān)注過這一問題，也僅零星地分析了人口學(xué)變量［13］、個(gè)體特征［14］和個(gè)體所處環(huán)境［15］對道德推脫的影響。本文試圖從社會(huì)學(xué)、政治學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)等三個(gè)學(xué)科視角對道德推脫的形成機(jī)制提出解釋。作為道德心理的道德推脫是一種復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象：從社會(huì)學(xué)視角看，它是社會(huì)關(guān)系的產(chǎn)物；從政治學(xué)視角看，它是等級式權(quán)威教化的產(chǎn)物；從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角看，它則是理性選擇的結(jié)果［16］。在經(jīng)驗(yàn)層面上，社會(huì)關(guān)系、等級式權(quán)威教化和理性選擇是否如我們在理論上所預(yù)測的那樣，也對道德推脫的形成有一定的解釋力？本文擬基于全國性的青少年調(diào)查數(shù)據(jù)，在描述青少年道德推脫水平的基礎(chǔ)上回答上述問題。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究的調(diào)查對象是初高中在校學(xué)生，該群體在年齡上與伯克所界定的青少年基本一致，即11-18歲［17］；調(diào)查時(shí)間是2016年1-4月份；抽樣方法是混合抽樣，即方便抽樣與整群抽樣相結(jié)合：用方便抽樣法抽取省、市/縣和學(xué)校，用整群抽樣法在學(xué)校內(nèi)部抽取班級。具體抽樣程序是，首先在東、中、西部地區(qū)分別各抽取2個(gè)省，然后在被抽取的省分別抽取1-2個(gè)市/縣，再后在被抽取的市/縣抽取1-2所中學(xué)，而后在被抽取學(xué)校的每一個(gè)年級各抽取1個(gè)班級；最后對被抽取班級的每一個(gè)學(xué)生做自填式問卷調(diào)查。據(jù)此，我們獲得了來自10個(gè)?。ê陛犑校?0個(gè)市/縣、33所中學(xué)的共4530份有效問卷。

在有效樣本中，男女比例和初高中生比例基本持平；重點(diǎn)學(xué)校學(xué)生占43.1%（1 903人），獨(dú)生子女占49%（2 158人）；20%左右（972人）的學(xué)生有宗教信仰，近40%（1 628人）的學(xué)生擔(dān)任干部；認(rèn)同學(xué)習(xí)成績在中等及以上的占70%（3 091人），生活在和諧家庭的占91%（4 080人），父親為公務(wù)員、專業(yè)技術(shù)人員、管理人員和個(gè)體私營企業(yè)主等中等及以上收入階層的學(xué)生占60%（2 625人）；35.8%（1 555人） 的學(xué)生家住農(nóng)村和城鄉(xiāng)結(jié)合部，13%（568人）的學(xué)生住在中檔以下的城市社區(qū)，而家住中檔以上城市社區(qū)的學(xué)生占19.3%（841人），另有31.9%（1 385人）的學(xué)生家住中檔城市社區(qū)；中部地區(qū)學(xué)生占43.8%（1 979人），東部地區(qū)占33.6%（1517人），而西部地區(qū)占 22.6%（1 019人）。從樣本分布看，除地區(qū)分布略有失衡外，其他變量的分布基本接近現(xiàn)實(shí)。

（二）變量測量及設(shè)置

1.因變量

道德推脫是本研究的因變量，我們采用班杜拉的道德推脫量表［4］對其進(jìn)行測量，該量表共包括32項(xiàng)指標(biāo)，例如，“為了保護(hù)自己的朋友而打架是正確的”、“拍打或推搡別人，只是開玩笑的方式”和“當(dāng)考慮到別人在打人時(shí)，我覺得損壞財(cái)物沒什么大不了”等，調(diào)查對象被要求從“不同意”、“有點(diǎn)同意”和“同意”等三個(gè)答案選項(xiàng)中選出一項(xiàng)來表征其在道德推脫某維度上的水平（選擇“不同意”、“有點(diǎn)同意”和“同意”，分別被賦值1分、2分和3分）。在數(shù)據(jù)分析中，調(diào)查對象在道德推脫32項(xiàng)指標(biāo)上的得分被累加為一個(gè)指數(shù)值，最大值為96，最小值為32，均值為44.2。指數(shù)值越大，表示道德推脫水平越高。

