高 峰 陶建剛 胡冰煜 白學(xué)軍

(1.燕山大學(xué)馬克思主義學(xué)院，秦皇島066000；2.燕山大學(xué)心理健康教育服務(wù)中心，秦皇島 066000；3.天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津300387；4.共青團燕山大學(xué)委員會，秦皇島066000)

1 引 言

志愿投入(volunteer engagement)作為工作投入(work engagement)在志愿服務(wù)領(lǐng)域的具體應(yīng)用，表現(xiàn)為個體在志愿服務(wù)過程中所體驗到的積極正向的情感，以及高喚醒、高熱情和高度專注的工作狀態(tài)，主要包括活力、奉獻和專注三方面(Bakker，Schaufeli，Leiter，Taris，2008)。高志愿投入的志愿者對志愿服務(wù)工作更滿意，退出志愿組織的概率相對較小(Vecina & Barrón，2011)。隨著我國志愿服務(wù)工作的規(guī)范化和長效化，志愿服務(wù)在促進大學(xué)生深入了解國情社情，增進團結(jié)協(xié)作的意識，樹立崇高理想信念等方面發(fā)揮著越來越重要的作用，是高校實踐育人的重要方式(張紅霞，2019)。但近些年志愿者流失量大，志愿服務(wù)持續(xù)性不高的現(xiàn)象越來越凸顯(鄭爽，張驪凡，曹仕濤，姚梅林，2020)。因此，探討志愿投入的影響機制，根據(jù)志愿者不同心理狀態(tài)及其發(fā)展過程，有計劃地施行志愿服務(wù)組織策略，有利于進一步擴充、穩(wěn)定志愿者隊伍，確保志愿服務(wù)在良性循環(huán)下發(fā)展壯大。

家庭作為個體的基本生活單元，對個人的人生觀、價值觀的形成及發(fā)展具有導(dǎo)向性、滲透性及長期性的影響(王澤琳，2018)。研究表明青少年感知的父母教養(yǎng)投入與親社會行為顯著正相關(guān)(侯芬，伍新春，鄒盛奇，劉暢，黃彬彬，2018)，父母消極教養(yǎng)方式對親社會行為具有負向預(yù)測作用(程琪，趙歡歡，郭德軒，許燕，克燕南，張和云，2016)。如果兒童遭受虐待，會讓其在與人交往時缺乏安全感和信任感，容易對他人產(chǎn)生敵意，較少地表現(xiàn)出助人意愿，直至成年(周永紅，2016)。Eisenberg(2006)的親社會行為理論認為在親社會行為的初始階段——對他人需要的注意的產(chǎn)生取決于個體因素和個體對特定情境的解釋，如果父母更多采用消極的教養(yǎng)方式會使得個體形成對他人的消極情感，懷疑他人等，這些個體特征會阻礙對他人需要的注意。綜上推測，心理虐待與忽視很可能造成個體的志愿投入水平降低。

以往研究將公正世界信念和道德認同分別作為個體基本需求和自我同一性的重要組成部分(周春燕，郭永玉，2013)，一方面?zhèn)€體的公正世界信念和道德認同分別與父母教養(yǎng)方式等家庭因素關(guān)系密切(陳亮，王彥東，李焰，2020；何波，2018)，另一方面，個體的公正世界信念和道德認同能分別預(yù)測利他行為和志愿服務(wù)(李雙雙，張永春，李雪平，2017；趙琛徽，2020)。為此，本研究將綜合以上變量，深入探討心理虐待與忽視影響個體志愿投入的內(nèi)在過程機制。

心理學(xué)家Lerner認為公正世界信念(Belief in a Just World,BJW)是個體為了適應(yīng)社會環(huán)境而發(fā)展出的一種基本需要(Lerner，1966)。研究發(fā)現(xiàn)，個體越相信身處的世界是公平的，越容易在與人交往過程中表現(xiàn)出親社會行為(Bègue，Charmoillaux，Cochet，Cury，De Suremain，2008)。在公正世界信念的諸多影響因素中，家庭因素與公正世界信念關(guān)系密切。如果父母更多采用情感溫暖、與子女良性互動較多的教養(yǎng)方式，青少年會具有較高的公正世界信念水平(張羽，李瑋瑋，羅玉晗，華銷嫣，王耘，2017)。相反，如果父母采用過度干涉、虐待和忽視的教養(yǎng)方式，青少年的公正世界信念水平則相對較低(陳亮等，2020)。公正世界信念較高的個體因為通過對他人的幫助，重建和鞏固了自身的公平，所以更容易實施利他行為(李雙雙等，2017)。因此，本研究提出假設(shè)1：公正世界信念在心理虐待與忽視對志愿投入的影響中起中介作用。

