王祥坤 辛自強 侯友

摘 ?要??道德推脫是指個體脫離道德自我調(diào)節(jié)的認知傾向， 它往往是在為不道德行為的發(fā)生尋找借口。以往研究主要在個體水平上考察道德推脫的成因和后果， 很少關(guān)注它的歷史變遷趨勢及其宏觀成因。本研究對以Bandura和Caprara等人的道德推脫量表為工具的已有研究進行兩項橫斷歷史元分析， 分別考查中學生和大學生群體道德推脫水平的變遷趨勢及其與反映社會個體化水平和正義水平的宏觀因素的關(guān)系。研究1發(fā)現(xiàn)， 在2010至2021年間， 我國中學生道德推脫水平呈現(xiàn)逐年下降趨勢; 研究2發(fā)現(xiàn)， 在2008至2020年間， 我國大學生道德推脫水平也呈現(xiàn)逐年下降趨勢。兩項研究中， 社會個體化水平（市場化水平、城鎮(zhèn)化水平和離婚率與結(jié)婚率之比）和社會正義水平（現(xiàn)行有效立法量）的上升趨勢均能顯著負向預(yù)測我國大中學生道德推脫水平的下降趨勢。綜上， 近10年來我國大中學生道德推脫水平呈逐年下降趨勢， 這可能與社會個體化水平（強調(diào)個體對自身行為的自主責任）和社會正義水平（對行為更多的外部約束）上升有關(guān)。

關(guān)鍵詞??道德推脫， 個體化， 社會正義， 大中學生， 社會變遷， 橫斷歷史元分析

分類號??B849： C91

1 ?引言

立德樹人是我國教育工作的根本任務(wù)， “立德”是學校育人工作的基礎(chǔ)與核心。大中學生處于道德發(fā)展的關(guān)鍵時期（Killen & Smetana， 2013）， 做好德育工作的前提是了解和掌握他們的道德發(fā)展特點和變遷趨勢。道德心理發(fā)展研究的熱點之一是道德推脫， 它反映了個體因道德自我調(diào)節(jié)失效而表現(xiàn)出的推卸自身道德責任的行為， 其變化規(guī)律的研究可從兩個層面入手， 一是微觀層面的個體發(fā)展研究， 二是宏觀層面的社會變遷研究。以往研究在個體層面對道德推脫年齡特征和影響因素的分析較多， 但在宏觀層面對道德推脫的社會變遷及其成因的研究明顯不足。鑒于此， 本研究采用橫斷歷史元分析方法考查大中學生道德推脫水平的社會變遷趨勢及可能的宏觀成因， 以便為揭示我國社會道德變遷趨勢提供量化研究證據(jù)。

1.1??道德推脫理論與操作性定義

道德推脫是指個體通過推卸自身道德責任以達到合理化不道德行為的認知傾向（Bandura， 1990; Trevi?o et al.， 2014）， 包括通過重新定義自己的不道德行為使其傷害性減小、極力擺脫自己在不當行為后果中所擔負的責任和努力抑制自身對給受害者造成痛苦的認同感（Bandura， 1999; Bandura et al.， 2001）。道德推脫理論是Bandura （1990， 1999）對先前研究工作的理論化總結(jié)。該理論起初主要是將道德推脫作為一種認知過程（Bandura et al.， 1996a; Luan et al.， 2022）， 以解釋不道德行為發(fā)生的潛在心理機制：當人們的自身道德標準脫離社會道德標準時， 就可能發(fā)生不道德行為（Bandura et al.， 1996a; Chen et al.， 2016）。該理論認為， 道德推脫通過破壞兩個關(guān)鍵的道德自我調(diào)節(jié)機制來實現(xiàn)（Bandura， 1990）。首先， 道德推脫可以阻止人們進行道德判斷與推理等認知活動（Leidner et al.， 2010; Moore et al.， 2019）。例如， 道德推脫會抑制個體的道德責任意識、道德行為動機和道德判斷能力（Graca et al.， 2016; Sheldon et al.， 2018）。其次， 道德推脫會抑制人們在從事不道德行為時的負性道德情緒體驗（Aquino et al.， 2007; Harris & He， 2019; Sharvit et al.， 2015）。例如， 人們會因道德推脫而在從事不道德行為時更少體驗到自責、內(nèi)疚等情緒（Hillebrandt & Barclay， 2020; Ogunfowora， Nguyen， Lee， et al.， 2022）。

此后， 學者們沿用了這一理論框架與概念體系， 并將“道德推脫”作為一種穩(wěn)定的認知傾向或人格特質(zhì)來分析， 側(cè)重評估道德推脫水平的個體差異（Moore， 2015）。根據(jù)這一思路， 本文將道德推脫操作性定義為對8種常用的道德推脫行為策略的使用頻率， 頻率越高表明人們的道德推脫水平越高， 或行為傾向越強。這8種道德推脫行為策略包括：道德辯護、委婉標簽、有利比較、忽視或扭曲結(jié)果、責任轉(zhuǎn)移、責任分散、責備歸因、非人性化（Bandura et al.， 1996a 1996b; Caprara et al.， 2009; Chen et al.， 2020）。例如， 人們可能會將不道德的行為證明為服務(wù)于更高的道德目的（道德辯護）， 使用無傷大雅的語言以不具威脅性的方式描述行為（委婉標簽）， 或通過將其與更嚴重的違規(guī)行為進行比較來降低其道德嚴重性（有利比較）; 個人還可能會將不道德行為有害影響的證據(jù)最小化或忽視（扭曲后果）， 通過聲稱聽命于權(quán)威人物而擺脫對違法行為的個人責任（責任推卸）， 或者躲在集體決定或集體行動的后面（責任分散）; 個人也可能會與受害者保持距離， 指責他們招致對自己的報復(fù)（歸罪于受害者）或非人性化對待受害者（非人化）。這種操作性定義方式實際上隱含在了Bandura及此后其他學者開發(fā)的包含8個維度的道德推脫量表中， 這些工具被廣泛用于評估人們的道德推脫水平或行為傾向（Bandura et?al.， 1996a; Boardley & Kavussanu， 2007; Caprara et al.， 2009; McAlister， 2001）。以往研究者認為道德推脫各維度具有一致的心理過程機制（Bandura et?al.， 1996a）; 而且實證研究表明道德推脫各維度之間以及它們與量表總分之間具有中等以上的相關(guān)性（Caprara et al.， 2009）， 例如， 以國內(nèi)青少年為被試的研究發(fā)現(xiàn)， 這兩種相關(guān)系數(shù)分別在0.35至0.59之間和0.67至0.76之間（滕召軍， 2018）。道德推脫量表各維度之間中等以上的共變關(guān)系意味著如果能揭示量表總分的變遷趨勢， 則該趨勢也很可能適用于具體維度， 反之亦然。