2.自變量

社會(huì)關(guān)系、等級式權(quán)威教化和理性選擇是本研究的自變量。

社會(huì)關(guān)系指的是在人們社會(huì)交往、互動(dòng)過程中形成的關(guān)系，可用孤獨(dú)感和社會(huì)贊許性期望來測量。其中，孤獨(dú)感用卡西迪和阿舍（Cassidy&Asher）設(shè)計(jì)的15項(xiàng)指標(biāo)［18］來測量，例如，“在學(xué)校交到新朋友對你來說容易嗎？”、“你在學(xué)校有伙伴可以一起玩耍嗎？”和“在學(xué)校有伙伴喜歡你嗎？”等，調(diào)查對象被要求從“是”、“說不清”和“否”等三個(gè)答案選項(xiàng)中選出一項(xiàng)來表征其在孤獨(dú)感某維度上的程度。在數(shù)據(jù)分析中，調(diào)查對象在孤獨(dú)感15項(xiàng)指標(biāo)上的得分被累加為一個(gè)指數(shù)值，最大值為45，最小值為15，均值為22.5。指數(shù)值越大，表示孤獨(dú)感越強(qiáng)，或者說，社會(huì)關(guān)系越弱。社會(huì)贊許性期望指的是獲得他人贊許的期望，其標(biāo)示的是個(gè)體嵌入社會(huì)關(guān)系的程度，可用學(xué)生希望得到來自老師、父母、同學(xué)和周圍其他人的贊許等四個(gè)維度的指標(biāo)（例如，“我非常希望得到老師的贊許”）來測量，調(diào)查對象被要求從“完全不符合”、“不太符合”、“說不清”、“比較符合”和“完全符合”等五個(gè)答案選項(xiàng)中選出一項(xiàng)來表征其在社會(huì)贊許性期望某維度上的程度。在統(tǒng)計(jì)分析中，我們對社會(huì)贊許性期望量表的4項(xiàng)指標(biāo)做了因子分析，并提取出了1個(gè)因子，以納入后面的回歸方程。

等級式權(quán)威教化指的是借助命令-服從型權(quán)力關(guān)系結(jié)構(gòu)強(qiáng)迫或勸服其成員信奉和遵守組織規(guī)范的過程，可用家庭教養(yǎng)方式來測量。其中，家庭教養(yǎng)方式以改編自蔣獎(jiǎng)、魯崢嶸、蔣苾菁和許燕修訂的簡氏父母教養(yǎng)方式問卷［19］來測量，改編后的量表包括16個(gè)項(xiàng)目，調(diào)查對象被要求從“完全不一致”、“不太一致”、“說不清”、“比較一致”和“完全一致”等五個(gè)答案選項(xiàng)中選出一項(xiàng)來表征其父母采取某種教養(yǎng)方式的程度。經(jīng)因子分析后，分別測量父親和母親教養(yǎng)方式的16個(gè)項(xiàng)目被分別提取出了3個(gè)因子，即拒絕型教養(yǎng)方式（例如，“父/母親經(jīng)常以一種使我很難堪的方式對待我”，共4個(gè)項(xiàng)目）、情感溫暖型教養(yǎng)方式（例如，“父/母親當(dāng)我遇到不順心的事時(shí)，盡量安慰我”，共4個(gè)項(xiàng)目）和過度保護(hù)型教養(yǎng)方式（例如，“父/母親不允許做一些其他孩子可以做的事情，他害怕我出事”，共4個(gè)項(xiàng)目）。

