道德推理與道德行為關系的元分析*

吳 鵬 劉華山

(1湖北大學教育學院心理學系, 武漢 430062)(2華中師范大學心理學院; 3青少年網絡心理與行為教育部重點實驗室, 武漢 430079)

1 問題提出

在哲學領域, 存在一個千百年來都未得到解決的問題：到底是情緒還是認知決定著人的道德？古今中外, 有很多學者對這個問題發表過觀點。在眾多觀點中, 以休謨(David Hume)和康德(Immanuel Kant)兩派的思想最具代表性。休謨認為情感驅動我們的道德判斷, 理性可以對道德判斷發揮作用, 但它必須依靠情感。他認為在人類的道德中, 非理性因素是最為重要的。與之相反, 康德的觀點認為理性才是影響道德判斷的首要因素, 推理決定著道德判斷, 非理性不能影響道德判斷。與休謨和康德的截然相反的觀點相對應, 現代心理學的道德理論存在著兩種相對立的視角。

1.1 道德心理學中的兩個視角

現代心理學對于道德的早期研究持有一個普遍的觀點—— 人類有意識的道德推理決定著后續的道德判斷和道德行為。這一思想是源自皮亞杰(Jean Piaget)和科爾伯格(Lawrence Kohlberg)從心理學角度對道德發展的開創性研究, 他們共同的理論假設就是個體的道德發展階段是以其不同的道德推理水平來劃分。顯然, 這一理論的哲學根源是康德的理性主義。康德的理性主義強調有意識的推理在道德判斷過程中的重要作用, 當需要我們判斷行為或決定的對錯時, 個體是通過將外在的推理原則應用到一個具體情境中(Murphy, Wilde, Ogden,Barnard, & Caldera, 2009)。據此哲學思想, 皮亞杰從心理學的角度提出了道德發展理論, 這也就成為心理學中道德研究的開創性、基石性理論。此后, 另一位道德心理學家科爾伯格, 在皮亞杰的基礎上提出來自己的道德發展階段理論。皮亞杰和科爾伯格都認為道德判斷來自道德推理, 他們只強調和承認認知因素對道德判斷的作用, 不承認非認知因素的作用。自此之后, 廣大道德心理研究者均秉承他們的道德判斷的認知觀而開展道德心理學的研究。因此, 到目前為止的大量道德心理學的研究探討了道德推理的重要作用。

另外一個道德心理學的理論視角, 可以追溯到19世紀末。當時的心理學開始重視實證研究, 道德心理學者認為推理并不重要。比如弗洛伊德(Sigmund Freud)就認為人們的判斷來自于無意識的動機和感覺, 然后才會用公眾接受的理由進行辯解。而行為主義學家將道德推理看作道德行為的附帶結果, 認為道德行為只是社會獎勵或懲罰的結果。伴隨著上世紀60年代的認知革命, 心理學家們開始一邊倒的關注道德推理。但在上世紀末, 受情感革命的影響, 一些道德心理學家們開始認識到過去幾十年的道德理論和研究過分夸大了有意識的理性因素(特別是道德推理)的作用而忽視無意識因素的影響, 于是休謨的哲學思想又開始占據道德心理學理論。持這一觀點的學者們認為至少有些道德判斷是無意識心理過程的結果, 這些無意識的心理過程也可以被認為是直覺性的。于是, 道德心理學研究者又重新將研究焦點集中到非認知因素, 其中受到更多關注的是道德直覺和道德情緒(Hauser,Cushman, Young, Jin, & Mikhail, 2007)。

在目前的道德心理學研究中, 研究的出發點幾乎都是上述兩種視角中的一個。而最近的研究者更多是以道德直覺和道德情緒來探討道德心理, 他們認為在道德心理和行為中推理并不會起重要作用。這其中以 Haidt的社會直覺模型(Social Intuitionist Model, SIM)最為有名, Haidt認為道德推理幾乎不會直接影響道德判斷, 除非需要才會有慢速的、事后的道德推理來影響道德判斷(Haidt, 2001; 徐平,遲毓凱, 2007)。從 Haidt的觀點來看, 個體的道德推理與其道德行為沒有直接關系。但大量的研究結果均表明道德推理與道德行為是有關系的, 這里就存在一個疑問：道德推理與道德行為有關系嗎？

