占友龍 江雪芬 劉長林 劉 旭 譚千保

(1 湖南科技大學(xué)教育學(xué)院，湘潭 411201) (2 中國人民大學(xué)心理學(xué)系，北京 100872)

1 引言

親社會行為意愿是人們在社會交往中表現(xiàn)出的幫助、合作，甚至為他人利益而做出自我犧牲的、有助于社會和諧的趨向，容易受到責(zé)任感或自我擔(dān)當(dāng)?shù)挠绊?洪貝琪,2019; 寇彧,唐玲玲,2004)。肩負(fù)起道德傳承是新時代大學(xué)生的重要責(zé)任。而自我擔(dān)當(dāng)意識的激發(fā)能否切實提升大學(xué)生的道德品質(zhì)還需進(jìn)一步的理論支撐。因此，基于Zhan 等人(2018)對道德決策的考察，本研究將親社會行為意愿操作化為個體在道德困境中根據(jù)社會規(guī)范做出助人選擇的行為傾向，以探究大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)對道德困境下親社會行為意愿的影響機(jī)制，以期為提升其道德水平提供理論依據(jù)和針對性教育對策。

對自身言行負(fù)責(zé)、“敢做敢當(dāng)”的品質(zhì)被稱為“自我擔(dān)當(dāng)”。自我擔(dān)當(dāng)(self-accountability)是個體為達(dá)到內(nèi)在自我標(biāo)準(zhǔn)的意愿(Peloza et al.,2013)。自我標(biāo)準(zhǔn)包含規(guī)范自我標(biāo)準(zhǔn)和個人自我標(biāo)準(zhǔn)，前者是公認(rèn)的社會準(zhǔn)則，后者是實際的自我認(rèn)識。人們會將社會文化弘揚的道德觀內(nèi)化為自我道德評價體系(Stone ＆ Cooper,2001)，因此道德自我擔(dān)當(dāng)是個體履行利他、助人等社會責(zé)任的欲望和動機(jī)。然而，自我標(biāo)準(zhǔn)本身不會指導(dǎo)社會行為，認(rèn)知沖突才是行動的主要推動者(吳波,2014)。因此，本研究將個體對過去的不道德行為線索進(jìn)行情境啟動后，由此激活的踐行道德自我標(biāo)準(zhǔn)的動機(jī)水平作為其狀態(tài)性自我擔(dān)當(dāng)?shù)暮饬繕?biāo)準(zhǔn)。根據(jù)自我一致性理論(Thibodeau ＆ Aronson,1992)和自我差異理論(Higgins,1987)，當(dāng)意識到實際行為與道德評價體系相悖時，個人道德標(biāo)準(zhǔn)會變得突出，人們會更加規(guī)范自身言行并調(diào)整到與自我標(biāo)準(zhǔn)相一致的水平，對親社會行為意愿具有廣泛影響。有研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生在環(huán)保問題上的自我擔(dān)當(dāng)越強(qiáng)烈，就越會做出親環(huán)境的綠色消費行為(吳波 等,2015)。Pitesa 和Thau(2013)發(fā)現(xiàn)，自我擔(dān)當(dāng)能有效抑制高權(quán)利者在道德決策中做出利己選擇。當(dāng)企業(yè)員工感知到領(lǐng)導(dǎo)的自我擔(dān)當(dāng)水平越高，則判斷該領(lǐng)導(dǎo)在道德決策中做出的利他決斷也更多(Stanculescu,2012)。因此推測，大學(xué)生的自我擔(dān)當(dāng)激活水平越高，其親社會行為意愿就越強(qiáng)。本研究提出假設(shè)H1：大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)對親社會行為意愿具有正向預(yù)測作用。