理性選擇指的是根據(jù)成本最小化和收益最大化的邏輯來做決策和行動(dòng)，可用行動(dòng)者的經(jīng)濟(jì)實(shí)力來間接考察，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)的行動(dòng)者有能力為遵循社會(huì)所倡導(dǎo)的規(guī)范而承擔(dān)更大的風(fēng)險(xiǎn)（或成本）。本研究用月零花錢和家庭經(jīng)濟(jì)條件來測量青少年承擔(dān)為遵循社會(huì)所倡導(dǎo)的規(guī)范而失去其他機(jī)會(huì)所造成的損失的能力。在數(shù)據(jù)處理中，月零花錢是連續(xù)變量，家庭經(jīng)濟(jì)條件是一個(gè)類別變量（“富?！薄ⅰ耙话恪焙汀柏毟F”），做虛擬變量處理。

3.控制變量

本研究涉及的控制變量主要有性別、年級、學(xué)校等級、是否獨(dú)生子女、宗教信仰、是否擔(dān)任學(xué)生干部、學(xué)習(xí)成績、父母關(guān)系、父親職業(yè)、父親受教育年限、社區(qū)類型和地區(qū)等。

在數(shù)據(jù)處理中，性別為虛擬變量，設(shè)女=0；年級為連續(xù)變量；學(xué)校等級為虛擬變量，設(shè)普通學(xué)校=0；是否獨(dú)生子女為虛擬變量，設(shè)非獨(dú)生子女=0；宗教信仰為虛擬變量，設(shè)不信教=0；是否擔(dān)任學(xué)生干部為虛擬變量，設(shè)不擔(dān)任干部=0；學(xué)習(xí)成績?yōu)檫B續(xù)變量；父母關(guān)系為虛擬變量，設(shè)離婚=0；父親職業(yè)為虛擬變量，設(shè)無職業(yè)=0；父親受教育年限根據(jù)中國現(xiàn)行學(xué)制由父親受教育程度轉(zhuǎn)化而來；社區(qū)類型為虛擬變量，設(shè)農(nóng)村社區(qū)=0；地區(qū)由調(diào)查對象所在省（直轄市）合并轉(zhuǎn)化而來，分為西、中、東三個(gè)地區(qū)，為虛擬變量，設(shè)西部地區(qū)=0。

三、結(jié)果分析

（一）青少年道德推脫的水平及其機(jī)制

利用班杜拉的道德推脫量表調(diào)查在校初高中生，所得結(jié)果見表1。

表1顯示，青少年道德推脫的總體水平得分為1.38分，介于“不同意”和“有點(diǎn)同意”之間，不算太高，表明青少年受源自道德準(zhǔn)則的自我約束比較大。

從道德推脫的8個(gè)機(jī)制看，責(zé)任擴(kuò)散的得分最高，達(dá)到了1.85分，接近“有點(diǎn)同意”的水平。值得注意的是，“如果一個(gè)集體一起決定做壞事，那么只責(zé)罰這個(gè)集體中的某個(gè)孩子是不公平的”和“因?yàn)榧w造成的傷害，而責(zé)罰這個(gè)集體中的一個(gè)孩子，是不公平的”這兩項(xiàng)指標(biāo)的得分均超過了2分，介于“有點(diǎn)同意”和“同意”之間，表示比較認(rèn)同它們的青少年分別高達(dá)75.4%和72.6%，表示完全認(rèn)同的也分別有56.8%和51.0%。

道德辯護(hù)的得分位居其次，為1.49分，介于“不同意”和“有點(diǎn)同意”的正中間。其中，表示比較認(rèn)同“為了保護(hù)自己的朋友而打架是正確的”和“為了讓朋友擺脫困境，撒謊也是可以的”的青少年分別為47.1%和48.2%，即有近一半的青少年比較認(rèn)同這兩項(xiàng)指標(biāo)；另有近40%的青少年比較認(rèn)同“打那些說你家人壞話的人，是對的”。