1.2 道德推理、道德判斷

道德推理、道德判斷是道德心理學家最早關注的因素之一, 也是目前為止道德心理學理論中最為重要的構成因素。道德推理是指個人運用已有的道德概念和道德認識, 對道德現象進行分析、評價、推斷和選擇的心理過程(余宏波, 劉桂珍, 2006)。道德判斷則是指個體(基于內心的道德原則)對哪些是道德的進行決策和判斷的能力, 以及能夠根據這些判斷付諸行為的能力(楊韶剛, 吳慧紅, 2006)。簡言之, 可以將道德判斷定義為對一個人的行為或特性的評價(好或壞) (徐平, 遲毓凱, 2007)。從定義上可以清晰發現這兩者之間的區別, 但是大量的研究將這兩者混為一體, 很多的研究者將道德推理冠以道德判斷(Maeda, Thoma, & Bebeau, 2009; Narvaez &Gleason, 2007)。雖然這兩者都是道德心理中的認知因素, 但它們是不同的。道德推理側重于推理與分析, 它關注道德現象背后的理由與解釋。而道德判斷則關注評價與判斷, 不一定涉及判斷的理由。因此, 道德推理可以看作是道德判斷的深入, 是對判斷結果的探討。這兩者是完全不同的, 個體可能有相同的道德判斷, 但是其道德推理可以完全不一樣。比如, 小學生可能都會認為幫助同學是好的,但認為這樣做可以得到老師的認可與可以得到他人的回報是兩種完全不同的道德推理, 也反映個體不同的道德水平。

1.3 道德行為

道德行為是一個涵蓋面很廣的道德因素, 很多學者給出了自己的定義。比如道德行為是指在道德意志支配下表現出來的符合社會道德規范的行為(劉華山, 2008)。彭蕾則認為道德行為是人們在道德方面有意識的行動, 是指個體在一定道德意識的支配下所表現出來的有利或有害于他人與社會的實際行動, 是個體道德品質的外在表現(彭蕾, 2004)。心理學是從知、情、意、行來劃分道德結構, 這里面的行就是指道德行為。道德行為的另一面應該是非道德領域的行為(如學習、工作), 即非道德行為。從上述定義來看, 道德行為應該包含兩部分——道德的行為與不道德的行為, 而在目前的研究中學者們則會使用很多與這兩者相近似的名詞, 比如助人行為、親社會行為、利他行為、攻擊行為、反社會行為等(Eisenberg, Zhou, & Koller, 2001; Janssens& Dekovi?, 1997; Manning & Bear, 2011; Shumaker,1993;Wyatt & Carlo, 2002)。但總的來說, 道德行為是道德研究的最終點, 所有的研究都是為了促進道德的行為、抑制不道德的行為。我們對于道德行為的探討應該包含上述兩方面的內容, 這樣才能完整地展現道德行為。

1.4 道德推理與道德行為的關系

針對道德的行為的研究中, Eisenberg的團隊成果最為豐富, 他們探討了青少年階段、成年早期的親社會行為發展, 發現道德推理與其親社會行為相關(Eisenberg, Carlo, & Murphy, 1995; Eisenberg,Miller, Shell, McNalley, & Shea, 1991; Eisenberg et al., 2002)。此外, 研究者也發現兒童、成人、護士、會計師、商業人士的道德推理水平與道德的行為有顯著的正相關(Ketefian, 1981; Krebs & Rosenwald,1977; Malti, Gasser, & Gutzwiller-Helfenfinger, 2010;Ryan, 2001)。同時, 有一些研究結果發現道德推理并不會與道德的行為有關系(Lai, Siu, Chan, & Shek,2012; Schonert-Reichl, 1999; Simmons & Zumpf,1986; 朱丹, 李丹, 2005)。

另一方面, 大量的研究發現個體的道德推理與攻擊行為、青少年犯罪、逃學等有顯著的負相關(Gasser & Malti, 2012; Guzman, 2006; Wyatt &Carlo, 2002), 但也有很多的研究發現道德推理與不道德行為并沒有聯系(Lai et al., 2012; Richards,Bear, Stewart, & Norman, 1992)。