道德認同(moral identity)是個體以道德品質(zhì)為基礎(chǔ)建立起來的自我概念。根據(jù)社會認知理論觀點，道德認同在道德認知與個體行為的過程中起著重要的調(diào)節(jié)作用，道德認同有助于促進個體道德行為，抑制個體的不道德行為(Aquino et al.，2009)。研究發(fā)現(xiàn)，道德認同在學(xué)校道德氛圍和親社會行為間起中介作用(杜秀蓮，高靜，2019)，也能夠正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)利他行為(趙倩，2018)和志愿服務(wù)經(jīng)歷(趙琛徽，2020)。除此之外，道德認同也受到家庭因素的影響。Kochanska等人提出道德發(fā)展模型，認為道德認同最早源于兒童與養(yǎng)育者之間的聯(lián)結(jié)；Clark也發(fā)現(xiàn)，親子間的積極聯(lián)結(jié)感對兒童“親社會-共情”取向的形成至關(guān)重要(Lapsley & Stey，2008)。國內(nèi)學(xué)者萬增奎(2007)也得到同樣結(jié)論，他認為個體道德認同的形成與發(fā)展受到內(nèi)部環(huán)境與外部環(huán)境的共同影響，其中外部環(huán)境中家庭因素的作用不容忽視。因此，本研究提出假設(shè)2：道德認同在心理虐待與忽視對志愿投入的影響中起中介作用。

科爾伯格認為“每一個道德階段的核心就是一個潛在的公正概念，每一個較高的階段就是更好的解決公正問題”，他主張道德判斷最基本的或核心的結(jié)構(gòu)是公正原則(Kohlberg，2008)。公正原則的形成，主要通過嬰幼兒階段的“個人契約”而發(fā)展起來的，即兒童在心理發(fā)展過程中，逐漸學(xué)會了為獲得一個長遠的、更有價值的目標，暫時延緩或抑制當前需要的滿足。他們需要相信他們所在的世界是一個公正的世界(周春燕，郭永玉，2013)。因此，不難看出個體對道德現(xiàn)象是按照一定的結(jié)構(gòu)圖式認識的，隨著年齡的增長，道德認同和道德判斷是圍繞“公正”觀展開的。認知發(fā)展理論甚至斷言，歸根到底，公正才是個體組織其道德思維的框架(Reams，2017)。雖然鮮有研究直接驗證公正世界信念與道德認同的關(guān)系。但在哈特的道德認同模型中，責(zé)任感、移情、感恩等人格特征對于道德認同的形成具有重要的預(yù)測作用(Hart，2005)。而已有研究表明，公正世界信念能夠顯著預(yù)測責(zé)任心(易梅，田園，明樺，黃四林，辛自強，2019；趙改等，2018)、特質(zhì)移情(李雙雙等，2017)以及感恩(宋友志，田媛，周宗奎，連帥磊，牛更楓，2018)。綜上所述，心理虐待與忽視可以預(yù)測個體的公正世界信念，公正世界信念又對道德認同產(chǎn)生影響，道德認同又可能影響志愿投入的形成，因此，本研究提出假設(shè) 3：心理虐待與忽視可能通過公正世界信念與道德認同的鏈式中介作用影響志愿投入。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣，選取河北、天津四所本科高校中正在或曾經(jīng)開展過志愿服務(wù)且注冊“志愿匯”的850名大學(xué)生為研究對象。剔除作答時間過短或作答不完整的問卷，共回收有效問卷808份，有效回收率為95.06%。其中男性362人，女性446人；生源地為城鎮(zhèn)419人，農(nóng)村389人；平均年齡18.65歲。

2.2 研究工具

2.2.1 心理虐待與忽視量表

量表由鄧云龍、潘辰、唐秋萍、袁秀洪和肖長根(2007)編制，包括心理虐待和忽視兩個分量表，分別包含14個項目和17個項目，共31個項目。該量表采用5級計分法，分量表和總量表得分為各自所包含項目得分之和，得分越高，個體感受到心理虐待和忽視水平越高。本研究中，兩個分量表的Cronbach’s系數(shù)分別為0.85、0.86，總量表的Cronbach’s系數(shù)為0.91。