親社會行為意愿還受制于個體對自身能力的評估，如自我效能感(self-efficacy)。自我效能感是對自己可以執(zhí)行某項行動的綜合評價的確信程度(Ersan et al.,2017)。責(zé)任感水平影響這種自我能力評估。例如，維護(hù)社會規(guī)范(Cho,2006; Walker et al.,2011)和堅持目標(biāo)追求(余祖?zhèn)?等,2015; Phua,2013)的大學(xué)生不僅具有較高的責(zé)任擔(dān)當(dāng)感，往往還會表現(xiàn)出更高水平的自我效能感。同時，自我效能感還對親社會行為具有正向預(yù)測作用(鄧林園等,2018; 宮羽 等,2021; Argandar et al.,2019; Yao ＆Enright,2020)。有研究發(fā)現(xiàn)，以關(guān)愛他人為導(dǎo)向的自我效能感是個體社會友好行為的動機(jī)因素(Li et al.,2022)，表明自我效能感水平越高，親社會行為意愿越強(qiáng)。按照規(guī)范激活理論(norm activation model,NAM)，個人規(guī)范是內(nèi)化的社會準(zhǔn)則，通過突出個人規(guī)范以及評估自己是否有能力實施助人行為，可預(yù)測親社會行為意愿(Schwartz,1977)。有研究證實，人們目睹道德違規(guī)行為后激活的道德認(rèn)同感會通過道德自我效能感的中介正向預(yù)測道德意圖(Rullo et al.,2022)。國內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)，自我效能感在規(guī)范激活與大學(xué)生親社會行為間起部分中介作用(洪貝琪,2019)。因此本研究推斷，大學(xué)生遵循道德規(guī)范的自我擔(dān)當(dāng)水平越高，就越會通過自我效能感的提升促進(jìn)其在道德困境中更多的助人選擇。本研究提出假設(shè)H2：自我效能感在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)與親社會行為意愿間起部分中介作用。

預(yù)期自豪作為一種認(rèn)知性情緒體驗，是考慮行為符合自我或社會標(biāo)準(zhǔn)時產(chǎn)生的愉悅感受和肯定性評價，本身具有提高利他偏好的功能(任俊,高肖肖,2011)。根據(jù)積極情緒的擴(kuò)展-建構(gòu)理論(the broaden-and-build theory)，積極情緒的正性反饋會擴(kuò)展個體的行為與認(rèn)知，幫助其尋找更多社會資源來維持這種情緒體驗，如廣泛的親社會行為(Mills et al.,2015)。因此，當(dāng)個體預(yù)估行為滿足自我道德標(biāo)準(zhǔn)時，其體驗到的預(yù)期自豪將激勵個體做出更多的利他行為(Tangney et al.,2007; Tracy ＆Robins,2004)，如更主動地參與公益活動(Boezeman ＆Ellemers,2008)。有研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)者在團(tuán)隊中獲得的自豪感能顯著正向預(yù)測其行為的公正性和利他程度(Michie,2009)。那么，大學(xué)生履行自我道德標(biāo)準(zhǔn)的強(qiáng)烈動機(jī)同樣會誘發(fā)其對行為結(jié)果的預(yù)期自豪感，并對后續(xù)親社會行為意愿產(chǎn)生積極影響。因此，本研究提出假設(shè)H3：預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)與親社會行為意愿之間起部分中介作用。

自我效能感和預(yù)期自豪間也存在密切聯(lián)系。根據(jù)情緒認(rèn)知模型(Lazarus,1991)，不同的預(yù)期情緒是個體借助經(jīng)驗，對外界信息做精細(xì)加工后形成對未來事件結(jié)果的預(yù)估而誘發(fā)的(Bee ＆ Madrigal,2013)。有研究指出，自我效能感作為一種主觀評價因素，不僅有助于基本情緒調(diào)節(jié)(陳芳蓉,侯東亮,2012)，還與積極的預(yù)估性情緒有關(guān)(宮羽 等,2021; Bandura,1995)。與低水平自我效能感個體相比，高自我效能感者對不確定的未來事件發(fā)展抱有更加樂觀的態(tài)度，并產(chǎn)生包括自豪在內(nèi)的積極情緒預(yù)期，以執(zhí)行社會適應(yīng)性反應(yīng)(梁麗梅,2019)。同時結(jié)合道德雙加工理論(dual-process theory)(Greene et al.,2001) 和認(rèn)知-行為理論(cognitivebehavior theory)，個體的道德決策受認(rèn)知推理和情緒反應(yīng)的共同作用；面對道德困境，對環(huán)境的評估可相繼引發(fā)對決策結(jié)果的預(yù)期情緒和實際行為，以此構(gòu)成認(rèn)知-情緒-行為的整合模型。一項針對幼兒自主發(fā)展的研究發(fā)現(xiàn)，幼兒自我提升的目標(biāo)取向可通過自我效能感正向預(yù)測其情緒調(diào)節(jié)能力(黃薇,陽澤,2015)。該研究結(jié)果說明由目標(biāo)導(dǎo)向提升的自我效能感將引發(fā)個體產(chǎn)生積極的預(yù)期情緒，并促進(jìn)適應(yīng)性行為的發(fā)生。由此本研究推測，大學(xué)生的自我擔(dān)當(dāng)水平越高，其從事道德行為的自我效能感越高，也會體驗到更高的預(yù)期自豪，進(jìn)而產(chǎn)生更強(qiáng)的道德行為意愿。本研究提出假設(shè)H4：自我效能感和預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)和親社會行為意愿之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