責(zé)任轉(zhuǎn)移的得分位居第三，為1.42分，也介于“不同意”和“有點(diǎn)同意”之間。其中，表示比較認(rèn)同“如果一個(gè)孩子是迫于他朋友的壓力而做壞事，那這孩子不應(yīng)該被責(zé)罰”的青少年為45.3%，表示比較認(rèn)同“如果小孩生活在一個(gè)不良環(huán)境中，那他們不應(yīng)該因?yàn)楣粜孕袨槎艿截?zé)罰”的也有近40%（37.1%），有近10%的青少年表示完全認(rèn)同這一點(diǎn)。

得分最低的是有利比較，只有1.16分，接近“不同意”。其中，“可以言語上侮辱一下同學(xué)，因?yàn)榇蛩?她就更為惡劣了”被認(rèn)同的程度最高，但也只有18.9%的青少年對這一點(diǎn)表示認(rèn)同；表示比較認(rèn)同“與那些偷很多錢的人相比，偷一點(diǎn)點(diǎn)錢不算什么”和“跟違法行為相比，不付錢就從商店里拿東西不算嚴(yán)重”的分別只有6.6%和9.7%，而表示完全認(rèn)同它們的分別僅為1.9%和3.1%。

表1　青少年道德推脫的水平及其機(jī)制

得分位居倒數(shù)第二的是非人性化和扭曲結(jié)果，其得分均為1.24分。在非人性化中，表示比較認(rèn)同“有些人只值得像對待動(dòng)物一樣被對待”和“那些令人討厭的人不值得像對待人一樣對待”的分別為25.4%和25.2%，而表示比較認(rèn)同“有些人因?yàn)槿狈χX，即使被傷害了，他們也感覺不到，對這樣的人就應(yīng)該粗暴對待”的則只有11.2%，表示完全認(rèn)同這一點(diǎn)的則僅有2.7%。在扭曲結(jié)果中，表示比較認(rèn)同“小孩不用在意被取笑，因?yàn)槟潜硎緞e人對他們感興趣”和“撒點(diǎn)小謊沒有關(guān)系，因?yàn)樗膊粫?huì)給別人造成什么傷害”的分別為28.8%和27.8%，而表示比較認(rèn)同“孩子之間的相互侮辱，不會(huì)傷害到任何人”的則只有11.2%。

在道德推脫的8種機(jī)制中，道德辯護(hù)、委婉標(biāo)簽和有利比較三者都旨在對有害的或不道德的行為進(jìn)行重構(gòu)，使之合法化或變得可接受；責(zé)任轉(zhuǎn)移和責(zé)任擴(kuò)散的實(shí)質(zhì)是模糊行為與后果之間的因果機(jī)制，從而免除個(gè)體理應(yīng)為行為后果擔(dān)負(fù)的責(zé)任；扭曲后果指向的是行為后果，即最小化、忽視或扭曲行為后果，以消解個(gè)體的責(zé)任；責(zé)備歸因和非人性化指向的則是受害者，即將過錯(cuò)歸因于受害者或認(rèn)定受害者不具有正常人的特性而理應(yīng)受到傷害。據(jù)此，將各機(jī)制合并求平均數(shù)后可發(fā)現(xiàn)，青少年在模糊行為與后果之間的因果機(jī)制這類道德推脫上的得分最高，為1.64分（求1.42和1.85的算術(shù)平均數(shù)），表明青少年更多地以模糊或扭曲行為與后果間關(guān)系的方式來免除自我譴責(zé)。由表1還可看到，重構(gòu)不道德行為，使之更為社會(huì)所接受，也是青少年較常選擇的道德推脫機(jī)制。