2.2.2 公正世界信念量表

量表由Dalbert編制，蘇志強、張大均和王鑫強(2012)進行中文版翻譯和修訂，包含一般公正世界信念和個人公正世界信念兩個維度，共13個項目，該變量采用6級評分法，各維度和總量表得分為各自所包含項目得分之和，得分越高，表示個體的公正世界信念水平越高。本研究中，兩個分量表的Cronbach’s系數(shù)分別為0.89、0.92，總量表的Cronbach’s系數(shù)為0.94。

2.2.3 道德認同問卷

問卷由Aquino和Reed(2002)編制，包括內(nèi)隱道德認同和外顯道德認同兩個維度，各包含5個項目，共10個項目。該問卷采用5級評分法，各維度和總問卷得分為各自所包含項目得分之和，得分越高，表示個體的道德認同水平越高。針對中國大學(xué)生樣本的研究顯示，該問卷信效度良好。本研究中兩個維度的Cronbach’s系數(shù)分別為0.79、0.71，總問卷的Cronbach’s系數(shù)為0.80。

2.2.4 志愿投入問卷

問卷由李若璇、曹仕濤、朱文龍和姚梅林(2018)編制，包含活力、風(fēng)險和專注三個維度，每個維度4個項目，共12個項目。該問卷采用5級評分法，各維度和總問卷得分為各自所包含項目得分之和，得分越高，表示個體的志愿投入水平越高。本研究中各維度的Cronbach’s系數(shù)分別為0.90、0.75、0.77，總問卷的Cronbach’s系數(shù)為0.89。

2.3 數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

采用SPSS22.0和Mplus7.4進行數(shù)據(jù)處理。本研究中用到的所有變量數(shù)據(jù)進行標準化處理；采用Harman單因素檢驗法檢驗是否存在共同方法偏差(周浩，龍立榮，2004)；采用積差相關(guān)探討各主要變量之間的關(guān)系；采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進行中介效應(yīng)的檢驗。

3 結(jié) 果

3.1 共同方法偏差

采用Harman單因素檢驗法檢驗共同方法偏差，將本研究涉及變量的全部條目進行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，有12個特征值大于1的公因子從因子分析中析出，最大公因子的解釋率為23.45%，小于40%的臨界值(周浩，龍立榮，2004)，由此可推斷，本研究中變量間的關(guān)系受到共同方法偏差的影響較小。

3.2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

心理虐待與忽視變量的得分范圍為31～89分，平均分為51.19分，標準差為13.85分，峰度值為2.45，偏度值為0.48。大學(xué)生志愿者的心理虐待與忽視量表得分顯著低于理論均值(=9888，<0.001)。

由表1可知，心理虐待與忽視和公正世界信念、道德認同、志愿投入均呈顯著負相關(guān)。公正世界信念、道德認同和志愿投入彼此之間均呈顯著正相關(guān)。

表1 各變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)(n=808)

3.3 公正世界信念和道德認同的鏈式中介效應(yīng)分析

為了更好地確定公正世界信念和道德認同在鏈式中介內(nèi)的順序位置，構(gòu)建模型A和模型B進行比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型A的擬合指標(=4980，=0.87)明顯好于模型B(=9961，=0.74)。因此選擇在模型A的基礎(chǔ)上添加路徑，進行進一步的鏈式中介效應(yīng)分析。

模型A

模型B

使用有偏差校正的Bootstrap方法對公正世界信念和道德認同的鏈式中介效應(yīng)進行檢驗。以學(xué)校、年齡、性別和生源地為控制變量，心理虐待與忽視為自變量，志愿投入為因變量，公正世界信念和道德認同為中介變量，有放回的重復(fù)抽樣5000次，得到95%的中介效應(yīng)置信區(qū)間，如果上述95%的置信區(qū)間不包含0，則說明中介效應(yīng)是顯著的。

結(jié)果如圖1所示：心理虐待與忽視負向有效預(yù)測公正世界信念，決定系數(shù)的值為011；公正世界信念正向有效預(yù)測道德認同，心理虐待與忽視負向有效預(yù)測道德認同，決定系數(shù)的值為026；心理虐待與忽視負向有效預(yù)測志愿投入，公正世界信念和道德認同正向有效預(yù)測志愿投入，決定系數(shù)的值為0.43。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表2所示，心理虐待與忽視對志愿投入預(yù)測的直接效應(yīng)顯著；公正世界信念、道德認同的單獨中介效應(yīng)也均顯著；公正世界信念和道德認同的鏈式中介效應(yīng)也顯著?？傞g接效應(yīng)占總效應(yīng)比例為66.25%。