總之，以往研究多考察自我擔(dān)當(dāng)對親環(huán)保行為的促進(jìn)作用，而在加強(qiáng)德育建設(shè)和培養(yǎng)大學(xué)生“敢于擔(dān)當(dāng)”精神的社會背景下，自我擔(dān)當(dāng)是否同樣對大學(xué)生的道德行為具有積極影響還有待證實。因此，本研究在認(rèn)知-情緒-行為的整合視角下，探究大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)水平與其親社會行為意愿的關(guān)系，以及自我效能感和預(yù)期自豪在兩者間的中介作用。研究結(jié)果將為通過責(zé)任感激發(fā)和道德情緒培養(yǎng)來提升大學(xué)生道德水平提供理論依據(jù)和干預(yù)對策。假設(shè)模型如圖1 所示。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

從湖南省長沙市、湘潭市、株洲市的4 所大學(xué)中方便取樣15 個班級進(jìn)行問卷施測。發(fā)放問卷共940 份，剔除答案不完整、不規(guī)范或字?jǐn)?shù)不達(dá)要求、規(guī)律性作答、作答時間過短等無效問卷后，回收有效問卷836 份，問卷有效率為88.94%。被試平均年齡為19.43±1.30 歲，其中，男生382 名(45.69%)，女生454 名(54.31%)。

2.2 研究工具

2.2.1 自我擔(dān)當(dāng)問卷

首先被試需回憶一次不道德行為經(jīng)歷，寫下詳細(xì)經(jīng)過和感受來突出其本應(yīng)踐行的道德規(guī)范，進(jìn)而啟動追求道德標(biāo)準(zhǔn)的動機(jī)。隨后采用改編的自我擔(dān)當(dāng)問卷測量其此時自我擔(dān)當(dāng)?shù)募せ钏?Dhiman et al.,2018; Peloza et al.,2013; Rowe et al.,2017)，共包括3 個題項(如“我有強(qiáng)烈的動力去達(dá)到自我標(biāo)準(zhǔn)”)，使用7 點計分，從“一點也不大”到“非常大”，得分越高，表示自我擔(dān)當(dāng)激活水平越高。該測量方式已被廣泛運用于自我擔(dān)當(dāng)調(diào)查研究中，問卷的信度為0.88(吳波 等,2015)。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

2.2.2 一般自我效能感量表

該量表用于測量自我效能感水平(Zhang ＆Schwarzer,1995)，中文版由王才康等人(2001)修訂，適用于大學(xué)生群體且信效度良好，共包含10 個題項(如“如果我盡力去做，我總是能夠解決問題”)，使用4 點計分，從“完全不正確”到“完全正確”，得分越高表示大學(xué)生的自我效能感水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90。

2.2.3 預(yù)期自豪情緒主觀評定量表

為使原量表符合本研究內(nèi)容，改編預(yù)期內(nèi)疚和自豪情緒主觀評定量表中的預(yù)期自豪分量表(α =0.93)，測量被試的預(yù)期自豪情緒(李曉剛,2020;Peloza et al.,2013; Rowe et al.,2017)。該問卷共有6 個題項(如“如果你選擇幫助情境中的主人公，你會感到有多高興”)，采用7 點計分，從“完全沒有”到“非常強(qiáng)烈”，得分越高表示大學(xué)生的預(yù)期自豪情緒越強(qiáng)烈。本研究中預(yù)期自豪分量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.95。