1.2??道德推脫與社會道德水平的關(guān)系

道德推脫可以在相當程度上反映社會道德水平。在社會現(xiàn)實層面， 道德水平的高低由一個社會的道德底線決定， 而道德底線體現(xiàn)為社會中不道德行為的發(fā)生數(shù)量（李俠 等， 2020; 宋洪兵， 2009）。不道德行為越多則說明道德水平或道德底線越低， 反之則意味著道德水平越高。以往研究發(fā)現(xiàn)， 道德推脫預(yù)示著更多不道德行為（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歲的青少年為被試的縱向研究發(fā)現(xiàn)， 具有較高道德推脫傾向的青少年在青春期后期更有可能表現(xiàn)出頻繁的攻擊性和暴力行為（Paciello et?al.， 2008）; 另一項針對男性青少年罪犯的追蹤研究發(fā)現(xiàn)（N = 1169）， 道德推脫水平降低則反社會行為和客觀記錄的違法水平也下降（Shulman et?al.， 2011）。

元分析研究給出了更為系統(tǒng)的結(jié)果。一項有關(guān)兒童、青少年的元分析發(fā)現(xiàn)， 道德推脫與攻擊行為顯著正相關(guān)（r = 0.28; Gini et al.， 2014）; 另一項包含更大年齡范圍（包括成人）和更多中國文化背景下實證研究的元分析顯示， 二者確實呈顯著正相關(guān)（r= 0.35; 王興超 等， 2014）。兩項元分析結(jié)果表明在不同的年齡組和中西方不同文化背景下， 道德推脫與不道德行為均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。

此外， 也有研究表明， 道德推脫會破壞人們的道德責任意識（Pouwels et al.， 2019; Reynolds et al.， 2014）。而道德責任意識越強， 人們越能抑制道德推脫行為（Gino et al.， 2011; OFallon & Butterfield， 2005）， 其結(jié)果是在社會層面表現(xiàn)為較高的道德水平（李建德， 羅來武， 2004; Hannah et al.， 2011）。綜上可知， 若道德推脫水平降低可能意味著社會道德水平上升（道德提升）; 反之， 則可能意味著社會道德水平下降（道德滑坡）。下面從社會變遷角度具體分析道德推脫水平變遷趨勢及可能的宏觀成因。

1.3??道德推脫水平的變遷趨勢

新世紀以來， 我國現(xiàn)代化進程繼續(xù)穩(wěn)步推進， 工業(yè)化、市場化、城鎮(zhèn)化水平持續(xù)提高， 社會流動性不斷增強， 社會轉(zhuǎn)型趨勢更加明顯。宏觀經(jīng)濟社會變遷會帶來民眾心理與行為在社會時間尺度上的變化（Greenfield， 2016; Hamamura， 2020）， 是為心理變遷。實證研究表明， 我國民眾在很多心理變量上都表現(xiàn)出明顯的變遷趨勢， 如文化價值觀（蔡華儉 等， 2020; Zeng & Greenfield， 2015）、各種心理健康指標（辛自強， 池麗萍， 2020）和各類社會心理特征（池麗萍， 辛自強， 2020）。很多學者相信， 無論是個體的道德責任意識， 還是社會的道德規(guī)范， 也會隨著社會變遷而發(fā)生變化（厲以寧， 2010; Ayala， 2010; Haidt， 2007）。影響人們道德責任意識的道德推脫是一項重要的社會心理特征（楊文登， 梁爽， 2022; Bandura et al.， 1996a）， 也可能會受到社會變遷的影響?？偨Y(jié)以往研究， 目前尚缺少有關(guān)我國民眾道德推脫水平變遷趨勢的直接證據(jù)， 最相關(guān)的理論基礎(chǔ)則是已有的道德滑坡模型。

道德滑坡是指人們的道德水平隨著時間的推移持續(xù)下滑（歐紅蕾 等， 2020; Welsh et al.， 2015）。道德滑坡模型指出， 我國社會道德水平在轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)滑坡趨勢， 表現(xiàn)為道德失范現(xiàn)象增加、道德責任缺失行為上升。例如， 有學者指出， 社會轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)了嚴重的道德危機或道德潰?。▽O立平， 2007）。一項有近10萬人參與的鳳凰網(wǎng)組織的調(diào)查顯示， 87.7%的民眾認為我國社會道德水平是“道德滑坡” （即存在道德滑坡現(xiàn)象）而非“道德提升” （即主流社會道德風貌向好） （包剛升， 2012）。企業(yè)領(lǐng)域曾一度持續(xù)發(fā)生食品安全問題的群體性敗德行為， 表明社會存在嚴重的道德危機（李新春， 陳斌， 2013）; 也有研究發(fā)現(xiàn)心理咨詢師行業(yè)中網(wǎng)絡(luò)廣告宣傳存在倫理風險， 如咨詢費用和廣告內(nèi)容存在道德風險的比例為72%和54% （朱煥雅 等， 2022）。這些證據(jù)似乎均表明我國社會存在道德滑坡。此外， 除了這些直接的證據(jù)， 有關(guān)人際互動和財經(jīng)倫理的間接證據(jù)可能也支持社會道德滑坡的假說。例如， 多項橫斷歷史研究揭示了我國大學生人際信任水平呈顯著下降趨勢（辛自強， 2019; Xin & Xin， 2017; Zhang & Xin， 2019）; 基于歷年“世界價值觀調(diào)查”中國樣本數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)， 我國公民財富價值觀增強（更趨向追求財富）， 而財經(jīng)倫理觀弱化， 表現(xiàn)為人們更認同通過競爭獲取財富并且更能容忍不道德的財經(jīng)活動（辛自強， 李哲， 2020）。人際信任水平的下降意味著人們在社會互動中不再按照道德規(guī)范行事（Hoffman et al.， 2015; van Lange & Rand， 2022）， 而財經(jīng)倫理觀弱化意味著社會更加接受經(jīng)濟活動中的道德失范行為， 這些證據(jù)說明我國民眾可能越來越趨于漠視自身道德責任并變得不再信守道德原則。上述直接和間接證據(jù)均能支持道德滑坡模型， 若基于該模型來推理， 作為一種道德心理的道德推脫， 其水平可能呈現(xiàn)上升趨勢， 即隨著社會變遷， 人們更傾向于做出道德推脫行為。

然而， 并不是所有證據(jù)都支持道德滑坡觀點。近年來， 越來越多的證據(jù)開始支持“道德提升”模型。例如， 新近研究發(fā)現(xiàn)我國大學生道德責任意識（如責任心） （田園 等， 2017; Peng & Luo， 2021）和道德情緒（如共情） （顏志強 等， 2017）呈現(xiàn)持續(xù)改善趨勢， 這可能預(yù)示著民眾道德推脫水平呈降低趨勢。