（二）青少年道德推脫的形成機(jī)制分析

表2中列出了分別以道德推脫水平為因變量，以社會(huì)關(guān)系（孤獨(dú)感、社會(huì)贊許性期望）、等級式權(quán)威教化（父親拒絕型教養(yǎng)方式、父親情感溫暖型教養(yǎng)方式、父親過度保護(hù)型教養(yǎng)方式、母親拒絕型教養(yǎng)方式、母親情感溫暖型教養(yǎng)方式、母親過度保護(hù)型教養(yǎng)方式）、理性選擇（月零花錢、家庭經(jīng)濟(jì)條件）為自變量，控制性別、年級、學(xué)校等級、宗教信仰、學(xué)生干部、學(xué)習(xí)成績、父母關(guān)系、父親職業(yè)、父親受教育年限、社區(qū)類型、地區(qū)等變量的一組多元線性回歸分析結(jié)果。

表2中的模型1是一個(gè)基準(zhǔn)模型，在該模型中只納入了因變量和本研究設(shè)定的控制變量。模型1顯示，性別、年級、學(xué)校類型、宗教信仰、學(xué)習(xí)成績、父親職業(yè)、父親受教育年限等變量均對青少年的道德推脫水平有較顯著的影響。例如，男生的道德推脫水平比女生高；隨著年級的升高，學(xué)生的道德推脫水平也逐漸提高；重點(diǎn)學(xué)校學(xué)生的道德推脫水平較普通學(xué)校低；跟非獨(dú)生子女相比，獨(dú)生子女的道德推脫水平更低；跟不信教的學(xué)生相比，信教學(xué)生（不管是信仰制度性宗教，還是信仰民間信仰）的道德推脫水平更高；跟父親無職業(yè)的學(xué)生相比，那些父親為管理人員、技術(shù)人員和農(nóng)民的學(xué)生的道德推脫水平更低；父親受教育年限越長，學(xué)生的道德推脫水平越高。

為了考察社會(huì)關(guān)系對青少年道德推脫的影響，我們在模型1的基礎(chǔ)上納入了孤獨(dú)感和社會(huì)贊許性期望這兩個(gè)變量，所得結(jié)果見模型2。模型2顯示，孤獨(dú)感對青少年道德推脫有顯著的正向影響：孤獨(dú)感每增加1個(gè)單位，青少年的道德推脫水平則增加19.1%（p＜0.001）。也就是說，緊密的伙伴關(guān)系有助于降低青少年的道德推脫水平。模型2還顯示，社會(huì)贊許性期望對青少年的道德推脫沒有顯著影響。另外，從模型2也可看到，性別、年級、是否獨(dú)生子女、宗教信仰、學(xué)習(xí)成績、父親職業(yè)和父親受教育年限等變量對青少年道德推脫的顯著影響依然存在。

為了考察等級式權(quán)威教化對青少年道德推脫的影響，我們在模型2的基礎(chǔ)上納入了父母教養(yǎng)方式等6個(gè)變量，所得結(jié)果見模型3。模型3顯示，母親拒絕型教養(yǎng)方式和母親過度保護(hù)型教養(yǎng)方式都對青少年的道德推脫有較顯著的正向影響：兩者分別每增加1個(gè)單位，青少年的道德推脫水平則分別增加80.5%（p＜0.001） 和39.3%（p＜0.05）。這表明，母親采取命令-服從式的權(quán)威型教養(yǎng)方式并不能促進(jìn)青少年的自我約束，反而提高了其道德推脫水平。從模型3可看到，三類父親教養(yǎng)方式和母親情感溫暖型教養(yǎng)方式對青少年道德推脫都沒有顯著影響。從模型3還可看到，孤獨(dú)感對青少年道德推脫的顯著影響依然存在，而社會(huì)贊許性期望對青少年道德推脫原本不顯著的影響開始變得顯著：社會(huì)贊許性期望每增加1個(gè)單位，后者則降低29.4%（p＜0.1）。這表明，嵌入社會(huì)關(guān)系有助于降低青少年的道德推脫水平。