對于道德推理與道德行為的關系, 以認知發展理論的角度來看, 道德認知因素應該起著重要的作用(Blasi, 1980)。而道德推理應該是最為重要的認知因素, 因此道德推理理應與道德行為有密切關系,這一推論也符合康德的思想。但近10年來, 道德心理學研究中開始重視非認知因素的作用、減弱認知因素的作用(Eisenberg, 2000; Haidt, 2001; Tangney,Stuewig, & Mashek, 2007)。從這些學者的理論來看,非認知因素才是道德行為的重要影響因素, 道德推理等認知因素可能與道德行為沒有關系。針對這兩種觀點, 本研究想通過元分析來探討道德推理與道德行為(道德的行為與不道德的行為)的關系。依據皮亞杰與科爾伯格的開創性研究與理論, 我們提出假設：道德推理與道德的行為之間有正相關, 道德推理與不道德的行為之間有負相關。

1.5 道德推理與道德行為關系的調節變量

元分析技術不僅僅是得到一個合成效應量, 它還可以就這個效應量的影響因素展開分析。由于本元分析是探討道德推理與道德行為之間的關系, 所以可以將效應量的影響因素看作是一個調節變量,而本研究想探討測量工具和被試年齡階段這兩個調節變量。

1.5.1 道德推理測量工具的類型

在幾十年的道德研究中, 出現了很多的道德推理測量工具。我們認為可以分為兩大類：非結構化測量和標準的結構化測量。第一類工具是以訪談的形式提供一些小故事, 然后讓被試判斷行為的合理性或允許性, 并指出其理由。在數據分析時, 研究者則根據一定的標準進行計分, 或將被試的道德推理分成不同的類型。最為常用的故事當屬科爾伯格編制的列車困境和天橋困境(Cushman, Young, &Hauser, 2006; Greene et al., 2009)。此外, 研究者也采用自編的故事, 如哭泣的嬰兒、背叛的妻子、嚴刑拷問等(Banerjee, Huebner, & Hauser, 2010; Tarrant,Branscombe, Warner, & Weston, 2012; Ugazio, Lamm,& Singer, 2012; Vandello, Michniewicz, & Goldschmid,2011)。

第二類工具是按照標準的心理測量學程序編制而成, 同時在施測時也有嚴格的操作要求。這類工具中使用較多的有 MJT (the Moral Judgment Test)、DIT (the Defining Issues Test)和 PROM(Prosocial Reasoning Objective Measure)。它們都依據科爾伯格的理論, 向被試呈現一定數量的小故事,被試需要做出行為選擇, 最后還要對行為選擇的理由進行評定。對于被試的作答, MJT、DIT和PROM以自己獨特的計分方式給每個被試一個道德推理分數。

大量的道德研究采用上述兩類測量工具(Banerjee et al., 2010; Eisenberg et al., 2001; Hardy,2006; Maeda et al., 2009; Mouratidou, Barkoukis, &Rizos, 2012; Ugazio et al., 2012), 但我們認為第一類工具存在以下問題：①道德兩難情景不統一。很多研究者會采用自編的故事來進行測量, 但這些測量工具并沒有進行嚴格的心理測量學檢驗。就算是采用列車困境或天橋困境的研究, 對于故事的描述也存在不一致。比如有的研究中會要求被試回答是否應該救多數鐵道工, 而另一些研究則詢問是否不該殺害那個鐵道工。已有的研究早已表明, 這一不同表述會影響個體的道德推理(Broeders, van der Bos, Muller, & Ham, 2011; Christensen & Gomila,2012), 因此這種測量方法有很大的研究特異性。②道德困境多涉及生死。這一主題的特殊性可能使其完全不同于其他道德話題(如違反規則等), 對這一問題的推理是否可以完全反映被試的道德推理, 值得商榷(Graham et al., 2011)。③工具計分的主觀性強。沒有一個統一的嚴格計分方式, 導致不同的研究結果不能進行比較。而主試的語言表達能力會極大影響被試的作答, 被試的語言表達能力也會影響主試的記錄(Carlo, Eisenberg, & Knight, 1992; Rest,Cooper, Coder, Masanz, & Anderson, 1974)。因此,我們認為道德推理測量工具會影響元分析的結果,假設采用不同測量工具的研究中道德推理與道德行為的關系有顯著差異。