首先來看責任心的上升趨勢。責任心代表個體積極進取、組織力強、行為謹慎等認知傾向（Goldberg， 1990）。責任心強的個體具有更高的道德水平（Cohen et al.， 2014）， 也更加重視公平公正， 強調(diào)規(guī)則意識， 遵守道德規(guī)范（Ogunfowora， Nguyen， Steel， et al.， 2022）; 而個體的責任心越弱則對道德規(guī)范的敏感性越低（de Angelis et al.， 2016）。這意味著責任心可能會通過不斷強化人們的道德責任意識來抑制其自身的道德推脫傾向。橫斷歷史元分析發(fā)現(xiàn)， 2004至2013年我國大學生大五人格因子的責任心維度得分呈現(xiàn)顯著上升趨勢， 幅度超過1個標準差（田園 等， 2017）。另一項時間跨度更長的橫斷歷史元分析也表明， 在2001至2016年間， 大學生責任心維度得分呈顯著上升趨勢（Peng & Luo， 2021）。兩項研究均表明新世紀以來我國大學生責任心均呈顯著上升趨勢， 這可能意味著人們的道德推脫水平在降低。

其次， 人們的共情水平似乎也在提高。共情作為個體美德的表現(xiàn)（Wang & Todd， 2021）， 是指能夠?qū)λ说男枰蛲纯嘧龀龇e極回應(yīng)的道德情緒（de Waal， 2008; Zaki， 2020）。當個體共情能力受到抑制時， 就會導(dǎo)致更多的非人化傾向（道德推脫機制中的一種）和不道德行為（Lee et al.， 2019）。而共情能力越高的個體， 其道德推脫水平就會越低（符婷婷 等， 2020; Camilleri et al.， 2020; Detert et al.， 2008）。一項研究發(fā)現(xiàn)2009至2015年間我國大學生共情水平呈顯著上升趨勢（年代的解釋率為19.00%）， 共情平均得分上升了8.30?（d為0.94） （顏志強 等， 2017）。共情水平的上升趨勢可能也意味著道德推脫水平呈下降趨勢。

綜上， 責任心和共情的上升趨勢可能預(yù)示著個體推脫自身道德責任的傾向減少， 符合道德提升模型， 具體到道德推脫水平， 它應(yīng)呈現(xiàn)降低趨勢。這可能與新世紀以來社會個體化水平和社會正義水平上升有關(guān)， 下文具體分析。

1.4 ?影響道德推脫水平變遷的宏觀因素

基于社會變遷與人類發(fā)展理論（Greenfield， 2016）和社會生態(tài)心理學理論（Oishi， 2014）， 宏觀社會環(huán)境及其變遷因素會影響人類的認知、情緒和行為， 我們預(yù)期社會的個體化水平和社會正義水平等變遷因素也可能會減少或限制人們的道德推脫傾向。

1.4.1社會個體化水平的影響

個體化已然成為依賴于市場、法律和教育的最發(fā)達社會化形式的全球趨勢（貝克， 2011）。改革開放以來， 我國社會無論是城市還是鄉(xiāng)村都在不斷走向個體化（解彩霞， 2018; 閻云翔， 2016; 楊雪晶， 2015; 張良， 2017）。社會個體化是指個人由只能依附于群體的社會成員轉(zhuǎn)變?yōu)椴灰栏接谌后w的獨立個體的社會變遷過程（貝克， 2011; 閻云翔， 2016）。也就是說， 相對于社會群體而言， 社會個體化將社會成員鑄就成個體， 使得個體自身已不再只是傳統(tǒng)意義上集體的一分子， 而作為另一個獨立的社會范疇而存在。社會個體化程度的高低以社會的個體化水平來代表。以市場導(dǎo)向的經(jīng)濟體制改革和不斷增強的社會流動性推動了我國社會個體化進程（閻云翔， 2016）， 這表現(xiàn)為社會的個體化水平不斷上升（馮莉， 2014; 文軍， 2012）。

由于社會的個體化水平不能被直接量化考查， 所以我們以經(jīng)濟市場化水平、社會城鎮(zhèn)化水平和離婚率與結(jié)婚率之比作為其代理指標來客觀反映社會的個體化程度（趙爽， 2011; Santos et al.， 2017）。首先， 市場化。我國的市場化是指從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟過渡的體制改革（樊綱 等， 2003）， 它不僅對經(jīng)濟增長具有積極作用（樊綱 等， 2011）， 也對市場參與者的行為提出了新的要求：在市場經(jīng)濟活動中， 人們的經(jīng)濟行為都應(yīng)是理性、自主的， 且要自行承擔行為后果（孫春晨， 2013）。市場經(jīng)濟活動以貨幣作為等價交換媒介， 既凸顯了地位平等也擴大了個人自由; 貨幣使用也讓人們避免依附他人或群體， 從而提高了個人自主性。這意味著經(jīng)濟市場化程度（以市場化指數(shù)衡量）越高就越強調(diào)個體在經(jīng)濟活動中的主體性地位， 從而增強了社會的個體化水平。其次， 城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化是反映人口從農(nóng)村流向城市， 城市人口占總?cè)丝诘谋嚷什粩嗌仙倪^程。隨著市場經(jīng)濟對勞動力自由流動的需要， 農(nóng)村人口向城市大規(guī)模轉(zhuǎn)移， 增強的社會流動性促進了社會的個體化進程。城鎮(zhèn)化水平的持續(xù)上升也就意味著社會的流動性加劇了社會的個體化進程。最后， 離婚率與結(jié)婚率之比。社會流動性增加使得個體對原有的家庭（族）、親屬關(guān)系和地方社區(qū)發(fā)生“去依附”的過程， 其社會關(guān)系結(jié)構(gòu)趨于“原子化” （王建民， 2013; 閻云翔， 2021）。這也表現(xiàn)在家庭婚姻關(guān)系層面， 個體為追求“為自己而活”的生活方式以離婚或不婚的方式來擺脫婚姻家庭的束縛， 其后果之一表現(xiàn)為社會整體的離婚率上升而結(jié)婚率降低（唐燦， 2005; 楊菊華， 何炤華， 2014）。由此， 可以用離婚率與結(jié)婚率之比來反映人際關(guān)系結(jié)構(gòu)的個體化程度（Hamamura， 2012; Santos et al.， 2017）。

已有研究發(fā)現(xiàn)， 社會個體化能夠通過增強個人自主責任意識（Mazar & Aggarwal， 2011）和道德責任意識（鄭富興， 2011）， 進而會有助于抑制人們的道德推脫行為（Gino et al.， 2011; OFallon & Butterfield， 2005）， 但目前尚缺直接證據(jù)支持社會個體化對道德推脫傾向的抑制作用。我們預(yù)期社會的個體化水平提高可能會通過強化自主責任意識來減少人們的道德推脫傾向， 故而道德推脫水平會有所下降。因此， 本研究選擇市場化指數(shù)、城鎮(zhèn)化率和離婚率與結(jié)婚率之比作為社會的個體化水平的代理指標來預(yù)測大中學生道德推脫水平的變遷趨勢。