2.2.4 道德兩難困境任務(wù)

該任務(wù)包含30 個兩難助人困境，被試需完成幫助或不幫助的道德決策以反映其親社會行為意愿(Sarlo et al.,2012; Zhan et al.,2018)。每一個困境均描述了有付出的幫助情境(即“你是否愿意放棄你正在進(jìn)行的一項重要工作而選擇去幫助故事中的主人公”)。采用2 點計分，0=“不幫助”，1=“幫助”，得分越高表示大學(xué)生的助人意愿越強(qiáng)烈。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

2.3 數(shù)據(jù)處理

以班級為單位集體施測。使用SPSS24.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行清理、預(yù)處理以及描述性統(tǒng)計分析，運用PROCESS 程序的模型6 檢驗鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(溫忠麟,葉寶娟,2014)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究數(shù)據(jù)源自大學(xué)生自我報告，可能產(chǎn)生共同方法偏差，因此采用Harman 單因素法進(jìn)行檢驗。探索性因素分析結(jié)果表明：特征根超過1 的因子共10 個。首個因子的解釋變異為16.87%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于臨界值40%。因此本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.2 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析見表1。結(jié)果顯示，自我擔(dān)當(dāng)、自我效能感、預(yù)期自豪和親社會行為意愿兩兩呈顯著正相關(guān)。此外，性別與自我效能感和親社會行為意愿呈顯著負(fù)相關(guān)，被試年齡與親社會行為意愿之間也存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，大學(xué)生的性別和年齡將作為控制變量納入后續(xù)的中介檢驗。

表1 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)矩陣(n=836)

3.3 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗

相關(guān)分析結(jié)果符合進(jìn)一步對大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)與親社會行為意愿關(guān)系做中介效應(yīng)檢驗的統(tǒng)計學(xué)要求。于是使用PROCESS 程序中的模型6 執(zhí)行Bootstrap 的中介效應(yīng)檢驗。在控制大學(xué)生性別和年齡的情況下，以自我擔(dān)當(dāng)為自變量，親社會行為意愿為因變量，自我效能感和預(yù)期自豪為中介變量建立鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>

回歸分析結(jié)果如表2 所示，大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)顯著正向預(yù)測親社會行為意愿(β=0.21,p＜0.001)，且自我擔(dān)當(dāng)分別對自我效能感(β=0.31,p＜0.001)和預(yù)期自豪(β=0.22,p＜0.001) 具有顯著正向預(yù)測作用；自我效能感顯著正向預(yù)測預(yù)期自豪(β=0.19,p＜0.001)；當(dāng)把自我擔(dān)當(dāng)、自我效能感和預(yù)期自豪同時納入回歸方程時，自我擔(dān)當(dāng)(β=0.16,p＜0.001)和預(yù)期自豪(β=0.10,p＜0.01)對親社會行為意愿的正向預(yù)測作用顯著，而自我效能感(β=0.05,p>0.05)無法顯著正向預(yù)測親社會行為意愿。

表2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭凶兞筷P(guān)系的回歸分析

進(jìn)一步檢驗中介路徑，結(jié)果如表3 所示。自我效能感-預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)和親社會行為意愿間的中介效應(yīng)顯著(95% 置信區(qū)間不包含0)，總的標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為0.05，占總效應(yīng)的20.94%。自我擔(dān)當(dāng)可通過以下3 條路徑影響大學(xué)生的親社會行為意愿：(1)自我擔(dān)當(dāng)→自我效能感→親社會行為意愿，95%的置信區(qū)間為[–0.01,0.04]，包含0，表明該路徑的中介效應(yīng)不顯著；(2)自我擔(dān)當(dāng)→預(yù)期自豪→親社會行為意愿，95%的置信區(qū)間為[0.01,0.04]，不包含0，表明該條路徑中介效應(yīng)顯著(效應(yīng)值為0.02，占總效應(yīng)的10.69%)；(3)自我擔(dān)當(dāng)→自我效能感→預(yù)期自豪→親社會行為意愿，95%置信區(qū)間為[0.002,0.01]，不包含0，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(效應(yīng)值為0.01，占總效應(yīng)的2.85%)。具體的模型圖與各變量路徑系數(shù)如圖2 所示。