為了考察理性選擇對青少年道德推脫的影響及進(jìn)一步檢驗(yàn)社會(huì)關(guān)系和等級式權(quán)威教化等變量影響青少年道德推脫的穩(wěn)定性，我們在模型3的基礎(chǔ)上納入了月零花錢和家庭經(jīng)濟(jì)條件這兩個(gè)變量，所得結(jié)果見模型4。模型4顯示，月零花錢對青少年的道德推脫有較顯著的正向影響：月零花錢每增加1元，青少年的道德推脫水平則增加0.1%（p＜0.05），而家庭經(jīng)濟(jì)條件對它的影響則不顯著。

從模型4還可看到，社會(huì)關(guān)系中的孤獨(dú)感和社會(huì)贊許性期望、等級式權(quán)威教化中的母親拒絕型和過度保護(hù)型教養(yǎng)方式等變量對青少年道德推脫的影響依然顯著存在，且其影響力變化也不大：孤獨(dú)感每增加1個(gè)單位，青少年的道德推脫水平則提高14.5%（p＜0.001）；社會(huì)贊許性期望每增加1個(gè)單位，后者則降低29.9%（p＜0.1）；母親拒絕型和過度保護(hù)性教養(yǎng)方式分別每增加1個(gè)單位，后者則分別增加90.6%（p＜0.001）和41.6%（p＜0.05）。這表明，社會(huì)關(guān)系和等級式權(quán)威教化對青少年的道德推脫均有著較穩(wěn)定的影響。另外，性別、年級、是否獨(dú)生子女、宗教信仰中民間信仰、學(xué)習(xí)成績、父親受教育年限等變量對青少年道德推脫的影響也比較穩(wěn)定。

四、結(jié)論與簡要討論

基于對全國10?。ㄖ陛犑校? 000多名初高中學(xué)生的問卷調(diào)查，本文考察了青少年的道德推脫水平及其形成機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明，青少年道德推脫的總體水平不算高，得分為1.38分，介于對道德推脫持“不同意”和“有點(diǎn)同意”之間，但其道德推脫中責(zé)任擴(kuò)散機(jī)制的水平則比較高，得分為1.85分，已接近對相關(guān)推脫指標(biāo)持“有點(diǎn)同意”的水平；這暗示，青少年更多地以模糊行為與后果間因果關(guān)系的方式來為自己的不道德行為免除自我譴責(zé)；進(jìn)一步分析后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)關(guān)系、等級式權(quán)威教化和理性選擇均對青少年的道德推脫有一定解釋力。

在上述研究發(fā)現(xiàn)中，有如下方面值得進(jìn)一步討論：

社會(huì)關(guān)系中的兩個(gè)變量對青少年道德推脫的影響貌似是相反的，但其實(shí)質(zhì)卻是一致的，即關(guān)系性嵌入（同伴關(guān)系和社會(huì)贊許性期望）能抑制青少年道德推脫的形成和發(fā)展。這一發(fā)現(xiàn)實(shí)證支持了涂爾干關(guān)于道德的經(jīng)典命題：道德根植于人的社會(huì)本性和社會(huì)聯(lián)系中，“一旦所有的社會(huì)聯(lián)系都消失時(shí)……那么政治、經(jīng)濟(jì)就與道德隔離了”［20］。

作為等級式權(quán)威教化的父母教養(yǎng)方式并不如我們所預(yù)期的那樣對青少年的道德觀念有規(guī)制作用。在父母教養(yǎng)方式中，三類父親教養(yǎng)方式和母親溫暖情感型教養(yǎng)方式對青少年的道德推脫都沒有顯著影響，而母親拒絕型和過度保護(hù)型教養(yǎng)方式對青少年道德推脫的影響則是正向的，即前者有助于后者的提升。在這里，拒絕型和過度保護(hù)型教養(yǎng)方式屬于比較典型的命令-服從型等級式權(quán)威教化，但它們并沒有使青少年完全接受為社會(huì)所廣泛認(rèn)同的道德觀念，而是導(dǎo)致了他們溫和或含蓄地逆反和拒斥這些主流道德觀念，為不道德行為尋求解脫。這不得不讓我們質(zhì)疑等級式權(quán)威在道德教化和型塑中的正向作用：等級式權(quán)威也許能獲得管制對象表面的順從，但不一定能贏得他們對規(guī)則的內(nèi)心認(rèn)可，甚至還可能適得其反。