1.4.2 ?社會正義水平的影響

除了社會個體化水平的影響， 社會正義水平也會以法律和道德規(guī)范來限制人們的道德推脫行為（Lee et al.， 2016; Moore & Gino， 2013）。新世紀以來， 黨和國家積極推動以立法形式維護社會正義， 化解當前社會面臨的困境和矛盾（黃玉順， 2012; 葉航， 2012）。羅爾斯認為， 如同真理是思想體系的首要價值一樣， 正義是社會制度的首要價值（葛宇寧， 2017）。社會正義通過以制度的方式確認公民的權(quán)利和義務(wù)來體現(xiàn)， 并通過分配由國家支配的資源、機會和利益來實現(xiàn)（姚大志， 2013）， 它通常以法律和道德形式來表達（竇炎國， 2008）。道德是內(nèi)心的法律， 法律是成文的道德。道德引導(dǎo)民心、導(dǎo)民向善; 法律規(guī)制社會、調(diào)整行為。完善的法制體系、清晰的道德規(guī)范體現(xiàn)了社會正義水平（竇炎國， 2008; 周旺生， 2004）， 它們構(gòu)成了對個體行為良好的外部約束， 這種約束機制有助于限制人們的道德推脫行為（Lee et al.， 2016; Moore & Gino， 2013）。

在社會層面， 能夠體現(xiàn)社會正義的制度性約束力量是法制化。法制化是維護社會正義的基礎(chǔ)和保障， 它首先體現(xiàn)為國家以立法形式持續(xù)完善法律體系的過程。立法是法治之先導(dǎo)， 良法是善治之前提。若沒有完善的法律條文， 顯然更可能存在社會正義水平低下問題。因此， 只有建立健全法制體系才能從根本上保障社會的公平正義。黃文藝（2022）指出：“黨的十八大以來， 立法工作不但沒有減緩節(jié)奏， 反而進一步提速。與上個10年相比， 新制定的法律數(shù)量增加了1/3， 修改法律數(shù)量增加了近兩倍， 通過有關(guān)法律問題和重大問題的決定增加了1.5倍?！庇纱丝梢姡?立法數(shù)量是法律制度體系完善程度的直接指標， 也相當程度上體現(xiàn)著社會正義水平。本研究選擇現(xiàn)行有效立法量作為社會正義水平的代理指標， 以考察其對道德推脫水平的預(yù)測作用。

1.5??本研究的目的和思路

本研究將采用橫斷歷史元分析方法考查大中學生道德推脫水平的變遷趨勢并揭示其宏觀成因。研究的必要性有兩點：第一， 從研究方法來看， 以往關(guān)注社會道德變遷問題的社會學和人類學研究更多是進行理論或質(zhì)性分析（閻云翔， 2019; 閻云翔， 郎帥， 2016; 閻云翔， 徐大慰， 2010）， 而橫斷歷史元分析可以對道德推脫水平的變遷趨勢進行定量分析; 第二， 分析影響道德推脫水平變遷趨勢的社會因素， 有助于建立宏觀水平的解釋模型。本研究共包括兩項橫斷歷史元分析， 它們分別以中學生（研究1）和大學生（研究2）為研究對象。選擇大中學生主要有兩點考慮：其一， 大中學生道德發(fā)展處于關(guān)鍵時期， 他們作為新的一代成長在急劇變化的社會環(huán)境下， 更容易受到當時社會變遷的影響; 其二， 文獻的可得性使然， 目前只有大中學生道德推脫的研究較為集中， 這些原始文獻可以提供元分析所需的數(shù)據(jù)。我們在研究中擬將中學生和大學生分開考查， 一方面是因為他們分屬不同的發(fā)展階段; 另一方面是因為各自使用了不同的測量工具。因此， 本研究分別分析中學生和大學生道德推脫水平的變遷趨勢， 并以社會個體化水平和社會正義水平來解釋道德推脫水平的變化。

2 ?研究1：中學生道德推脫水平變遷的橫斷歷史元分析（2010至2021年）

2.1??研究方法

2.1.1文獻的研究工具

本研究所選文獻的研究工具均為Bandura等人編制的道德推脫量表的中文修訂版（楊繼平， 王興超， 2012）。該量表包括32個題目（例如， 與打人相比， 損害些東西并不是什么嚴重的事）， 采用李克特5點量尺記分（1代表非常不同意; 5代表非常同意）。計分方式是將所有題目得分加總， 總分取值范圍為32至160（總分除以項目數(shù)來求取平均值后得分范圍在1～5分）， 得分越高代表個體的道德推脫水平越高。

2.1.2文獻收集標準和結(jié)果

文獻收集采取如下標準：（1）研究必須使用Bandura等人編制問卷的中文修訂版; （2）研究報告中有明確的量化統(tǒng)計指標（包括樣本量、變量均值與標準差）; （3）研究對象均是我國（內(nèi)地）在校的中學生（包括初中生、普通高中和職業(yè)高中學生）; （4）文獻收集截止時間為2022年3月; （5）同一篇文獻若采用追蹤研究數(shù)據(jù)， 則只錄入首次測量數(shù)據(jù); （6）同一作者發(fā)表的不同文章， 如果是同一批數(shù)據(jù)， 那么只選最早的一篇。

在中國知網(wǎng)、萬方、維普資訊、Google Scholar、Web of Science等中外文獻數(shù)據(jù)庫中， 分別以“道德推脫”、“初中生道德推脫”、“高中生道德推脫”、“中學生道德推脫”和“青少年道德推脫”等中文及相應(yīng)英文詞語進行全文檢索， 最終共得到75篇符合上述標準的文獻（其中有6篇文獻分別包含2項子研究， 合計81組數(shù)據(jù)）。在這些文獻中， 文獻作者自測的問卷內(nèi)部一致性系數(shù)得分范圍在0.82至0.96之間。這些文獻發(fā)表時間在2012至2022年間。除注明數(shù)據(jù)具體收集年代的文獻外， 發(fā)表的期刊論文數(shù)據(jù)收集年代（簡稱“年代”）均按照發(fā)表的年代減去2年的方式計算， 而學位論文年代均按照實際出版年代減去1年的方式計算。本研究的數(shù)據(jù)收集年代跨度為2010至2021年， 涉及60478名中學生被試， 文獻收集的具體情況如表1所示。