表3 中介效應(yīng)值與效果量

圖2 大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)預(yù)測親社會行為意愿的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>

4 討論

4.1 大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)對親社會行為意愿的直接預(yù)測作用

本研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)能顯著正向預(yù)測其親社會行為意愿。這與以往激發(fā)自我擔(dān)當(dāng)可以提高大學(xué)生道德水平的研究一致(Peloza et al.,2013)，驗證了假設(shè)H1。結(jié)果支持了道德一致效應(yīng)(Miller ＆ Effron,2010)和規(guī)范激活理論(Nordlund ＆Garvill,2016)?！吧峒簽槿恕笔巧鐣澰S的高品質(zhì)行為，幫助他人既是個人自我標(biāo)準(zhǔn)也是源自社會的規(guī)范自我標(biāo)準(zhǔn)；當(dāng)詳細(xì)回憶和感受不道德行為經(jīng)歷時，突出的道德自我標(biāo)準(zhǔn)激活了大學(xué)生在兩難困境中的利他決策動機(jī)，激活水平越高，助人偏好則越強(qiáng)。換言之，大學(xué)生的自我擔(dān)當(dāng)水平越高，其親社會行為意愿就越強(qiáng)烈。

4.2 自我效能感的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)和親社會行為意愿間沒有顯著的中介作用，假設(shè)H2 未得到驗證。由中介效應(yīng)的路徑分析可知，該結(jié)果由自我效能感對親社會行為意愿的直接預(yù)測不顯著導(dǎo)致。盡管前人研究表明，自我效能感是增強(qiáng)助人意愿的因素之一，然而這一過程受制于個體將過去知識經(jīng)驗與當(dāng)前決策情境相比較的信息加工過程(鄧林園 等,2018; 宮羽 等,2021)。本研究中大學(xué)生雖意識到遵守道德標(biāo)準(zhǔn)的重要性，并存在助人動機(jī)，但可能缺乏問卷中兩難困境的直接經(jīng)驗，無法通過情境評估自身是否有能力做出助人選擇。其次，較低的助人意愿也可能與助人情境材料的風(fēng)險后果有關(guān)。有研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生盡管在兩難困境中具有助人偏好，但當(dāng)助人失敗的風(fēng)險上升時，會表現(xiàn)出風(fēng)險規(guī)避而較少做出助人選擇(占友龍 等,2023)。因此，本研究中自身利益損失的風(fēng)險使個體缺乏足夠的心理安全感，造成自我效能感對大學(xué)生親社會行為意愿的直接預(yù)測并不顯著(曹羽鶴,王堅,2016)。

4.3 預(yù)期自豪的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)與親社會行為意愿之間起中介作用，假設(shè)H3 得到驗證。首先，預(yù)期自豪是個體預(yù)估現(xiàn)實行為表現(xiàn)與社會期望相符的積極感受(杜建政,夏冰麗,2009)，這種由遵守道德規(guī)范而引起的積極情緒激勵個體繼續(xù)產(chǎn)生相應(yīng)的利他行為(Ketelaar ＆ Au,2003)。本研究結(jié)果支持了積極情緒的擴(kuò)展-建構(gòu)理論，個體為維持真正自豪體驗的強(qiáng)烈動機(jī)會加強(qiáng)其對后續(xù)道德行為的投入(沈蕾 等,2021)。與積極強(qiáng)化理論相似，當(dāng)行為符合社會贊許性規(guī)范時，這種獲得積極自我概念的正性反饋會推動人們泛化類似行為來維護(hù)道德形象。且沒有外在物質(zhì)要求的自我心理滿足感有益于行為的強(qiáng)化意義。上述結(jié)果也與以往類似研究一致，如被試環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)?shù)膯涌赏ㄟ^對預(yù)期自豪情緒的感知，顯著正向預(yù)測綠色購買行為(李曉剛,2020)。當(dāng)?shù)谌綉土P條件突出道德情境中的社會規(guī)范時，由此激發(fā)的自豪感會影響個體的公平分配行為(陳鶴之,2020)。上述理論與研究均說明了預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)與其親社會行為意愿間起部分中介作用。