遵循理性選擇邏輯，我們原本預(yù)期，抗風(fēng)險(xiǎn)能力能使青少年勇于擔(dān)當(dāng)責(zé)任、認(rèn)同主流道德觀念，但數(shù)據(jù)分析則發(fā)現(xiàn)，標(biāo)示抗風(fēng)險(xiǎn)能力的月零花錢數(shù)量促進(jìn)了青少年的道德推脫，即讓他們更傾向于推卸自己的道德責(zé)任。造成這一結(jié)果可能與如何理解“風(fēng)險(xiǎn)”這一概念有關(guān)。此處的風(fēng)險(xiǎn)，可以是行動(dòng)者為抑制自己可能給他人造成傷害的行為或欲望所需付出的成本，但也可以是行動(dòng)者抗拒或消解因推卸責(zé)任所帶來的社會(huì)壓力所需付出的成本。而本研究的實(shí)證發(fā)現(xiàn)則支持了第二種有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的解釋。這意味著，抗風(fēng)險(xiǎn)能力并不一定能促成青少年主流道德觀念的形成和發(fā)展，反而可能消解主流道德觀念對其所形成的約束。此處還需要注意的是，用月零花錢和家庭經(jīng)濟(jì)條件來測量青少年的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，尤其是用它們來考察青少年道德決策中的理性選擇機(jī)制，仍需進(jìn)一步研究。道德決策中的理性選擇機(jī)制也許并不能完全如本研究那樣簡化處理，而是一個(gè)需要介入測量新思路的復(fù)雜過程。

［1］Bandura，A.SocialFoundationsofThoughtandAction：ASocial Cognitive Theory［M］.Englewood Cliffs，NJ：Prentice-Hall，1986.

［2］Paciello，M.，F(xiàn)ida，R.，Tramontano，C.etal.StabilityandChangeof Moral Disengagement and Its Impact on Aggression and Violence in Late Adolescence［J］.Child Development，2008，79（5）：1288-1309.

［3］Bandura，A.Selective Activation and Disengagement of Moral Control［J］. Journal of Social Issues，1990，46（1）：27-46.

［4］Bandura，A.，Barbaranelli，C.，Caprara，G.V.et al.Mechanisms of Moral DisengagementintheExerciseofMoralAgency［J］.Journalof Personality and Social Psychology，1996，71（2）：364-174.

［5］Pelton，J.，Mary Gound，M.，F(xiàn)orehand，R.et al.The Moral Disengagement Scale：Extension With an American Minority Sample［J］.Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment，2004，26（1）：31-39.

［6］楊繼平，王興超.道德推脫對青少年攻擊行為的影響：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)［J］.心理學(xué)報(bào)，2012，44（8）：1075-1085.

［7］楊繼平，王興超.青少年道德推脫與攻擊行為：道德判斷調(diào)節(jié)作用的性別差異［J］.心理發(fā)展與教育，2013（4）：361-367.

［8］王興超，楊繼平.道德推脫與大學(xué)生親社會(huì)行為：道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)［J］.心理科學(xué)，2013，36（4）：904-905.

［9］Claybourn，M.RelationshipsBetweenMoralDisengagement，Work Characteristics and Workplace Harassment［J］.Journal of Business Ethics，2011，100：283-301.

［10］Bonner，J.M.，Greenbaum，R.L.，Mayer，D.M.MyBossisMorally Disengaged：The Role of Ethical Leadership in Explaining the Interactive Effect of Supervisor and Employee Moral Disengagement on Employee Behaviors［J］.Journal of Business Ethics，2014（9）：1-12.

［11］Moore，C.MoralDisengagementinProcessesofOrganizational Corruption［J］.Journal of Business Ethics，2008，80：129-139.