2.1.3 文獻編碼及數(shù)據(jù)整理

本研究建立數(shù)據(jù)集的方法是：（1）賦予每個數(shù)據(jù)組唯一編號并把所有文獻的基本數(shù)據(jù)（N， M， SD）、發(fā)表年代錄入數(shù)據(jù)集（若提供的是所有項目的總均分， 則錄入數(shù)據(jù)時以總均分除以項目數(shù)獲得測驗的平均值M）; （2）對文獻的其他信息進行編碼， 包括文獻類型（1=核心刊物， 2=一般刊物， 3=學位論文或論文集， 4=外文期刊）、數(shù)據(jù)收集地區(qū)（1=西南地區(qū)， 2=西北地區(qū)， 3=東北地區(qū)， 4=華北地區(qū)， 5=華中地區(qū)， 6=華東地區(qū)， 7=華南地區(qū)， 8=未報告或者跨地區(qū)）和被試生源地（0=無明確城鄉(xiāng)信息， 1=城市， 2=農(nóng)村， 3=既有城市又有農(nóng)村）等信息。數(shù)據(jù)編碼錄入與數(shù)據(jù)核查分別由兩名心理學研究生獨立完成。出現(xiàn)不一致的地方， 由二者共同查找原文并對照編碼商討核對修改， 以保證錄入數(shù)據(jù)的準確性。對只提供子研究結(jié)果數(shù)據(jù)（如性別分組數(shù)據(jù)或分維度數(shù)據(jù)）而沒有提供總研究結(jié)果數(shù)據(jù)的文獻， 按照下面兩個公式、S_T、n_i、x_i、S_i分別代表：合成后的平均數(shù)和標準差、研究的樣本量、以及子研究的平均數(shù)和標準差）對子研究結(jié)果進行加權(quán)合成：

參照以往研究中對原始分數(shù)進行百分比或標準分數(shù)Z分數(shù)轉(zhuǎn)換的做法（Cai et al.， 2022; Twenge et al.， 2014）， 本研究將道德推脫平均分轉(zhuǎn)換為標準分Z分數(shù)（均值為0， 單位為1） （Twenge et al.， 2014）， 以便與研究2保持一致的分析單位。此外， 若Z分數(shù)超過3個標準差被視為異常值， 按照經(jīng)驗做法應(yīng)予以刪除。

2.1.4社會因素指標的數(shù)據(jù)來源

本研究選取歷年的市場化指數(shù)、城鎮(zhèn)化率和離婚率與結(jié)婚率之比等指標作為社會的個體化水平指標; 選取現(xiàn)行有效立法量來代表社會正義水平。市場化指數(shù)包含政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度和市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境等五方面內(nèi)容， 該指數(shù)取自北京國民經(jīng)濟研究所發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫》（https：//cmi.ssap.com.?cn/）。城鎮(zhèn)化率是通過計算我國每年城鎮(zhèn)人口與年末總?cè)丝诘谋嚷诗@得; 離婚率與結(jié)婚率之比是通過計算每年離婚數(shù)（萬對）與結(jié)婚數(shù)（萬對）之比獲得， 這些指標所需的統(tǒng)計數(shù)據(jù)均取自國家統(tǒng)計局歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》（https：//data.stats.gov.cn/）?，F(xiàn)行有效立法量是指當年有效的立法總數(shù)量（現(xiàn)行有效是對法律文件時效性的規(guī)定）， 該指標取自國家信息中心提供的《中國法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫》（http：//gov.?pkulaw.cn/）。

2.2??研究結(jié)果

2.2.1中學生道德推脫水平隨年代的整體變化

首先， 描述統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)， 中學生道德推脫Z分數(shù)中有2個數(shù)據(jù)點超過3個標準差（異常值均為3.88）， 因此， 將異常值剔除之后對剩下79個數(shù)據(jù)組進行分析， 以考察中學生道德推脫水平（Z分數(shù)）隨年代的變化趨勢， 圖1的散點圖描述了兩者的關(guān)系。通過計算年代與中學生道德推脫Z分數(shù)的相關(guān)系數(shù)來量化描述中學生道德推脫水平的變遷趨勢。結(jié)果表明， 二者之間呈顯著負相關(guān)（r = ?0.41， 95% CI?= [?0.58， ?0.20]，R²= 0.17，p< 0.01）。中學生道德推脫Z分數(shù)對年代的回歸分析表明， 年代的負向預(yù)測作用顯著（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）; 而對樣本量加權(quán)控制后進行回歸分析， 兩變量之間仍呈顯著負相關(guān)（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， 我國中學生道德推脫水平呈逐年降低趨勢。不過， 鑒于本文所分析的個別原始研究的樣本量極端偏大， 可能過分放大了這些研究均值或Z分數(shù)的作用， 造成回歸系數(shù)的較大偏差， 這時不做樣本量加權(quán)控制會更合理， 因此， 我們以未控制樣本量的研究結(jié)果為準。

接著， 我們對中學生道德推脫Z分數(shù)隨年代的變遷趨勢的穩(wěn)健性進行檢驗。首先， 我們采用懷特穩(wěn)健標準誤的統(tǒng)計參數(shù)校正方法（以R-fixest包分析）進行統(tǒng)計檢驗， 以排除道德推脫得分數(shù)據(jù)跨年代不獨立問題， 校正后的回歸分析結(jié)果表明， 年代負向預(yù)測作用顯著（b= ?0.14，SE_{Het_Robust}= 0.04， 95% CI = [?0.22， ?0.07]，R²= 0.16，p< 0.01）。其次， 我們對文獻類型、數(shù)據(jù)收集地區(qū)、被試生源地（轉(zhuǎn)化為虛擬變量）進行統(tǒng)計控制， 回歸分析結(jié)果表明， 期刊類型（b= 0.04，SE= 0.09，t（74） = 0.41，p> 0.05， 95% CI = [?0.14， 0.21]， β = 0.04）、數(shù)據(jù)搜集地區(qū)（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）均無顯著的預(yù)測作用; 而控制這些變量時， 年代仍具有顯著的負向預(yù)測作用（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， 我們以79組中的47個有效數(shù)據(jù)對中學生年齡進行統(tǒng)計控制， 回歸分析結(jié)果表明， 年齡具有正向預(yù)測作用（b= 0.23，SE= 0.07，t（44） = 3.32，p< 0.01， 95% CI = [0.09， 0.37]， β =0.42）， 年齡越大道德推脫水平越高， 但此時年代仍具有顯著的負向預(yù)測作用（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）?？傊?以上結(jié)果均說明， 2010至2021年， 中學生道德推脫水平隨年代變遷出現(xiàn)穩(wěn)健的下降趨勢。

2.2.2中學生道德推脫水平（Z分數(shù)）隨年代的變化量

本研究中， 我們以d_Z來近似計算Z分數(shù)的效應(yīng)值， 并以標準分數(shù)來描述效應(yīng)量（不采用Cohend值的經(jīng)驗標準來評估Z分數(shù)的效應(yīng)量）。首先， 以中學生道德推脫Z分數(shù)為因變量（Y）， 以年代為自變量（X）， 從而建立回歸方程：Y = BX + C （具體方程結(jié)果為Y = ?0.14X + 286.13）。其次， 分別將年代2010和2021代入回歸方程獲得中學生道德推脫的Z分數(shù)Z₂₀₁₀和Z₂₀₂₁。最后， 計算Z₂₀₂₁和Z₂₀₁₀之差， 再除以11年間的Z分數(shù)的平均標準差1 （因為標準分的標準差為1， 所以11年間的平均標準差也為1）， 即可得到d_Z值為?1.54 （d_Z= （Z₂₀₂₁?Z₂₀₁₀） / 1）。結(jié)果表明， 11年來中學生道德推脫下降了1.54個標準分。