4.4 自我效能感和預(yù)期自豪的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

本研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感和預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)和親社會行為意愿間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，驗證了假設(shè)H4。研究結(jié)果不僅支持前人研究，也強(qiáng)調(diào)了道德決策中認(rèn)知評估和情緒反應(yīng)的雙重作用，驗證了情緒認(rèn)知模型和道德雙加工理論。一方面，社會文明宣揚的價值規(guī)范會影響自我效能感水平。有關(guān)自身不道德線索的回憶突出了道德標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)化理想道德(對道德觀的內(nèi)化程度)與實際道德(當(dāng)下的德行表現(xiàn))間的差距感知，從而有助于提高個體為達(dá)到自我標(biāo)準(zhǔn)的自我效能感(Miller ＆ Effron,2010)。例如，張強(qiáng)和施晚弟(2022)在組織管理研究中發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)設(shè)置條件可通過提高員工的自我效能感，來促進(jìn)公共項目的績效表現(xiàn)。另一方面，自我效能感代表個體相信自身有能力克服困難并達(dá)成目標(biāo)的信念水平，對未來事件發(fā)展抱有積極態(tài)度(梁麗梅,2019)。如研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生自我效能感可正向預(yù)測其希望特質(zhì)水平(黎志華,尹霞云,2015)。因此在道德標(biāo)準(zhǔn)的呈現(xiàn)下，自我效能感引發(fā)了大學(xué)生對有望達(dá)成價值規(guī)范目標(biāo)的預(yù)期自豪情緒，繼而正向預(yù)測親社會行為意愿，構(gòu)成認(rèn)知-情緒-行為整合模型。即大學(xué)生踐行道德標(biāo)準(zhǔn)的動機(jī)越強(qiáng)，自我效能感水平也就越高，并誘發(fā)預(yù)期自豪體驗，進(jìn)而促使其在道德困境中表現(xiàn)出更強(qiáng)的親社會行為意愿。

4.5 研究意義與局限

本研究通過調(diào)查法構(gòu)建大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)、自我效能感、預(yù)期自豪和親社會行為意愿間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停瑢Φ掠ぷ骶哂兄笇?dǎo)意義。首先，學(xué)?？膳e辦專題講座等校園活動，家庭應(yīng)創(chuàng)造健康關(guān)愛型成長氛圍，向?qū)W生提供自我責(zé)任價值線索，強(qiáng)化其社會使命感與自我擔(dān)當(dāng)意識。其次，學(xué)校和家庭要注重大學(xué)生積極自我意識情緒的培養(yǎng)。體會不同性質(zhì)的道德情緒將充分發(fā)揮情緒的行為反饋功能，有效引導(dǎo)親社會行為。最后，老師和家長應(yīng)及時對學(xué)生的出色表現(xiàn)予以肯定評價，以此強(qiáng)化積極自我體驗，增強(qiáng)自我效能感，進(jìn)而提高其道德水平。

本研究仍存在不足之處。首先，結(jié)果顯示自我效能感對親社會行為意愿的直接預(yù)測作用不顯著。未來研究可使用其他親社會行為評估方法或細(xì)化一般自我效能感的維度，繼續(xù)探究兩者關(guān)系。其次，橫斷面調(diào)查無法直接解釋變量間的因果機(jī)制。未來研究可采用縱向追蹤以進(jìn)一步厘清各變量間的因果關(guān)系。最后，大學(xué)生的特質(zhì)性自我擔(dān)當(dāng)水平以及自我擔(dān)當(dāng)激活后可能誘發(fā)的內(nèi)疚補(bǔ)償?shù)刃睦眢w驗，均是其親社會行為意愿增強(qiáng)的解釋來源。未來研究可以在本研究結(jié)果基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察其他變量間的作用關(guān)系，為提高大學(xué)生的道德水平提供多種理論途徑。

5 結(jié)論

(1)大學(xué)生的自我擔(dān)當(dāng)水平能促進(jìn)其親社會行為意愿；(2)預(yù)期自豪在大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)和親社會行為意愿間起中介作用；(3)大學(xué)生自我擔(dān)當(dāng)可以通過自我效能感和預(yù)期自豪的鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制間接作用于親社會行為意愿。