［12］Moore，C.，Detert，J.R.，Trevino，L.K.etal.WhyEmployeesDoBad Things：Moral Disengagement and Unethical Organizational Behavior［J］.Personnel Psychology，2012，65：1-48.

［13］McALister，A.L.，Bandura，A.，Owen，S.V.MechanismofMoral Disengagement in Support of Military Force：The impact of Sept.11［J］.Journal of Social and Clinical Psychology，2006，25（2）：141-165.

［14］Detert，J.R.，Trevi?o，L.K.，Sweitzer，V.L.MoralDisengagementin Ethical Decision Making：A Study of Antecedents and Outcomes. Journal of Applied Psychology，2008，93（2）：374-391.

［15］Osofsky，M.J.，Bandura，A.，Zimbardo，P.G.TheRoleofMoral Disengagement in the Execution Process.Law and Human Behavior，2005，29（4）：371-393.

［16］龍國蓮.道德行為形成機(jī)制的多維探討［J］.長沙民政職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2013，20（2）：54-57.

［17］勞拉·E.伯克.伯克畢生發(fā)展心理學(xué)：從0歲到青少年（第4版）.北京：中國人民出版社，2014：389.

［18］Cassidy，J.，Asher，S.R.LonelinessandPeerRelationsinYoung Children［J］.Child Development，1992，63：350-365.

［19］蔣獎(jiǎng)，魯崢嶸，蔣苾菁，等.簡式父母教養(yǎng)方式問卷中文版的初步修訂［J］.心理發(fā)展與教育，2010，35（1）：94-99.

［20］涂爾干.職業(yè)倫理與公民道德［M］.北京：商務(wù)印書館，2001：237.

An Empirical Research on Adolescent’s Moral Disengagement and Its Formation Mechanism: Based on the Survey of More Than 4000 Middle School Students in 10 Provinces in China

LONG Guo-lian1，YANG A-nuo2，LIU Dong-mei3，ZHUO Yun-hui4
（1.School of Culture Commincation，Changsha Social Work College，Changsha，Hunan 410004；2.Faculty of Law and Public Administration，Huaihua University，Huaihua，Hunan 418008；3.The Hgih School Attached to Hunan Normal University，Changsha，Hunan 410081；4.The Fourth Middle School in Sangzhi County，Zhangjiajie，Hunan 427100）

This study investigates the moral disengagement of adolescent and its formation mechanism based on questionnaire survey of more than 4000 middle school students in 10 provinces in China.The empirical results shows that the overall level of adolescent's moral disengagement is not high，the score of which is 1.38，and the attitude of adolescent to moral disengagement is between“disagree”and“somewhat agree”.But the level of responsibility diffusion mechanism is relatively high，the score of which is 1.85，and it is close to the“somewhat agree”level on related disengagement indicators.It indicates that adolescent is more inclined to exempt themselves from self-reproach for immoral behaviors by obscures causality between behavior and consequence. Further analysis finds that both of social relations，hierarchical authoritative education and rational choice have explanatory power in moral disengagement of adolescent.

moral disengagement； social relations； hierarchical authoritative education； rational choice；adolescent

B824.5

A

1671-9743（2016）09-0079-07

2016-09-09

2011年度教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“青少年的道德狀況及其形成與發(fā)展機(jī)制的實(shí)證研究——一項(xiàng)基于跨學(xué)科的分析”（11YJC840031）。

龍國蓮，1975年生，女，湖南耒陽人，副教授，博士，研究方向：應(yīng)用語言學(xué)、道德與社會(huì)；楊阿諾，1990年生，女，湖南懷化人，助教，研究方向：醫(yī)患信任問題、道德社會(huì)學(xué)；劉東紅，1977年生，女，湖南邵東人，中教一級，研究方向：中學(xué)教育；卓云輝，1970年生，男，湖南桑植人，中教高級，研究方向：中學(xué)教育與管理。