2.2.3 中學生道德推脫水平與社會個體化和社會正義水平的關(guān)系

我們采用滯后相關(guān)分析方法分別依次單獨考查3年前、1年前和當年的社會個體化和社會正義水平對中學生道德推脫水平（Z分數(shù)）的預(yù)測作用。分析結(jié)果如表2所示， 3年前、1年前和當年的社會個體化水平和社會正義水平均能負向預(yù)測中學生道德推脫水平的降低趨勢。

3 ?研究2：大學生道德推脫水平變遷的橫斷歷史元分析（2008至2020年）

3.1??研究方法

3.1.1文獻的研究工具

以往研究文獻采用3個版本的量表來評估我國大學生道德推脫水平。第一， 包含32題版的Bandura等人編制的中文修訂版量表（楊繼平， 王興超， 2012）。第二， 包含26題版的Bandura等人編制的中文修訂版量表（王興超， 楊繼平， 2010）。這兩個修訂版的量表的記分規(guī)則是5點記分（1代表非常不同意; 5代表非常同意）， 所有題目分數(shù)相加， 總分取值范圍為32～160或26～130 （總分除以項目數(shù)來求取平均值后得分范圍在1～5分）， 得分越高代表個體的道德推脫水平越高。第三， 基于Caprara等人編制的中文修訂版包括32題， 記分規(guī)則同上（王興超 等， 2013）。

我們將這3個版本工具測量得分結(jié)果數(shù)據(jù)分別轉(zhuǎn)換為Z分數(shù)， 再合并成一個總數(shù)據(jù)庫。將三者合并主要基于兩點考慮。其一， 3個量表的理論構(gòu)念相同， 測量形式一致。這3類量表均是遵循Bandura等人提出的概念框架和理論主張， 測量的結(jié)構(gòu)均包括8個推脫機制。修訂后量表采用了相同的測量形式， 記分方式均采用李克特5點量尺記分。其二， 不同類型數(shù)據(jù)結(jié)果合并可以充分挖掘數(shù)據(jù)信息。以往研究為匯總不同測量得分， 常用的轉(zhuǎn)換方法包括百分比和Z分數(shù)等。例如， 不同類型生活滿意度得分（Cummins， 1995; Li & Raine， 2014）和幸福感得分（Cai et al.， 2022）的最大量尺百分比轉(zhuǎn)換方法， 以及信任感得分的標準分數(shù)轉(zhuǎn)換方法（Twenge et al.， 2014）。這樣既可以避免因某單個數(shù)據(jù)集樣本數(shù)量的限制得出有偏的結(jié)論， 也可以避免因?qū)Χ鄠€數(shù)據(jù)文件單獨分析導(dǎo)致結(jié)果無法匯總比較。我們參考Z分數(shù)轉(zhuǎn)換的方法將以上3個版本道德推脫量表得分結(jié)果合并。

3.1.2文獻收集標準、數(shù)據(jù)整理和社會因素指標選取

文獻收集、編碼及社會因素指標來源等操作步驟同研究1。從中國知網(wǎng)、萬方、維普資訊、Google Scholar、Web of Science等中外文獻數(shù)據(jù)庫中分別以“道德推脫”、“大學生道德推脫”和“公民道德推脫”等中文及對應(yīng)的英文詞匯進行全文檢索， 最終共得到52篇符合上述標準的文獻（其中有2篇文獻分別包含2項子研究， 最終有54個數(shù)據(jù)組）。在這些文獻中， 文獻作者自測的量表內(nèi)部一致性系數(shù)得分范圍在0.76至0.97之間， 發(fā)表時間在2010至2021年間。本研究的數(shù)據(jù)收集年代跨度為2008至2020年， 共涉及34224名被試， 文獻收集的具體情況如表3 （最左側(cè)1至3列）所示。

3.2??研究結(jié)果

3.2.1大學生道德推脫水平隨年代的整體變化

首先以散點圖的形式描述大學生道德推脫水平（Z分數(shù)）隨年代的變化趨勢（圖2）， 然后計算兩變量的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果表明， 二者之間呈顯著負相關(guān) （r= ?0.46， 95% CI = [?0.65， ?0.22]，R²= 0.21，p< 0.01）。大學生道德推脫Z分數(shù)對年代的回歸分析表明， 年代的負向預(yù)測作用顯著（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）; 對樣本量加權(quán)控制后進行回歸分析， 二者也呈顯著負相關(guān)（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， 我國大學生道德推脫水平呈逐年下降趨勢。此外， 與研究1相同的是， 個別極端偏大的樣本量導(dǎo)致樣本量加權(quán)回歸分析后的預(yù)測系數(shù)出現(xiàn)一定偏差（與未加權(quán)樣本量回歸分析相比）， 故仍以不作樣本量加權(quán)控制的回歸分析結(jié)果為準。

此后， 我們對大學生道德推脫水平（Z分數(shù)）隨年代的下降趨勢進行穩(wěn)健性檢驗。首先， 為排除道德推脫得分數(shù)據(jù)跨年代不獨立， 采用懷特穩(wěn)健標誤的統(tǒng)計方法校正， 控制后的分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 年代負向預(yù)測作用仍顯著（b= ?0.16，SE_{Het_Robust}= 0.04， 95% CI = [?0.24， ?0.07]，R²= 0.21，p< 0.01）。其次， 控制文獻類型、數(shù)據(jù)收集地區(qū)、被試生源地（轉(zhuǎn)化為虛擬變量）后的回歸分析結(jié)果表明， 期刊類型（b= ?0.01，SE= 0.13，t（49） = ?0.06，p> 0.05， 95% CI = [?0.26， 0.25]， β = ?0.01）、數(shù)據(jù)搜集地區(qū)（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）均無顯著的預(yù)測作用， 而此時年代依然具有顯著負向預(yù)測作用（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個版本類型后的回歸分析結(jié)果表明， 年代負向預(yù)測作用仍顯著（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）。上述結(jié)果表明， 2008至2020年， 大學生道德推脫水平隨年代的下降趨勢是穩(wěn)健的。

3.2.2大學生道德推脫水平隨年代的變化量

大學生道德推脫水平（Z分數(shù)）隨年代的變化量（d_Z）計算方法同研究1。首先， 以大學生道德推脫Z分數(shù)為因變量（Y）， 以年代為自變量（X）， 從而建立回歸方程：Y = BX + C （方程為Y = ?0.16X + 318.88）。其次， 分別將年代2008和2020代入回歸方程獲得大學生道德推脫的Z分數(shù)Z₂₀₀₈和Z₂₀₂₀。最后， 計算Z₂₀₂₀和Z₂₀₀₈之差， 再除以12年間的Z分數(shù)的平均標準差1， 即可得到d_Z值為?1.92 （d_Z= （Z₂₀₂₀?Z₂₀₀₈）/1）。計算結(jié)果表明， 12年來大學生道德推脫下降了1.92個標準分。