圖1 公正世界信念、道德認同在心理虐待與忽視與志愿投入之間的鏈式中介效應(yīng)模型

表2 偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4 討 論

4.1 心理虐待與忽視與志愿投入的關(guān)系

本研究結(jié)果顯示心理虐待與忽視可直接負向預(yù)測志愿投入。這或許是因為遭受心理虐待和忽視的兒童，往往缺乏安全感和信任感，人際認知加工容易出現(xiàn)偏差，且這種影響一直持續(xù)到成年(周永紅，2016)。受虐兒童在反復(fù)強化中將形成一種消極、非適應(yīng)性的壓力應(yīng)對方式，極其不利于兒童良性人際交往模式塑造(陳亮等，2020)，他們會習(xí)慣性采用暴力去解決問題，更容易成為暴力的實施者，而非利他的助人者。研究表明，個體的利他行為與其養(yǎng)育者在成長過程中投入的情感溫暖和關(guān)懷呈顯著正相關(guān)(程琪等，2016)。研究結(jié)果也在客觀上支持了依戀理論，即個體與父母等家庭成員建立的依戀方式會影響其日后的人際溝通與互動，一旦形成不安全依戀，個體將表現(xiàn)出諸多人際不良的問題(Bowlby，2010)。

4.2 公正世界信念在心理虐待與忽視和志愿投入之間的中介效應(yīng)

本研究證實了研究假設(shè)1，公正世界信念在心理虐待與忽視和志愿投入之間起顯著部分中介作用。公正世界信念作為一種穩(wěn)定的個人特質(zhì)，其形成過程將很大程度受到青少年時期家庭生活環(huán)境的影響，如果普遍遭受忽視、暴力對待，將不利于兒童對世界和自我進行客觀認知，從而刺激兒童產(chǎn)生孤僻、敏感、多疑、易怒的特質(zhì)，阻礙公正世界信念的發(fā)展。已有研究表明，父母情感溫暖得分越高的青少年，其認為自己所處的生活環(huán)境就越公正，公正世界信念水平越高(趙改等，2018)。公正世界信念賦予個體一種自信，使其相信自己會得到他人的公平對待，不會成為不可預(yù)見的災(zāi)難的受害者。同時，這種信念還可導(dǎo)致另一結(jié)果：人們也愿意與他人分享這種公正信念，而幫助他人就是最直接的體現(xiàn)。據(jù)社會交換理論，個體要獲得相應(yīng)的收益才會付出相應(yīng)的行為(鄒艷春，印田彬，2017)，在沒有明確的“受助者回報”模式指向下，公正世界信念更堅定的個體趨向于以遠景形式獲得回報。因此，在脫離了短期付出與當下回報的限制之后，公正世界信念高的個體做出利他行為的可能更高(張倩倩，2018)。

4.3 道德認同在心理虐待與忽視和志愿投入之間的中介效應(yīng)

本研究證實了研究假設(shè)2，道德認同在心理虐待與忽視和志愿投入之間起顯著部分中介作用。父母采用不恰當?shù)慕甜B(yǎng)方式(包括冷漠拒絕、過度控制、剝奪子女權(quán)力等)會阻礙子女對道德規(guī)范的認同與內(nèi)化，也壓抑了子女的道德良知的發(fā)展；家長對子女表示失望、孤立或者忽視，會讓子女產(chǎn)生過重的內(nèi)疚感，體現(xiàn)在道德規(guī)范的遵守上消極、被動和抵觸，若家長對子女采取情感溫暖、支持等積極的家庭教養(yǎng)方式，則會促進子女的價值觀念與道德認知的產(chǎn)生。眾所周知，家庭教育是道德教育的起點，家庭成員之間的良好關(guān)系和有效溝通，有利于培養(yǎng)孩子的責(zé)任意識和良好的道德認知傾向，反之，則容易產(chǎn)生道德推脫(孫穎，陳麗蓉，2017)。道德認同高的個體，志愿投入水平也高，這是因為道德認同是道德標準在個體內(nèi)心的映射，具有高程度道德認同水平的志愿者更容易受到其內(nèi)心道德標準的約束，有助于實現(xiàn)自我理想道德塑造，從而產(chǎn)生更多的志愿投入(趙倩，2018)。根據(jù)社會認知理論，道德認同是將道德認知轉(zhuǎn)化為具體道德行為的核心心理機制，每個人都會在心理層面建立群體邊界，并在道德上對同一群體的人表現(xiàn)出更高的關(guān)注、對外群體的人關(guān)注度較少(Winterich，Mittal，Ross，2009)。而高道德認同者往往會擴大自己的道德關(guān)注范圍，對更多外群體表現(xiàn)出利他行為(Reed & Aquino，2003)。