接下來， 為了考查3個不同版本量表各自的大學生道德推脫水平變化量是否與合并后總的變化量接近， 以排除不同版本量表的干擾作用， 我們基于上述同樣的方法， 分別計算這3個版本量表各自

的道德推脫水平隨年代的變化量。它們依次為?1.80、?2.04和?2.40個標準分， 與總的變化量1.92個標準分比較接近， 這說明大學生道德推脫水平Z分數(shù)的變化量是穩(wěn)健的， 未受3個不同版本量表的影響。

3.2.3大學生道德推脫水平與社會個體化和社會正義水平的關(guān)系

滯后相關(guān)分析方法同研究1。分析結(jié)果如表4所示， 3年前、1年前和當年的社會個體化水平和社會正義水平均能負向預(yù)測大學生道德推脫水平的下降趨勢。

4 ?總討論

本研究采用橫斷歷史元分析方法考察了我國大中學生道德推脫水平近十余年來的變遷趨勢， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)大中學生道德推脫水平均呈下降趨勢。中學生道德推脫水平（Z分數(shù)）在2010至2021年下降了1.54個標準分; 大學生道德推脫水平（Z分數(shù)）在2008至2020年下降了1.92個標準分。這兩個年齡組被試的結(jié)果揭示了一個積極的變化：近十多年來大中學生群體的道德推脫水平降低了， 符合道德提升模型。

我們采用滯后相關(guān)分析方法考查我國社會變遷過程中宏觀因素（社會個體化水平和社會正義水平）對大中學生道德推脫水平的預(yù)測作用， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)3年前、1年前和當年的兩類宏觀社會因素均可以分別負向預(yù)測大中學生道德推脫水平的降低趨勢。具體而言， 市場化指數(shù)、城鎮(zhèn)化率、離婚率與結(jié)婚率之比和現(xiàn)行有效立法量與大中學生道德推脫水平都呈負相關(guān)。宏觀社會因素的負向預(yù)測結(jié)果支持了本研究的假設(shè)：社會的個體化水平提高了個體的自主責任意識， 進而抑制人們的道德推脫傾向;?社會正義水平以清晰的法規(guī)和道德規(guī)范來約束人們的社會行為， 從而限制人們實施道德推脫行為。

本研究首次從宏觀層面揭示了道德推脫水平發(fā)生的時代變遷。此前研究多從個體層面探討道德推脫的發(fā)展趨勢及可能的影響因素。例如， 研究發(fā)現(xiàn)， 道德推脫水平在青少年時期有所下降（Shulman et al.， 2011）， 尤其是在14至16歲之間下降明顯（Hyde et al.， 2010; Paciello et al.， 2008）; 而且不良的家庭環(huán)境和同伴關(guān)系等環(huán)境因素（微觀社會生態(tài)系統(tǒng)）會引發(fā)更多的道德推脫行為（Caravita et al.， 2014; Hyde et al.， 2010）。然而， 這些研究關(guān)注的是個體層面道德推脫的發(fā)展變化， 且主要僅限于青少年階段。本研究以中學生和大學生為被試群體來考查道德推脫水平的變化趨勢， 從宏觀水平上補充了有關(guān)道德推脫發(fā)展變化的研究證據(jù)及可能的宏觀背景因素（宏觀社會生態(tài)系統(tǒng)）。另外， 兩項研究所獲結(jié)果的一致性有助于增強本研究結(jié)論的可靠性。下面從道德推脫水平的變遷趨勢、影響因素、研究啟示及不足等展開討論。

4.1??道德推脫的變遷趨勢

近10年來大中學生道德推脫水平的降低趨勢可從我國大學生責任心特質(zhì)（田園 等， 2017; Peng & Luo， 2021）和共情能力（顏志強 等， 2017）的積極變遷趨勢獲得理解?；谔刭|(zhì)激活理論（Tett & Guterman， 2000）， 某些人格特質(zhì)很可能會在相關(guān)情境線索下被激活， 從而引發(fā)個體的道德推脫， 這些人格特質(zhì)包括馬基雅維利主義、特質(zhì)犬儒主義、外部心理控制源和道德相對主義（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， 某些人格特質(zhì)可能作用相反， 如道德認同、道德理想主義、共情、內(nèi)疚、誠實?謙遜、責任心和親和性（Cohen et al.， 2014; Detert et al.， 2008; Grant， 2008; Moore et al.， 2012; Ogunfowora & Bourdage， 2014; Ogunfowora， Nguyen， Steel， et al.， 2022）。微觀層面的證據(jù)表明， 責任心和共情水平越強預(yù)示著個體更能抑制道德推脫傾向（de Angelis et al.， 2016; Kish-Gephart et al.， 2014; Lee et al.， 2019）。因此， 在宏觀心理變遷趨勢上， 責任心和共情水平的提高預(yù)示著人們的道德推脫水平會呈現(xiàn)降低趨勢。道德推脫會帶來更多的不道德行為（Detert et al.， 2008; Fida et al.， 2022; Moore， 2015）， 而道德推脫趨勢的降低也就意味著不道德行為可能也會減少（至少是在未來變遷趨勢上可能會如此）， 這對于組織和社會而言是一個積極的信號。

本研究獲得的重要發(fā)現(xiàn)是大中學生道德推脫水平近十余年來呈現(xiàn)降低趨勢。這雖然符合道德提升模型， 但卻并不能否定道德滑坡模型。或許兩個模型都成立， 二者并不矛盾。一方面， 兩個模型可能反映了社會道德水平的特定歷史階段特征， 早期階段呈下降趨勢， 而近10年來轉(zhuǎn)變?yōu)樯仙厔?。例如?先前的研究證據(jù)支持道德滑坡模型可能是成立的（包剛升， 2012; 李新春， 陳斌， 2013; 孫立平， 2007）; 而十八大以來隨著社會治理和法制化水平的不斷提高、市場規(guī)則的不斷完善， 官員貪腐行為和社會敗德行為得到有力遏制， 社會道德風氣呈現(xiàn)向好趨勢?；履Ｐ秃吞嵘Ｐ涂赡芊謩e反映了社會道德水平“U”型變化模式的前后不同階段。另一方面， 兩個模型也可能反映的是道德心理與行為的不同側(cè)面。道德滑坡模型可能更多反映的是人們對社會現(xiàn)象的態(tài)度判斷（主要在社會層面）; 而道德提升模型可能更多反映的是人們對自身道德素質(zhì)的看法。此外， 二者也可能是我國不同地區(qū)因社會發(fā)展進程不同而導(dǎo)致的差異特征， 這種地區(qū)差異也可以理解為它們在經(jīng)歷社會變遷的不同階段。例如， 已有研究發(fā)現(xiàn)， 人們的信任水平存在省際水平的地區(qū)差異， 即市場化水平越高的省份， 人們的信任水平越低（Xin & Xin， 2017）， 這是因省區(qū)之間市場化進程不同而導(dǎo)致的結(jié)果。以此類比， 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區(qū)差異特征， 而實質(zhì)上可能反映的是地區(qū)之間社會變遷的不同階段特征。綜合來看， 近十余年來大中學生道德推脫水平下降趨勢或許揭示的是社會道德水平“U”型變化模式的后一階段特征。

4.2??道德推脫與社會宏觀因素的關(guān)系

我們分析了我國社會的個體化水平和社會正義水平這兩類社會宏觀因素對道德推脫的預(yù)測作用， 拓展了道德推脫水平社會成因的解釋。

社會個體化水平的可能影響。社會層面的“個體化”是我國社會變遷的顯著特征， 個體化水平越高的社會中個體的自主責任意識越強?；谏鐣巧碚摚≒errewé et al.， 2004）， 個體為了適應(yīng)經(jīng)濟社會對其自身所應(yīng)承擔的社會角色， 會以社會期望的方式行動。個體化社會普遍期待人們采取自主負責的社會行動， 這有助于限制人們作出推卸自身道德責任的行為。本研究選擇的我國社會個體化水平的代理指標是市場化指數(shù)、城鎮(zhèn)化率和離婚率與結(jié)婚率之比， 它們分別從經(jīng)濟、社會與人際關(guān)系等角度來揭示個體化社會變遷。

首先， 市場化水平從經(jīng)濟的角度來反映個體化。市場經(jīng)濟發(fā)展既依賴于人的個體化， 也推動了人的個體化。市場化水平越高， 則越強調(diào)個體作為獨立的經(jīng)濟主體平等參與市場互動， 并通過勞動力的商品化（市場交換）來實現(xiàn)個體化。其次， 城鎮(zhèn)化水平從社會的角度來反映個體化。城鎮(zhèn)化過程中， 人們通過接受和學習城市社會規(guī)則， 主動參與工業(yè)化勞動分工。城鎮(zhèn)化也會提高人們的社會期望， 強化個體基于社會規(guī)則的行動以實現(xiàn)自身利益最大化， 進而增強了個體化水平。最后， 結(jié)婚率與離婚率之比從人際關(guān)系的角度來反映個體化。離婚意味著關(guān)系的解體和感情的破裂， 使得個人走向獨立化， 也增加了社會關(guān)系的“原子化”。這種人際關(guān)系原子化的程度體現(xiàn)為離婚率與結(jié)婚率之比的上升趨勢（Grossmann & Varnum， 2015; Santos et al.， 2017）。因此， 來自不同角度的個體化水平的上升趨勢意味著人們可能因個體化社會的角色期望而通過增強自主責任意識來抑制自身的道德推脫行為。

社會正義水平的可能影響?，F(xiàn)行有效立法量反映了國家以立法的形式來維護社會正義， 其隨年代的上升趨勢反映了國家法律體制完善的進程及社會正義水平的持續(xù)提高?；谇榫沉α坷碚摚↘noll et al.， 2016; Meyer et al.， 2010; Smithikrai， 2008）， 社會正義作為一種情境力量， 是社會系統(tǒng)提供的關(guān)于個體行為適當性的法律和道德規(guī)范; 社會正義水平越高則說明法律和道德規(guī)范對行為的約束力越強（行為邊界越清晰）。社會正義水平的提高， 有助于防止或減少個體或群體的道德推脫行為。

4.3??研究啟示和不足

本研究的學術(shù)價值是將道德推脫研究從個體層面拓展到社會變遷層面。一方面， 本研究明確了大中學生道德推脫水平的下降趨勢， 支持了道德提升假說。另一方面， 本研究基于社會變遷與人類發(fā)展理論模型和社會生態(tài)心理學框架， 確證了社會的“個體化”變遷和制度性力量（社會正義）的增強對大中學生道德推脫水平下降趨勢的解釋作用。本研究具有宏觀層面現(xiàn)實的政治意義和政策價值。其一， 它為新時代以來社會道德心理的向好趨勢提供了證據(jù)， 今后應(yīng)該繼續(xù)強化法治中國建設(shè)， 提升社會正義水平; 其二， 雖然社會的個體化水平存在一些負面作用（王建民， 2013; 文軍， 2012; 張良， 2017）， 但也應(yīng)認識到其積極意義， 那就是增強了人們內(nèi)在的自主責任意識， 強調(diào)了自律性道德， 而非他律性道德， 減少了道德推脫。除了宏觀層面的政策意義外， 本研究在微觀層面還有直接的實踐價值。具體而言， 本研究對做好立德樹人工作具有啟發(fā)意義。一方面， 學校德育要順應(yīng)新時代社會趨向個體化的現(xiàn)實， 在尊重學生的個體自我獨立性的同時也要不斷強化學生的自主責任意識， 培育學生養(yǎng)成自我負責的自覺意識和自主精神， 以減少學生推卸自身道德責任的行為; 另一方面， 要積極維護學校環(huán)境的公平正義， 弘揚社會正義， 引導(dǎo)學生崇善向善， 樹立正確的價值觀和義利觀， 以減少學生因社會正義弱化或缺失而引發(fā)的道德推脫行為。

未來研究可以基于本研究工作關(guān)注以下幾方面問題。首先， 本研究只考察了大中學生道德推脫總維度的變遷趨勢， 未檢驗8種具體推脫機制的變遷。這是因為已有文獻通常只提供了總量表的描述統(tǒng)計， 缺少8個具體維度的數(shù)據(jù)。盡管如此， 鑒于道德推脫各維度之間的具有一致的心理機制和一定程度的共變性（Bandura et al.， 1996a; Caprara et?al.， 2009）， 這可能預(yù)示著道德推脫各維度與總分有相似的變遷趨勢。未來研究可以通過累積更大范圍的相關(guān)研究數(shù)據(jù)進行維度層面的變遷趨勢分析， 提供明確的研究證據(jù)。其次， 道德推脫存在明顯的性別差異， 但因數(shù)據(jù)量的限制， 本研究未能考查其對大中學生道德推脫水平變遷趨勢的調(diào)節(jié)作用， 未來研究可通過積累更多數(shù)據(jù)來檢驗。最后， 道德推脫只是應(yīng)對不道德行為的一種行為策略， 其變遷趨勢是否能類推到道德情緒、道德認同、道德判斷、道德行為等其他道德心理變量， 還尚未可知， 因此未來研究可以從社會變遷視角探討這些道德心理內(nèi)容的變遷。

5 ?結(jié)論

本研究采用橫斷歷史元分析方法探究了我國大中學生道德推脫水平近10年來的變遷趨勢， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）中學生和大學生的道德推脫水平均呈現(xiàn)逐年降低趨勢; （2）社會個體化水平和社會正義水平的上升趨勢負向預(yù)測大中學生道德推脫水平的下降趨勢。

參??考??文??獻

（注： 兩項研究中納入元分析的文獻較多， 此處未列出， 感興趣的讀者請訪問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