4.4 公正世界信念與道德認同在心理虐待與忽視和志愿投入之間的鏈式中介效應(yīng)

與此同時，本研究也證實了假設(shè)3，即公正世界信念與道德認同在心理虐待與忽視和志愿投入之間的鏈式中介效應(yīng)。依據(jù)Blais、Young和Lapp(2000)的道德動機理論，個體均具有維持道德行為與道德自我信念一致的需求，此需求推動個體將自身的道德準則、道德理想和道德行為保持一致，即具有較高的道德認同水平。公正世界信念作為道德自我信念的重要組成部分，能夠積極促進道德認同的形成?！靶睦砼按c忽視”作為家庭早期教養(yǎng)因素，是通過個體的基本需求(公正世界信念)、價值感(道德認同)等穩(wěn)定心理特質(zhì)，繼而對個體的志愿投入產(chǎn)生影響。關(guān)于人們?yōu)槭裁搓P(guān)注公正問題，道德視角認為，個體關(guān)心公正是因為其對人的尊嚴和價值懷有基本的尊敬。即公正世界信念水平越高的個體，越能夠?qū)θ说淖饑篮蛢r值有基本的道德認同(Cropanzano，Bowen，Gilliland，2007)。值得一提的是，公正世界信念與我國傳統(tǒng)文化中的“善惡有報”有相似之處，兩者都對個體形成向善、助人的道德認同和道德信念有積極地促進作用，具有重要現(xiàn)實意義。

4.5 研究啟示與不足

本研究探索了心理虐待與忽視對志愿投入的消極影響，揭示了公正世界信念與道德認同的中介作用機制，對志愿投入的干預(yù)具有一定的啟示。首先，家庭作為個體社會化最初的場所，父母的言行和態(tài)度會直接影響個體的行為模式，這就需要父母避免采用虐待與忽視的教養(yǎng)方式，更多采取情感溫暖、支持等積極教養(yǎng)方式，幫助子女更好的解決問題，讓子女感受到溫暖和愛，進而產(chǎn)生將溫暖和愛傳遞給他人的意愿，提升其志愿投入水平；其次，除家庭外，也可對學(xué)校教育、社會文化等方面進行關(guān)注和引導(dǎo)，以便對個體的公正世界信念和道德認同產(chǎn)生潛移默化積極影響(杜秀蓮等，2019；趙改等，2018)。公正作為社會主義核心價值觀的重要內(nèi)容，應(yīng)通過多種形式開展教育引導(dǎo)，促進個體產(chǎn)生較高的道德認同，進而產(chǎn)生更多助人意愿。本研究也存在一些有待改進之處。首先，研究采取橫斷設(shè)計，各變量之間的因果關(guān)系還需采用縱向追蹤和實驗設(shè)計進一步研究。其次，由于疫情影響，本研究取樣方法為方便取樣且局限于津、冀兩地，結(jié)論的推廣有一定的限制性，未來仍可采用更科學(xué)的手段在此基礎(chǔ)上開展更廣泛的驗證性研究，為后續(xù)的元分析提供文獻支持。同時，鑒于被試全部是正在或曾經(jīng)開展過志愿服務(wù)的大學(xué)生，他們的志愿投入水平相對較高，未參加過志愿服務(wù)大學(xué)生的情況如何也需要后續(xù)加以探討。

5 結(jié) 論

(1)心理虐待與忽視與志愿投入呈顯著負相關(guān)。

(2)心理虐待與忽視可以直接影響志愿投入，也可以通過三種間接效應(yīng)影響志愿投入，即公正世界信念的中介作用、道德認同的中介作用以及公正世界信念與道德認同的鏈式中介作用。