1.5.2 被試年齡階段

皮亞杰與科爾伯格都認為個體的道德推理能力是發展的, 不同發展階段的個體有不同的道德推理水平或類型。已有研究指出不同道德推理水平導致的道德行為是不一樣的(Blasi, 1980; Comunian &Gielen, 1995; Eisenberg, Cumberland, Guthrie,Murphy, & Shepard, 2005), 而不同年齡階段(兒童、青少年和成人)的個體在道德穩定性與認知能力上是有差異的。因此假設對不同年齡階段的被試, 其道德推理與道德行為之間的關系存在顯著差異。

2 研究方法

2.1 文獻搜索

本研究全面搜索了相關文獻, 包含了中文和英文文獻搜索。中文文獻的搜索過程如下：首先, 在CNKI數據庫、中國科技期刊數據庫、萬方數據庫、中國優秀碩士學位論文全文數據庫以及中國博士學位論文全文數據庫中, 以(

道德推理

或

道德判斷

)或(

道德行為

、

親社會行為

、

助人行為

、

利他行為

、

不道德行為

、

攻擊行為

、

反社會行為

或

青少年犯罪

)為關鍵詞進行搜索。此外, 也在互聯網google學術中以相應關鍵詞進行搜索。英文文獻的搜索過程：在 PsycARTICLES, PsycINFO, JSTOR, SAGE,Springer, Elsevier, ProQuest博碩士論文全文數據庫中, 以(moral reasoning或moral judgment)或(moral behavior, moral conduct, moral action, prosocial behavior, helping behavior, altruistic behavior,altruism, immoral behavior, immoral conduct,immoral action, aggression, aggressive behavior,antisocial behavior, delinquency, truancy)為關鍵詞進行搜索。同時, 也在互聯網google學術中進行搜索。

對于搜索到的、但沒有結果內容的文獻記錄,我們盡量通過可以尋找到的聯絡方式給作者發送電子郵件以獲取全文或結果。

2.2 文獻納入的標準

對于搜索到的相關研究, 我們按照以下標準來決定是否將其納入后面的元分析：①必須報告了數字結果的實證研究, 而純理論的、綜述性的研究被排除。②如果僅僅只進行了道德判斷測試, 即只呈現了被試的判斷結果, 沒有進一步測試判斷理由的研究將被排除。③研究探討的行為必須是道德領域的, 非道德領域行為的研究將被排除。④沒有報告完整效應量的研究將被排除。最終, 我們得到符合元分析要求的文獻有 50篇。其中公開發表的文獻有43篇, 中文文獻有7篇。

對納入元分析的文獻進行如下編碼：文獻信息(作者名+文獻時間), 樣本性別群體(男性、女性或兩者均有), 樣本年齡(兒童、青少年或成人), 結果變量類型(道德的行為、不道德的行為), 道德推理測量工具類型(標準化、非標準化), 見表1。

針對每一個獨立樣本, 得到一個效應量。同時,考慮有的研究針對多種行為變量(道德的行為與不道德的行為), 有的研究則報告了不同樣本群體的結果(男性與女性), 有的研究則報告了多次測量的結果(追蹤研究)。我們分別呈現每一個研究文獻中包含的多個獨立效應量, 于是有的研究文獻會包含多個獨立效應量。最后, 我們一共得到83個獨立的效應量。

2.4 元分析過程

2.4.1 效應量

最終納入的 50篇研究文獻主要報告了道德推理與道德行為的相關系數, 因此我們的元分析以相關系數作為效應量。其中, 在研究文獻(Bear & Rys,1994) 中, 研究者分別報告了男性與女性被試道德推理與道德行為的相關系數和樣本量, 我們采用相關系數合成的方法(

r

-

Fisher Z

)得到被試總樣本道德推理與道德行為的相關系數(張厚粲, 徐建平,2004)。另一文獻中(Krebs & Rosenwald, 1977), 研究者沒有報告相關系數, 但呈現了不同道德推理水平被試是否實施助人行為的具體人數, 我們通過計算得到道德推理與道德行為的相關系數。

2.4.2 模型的選定

目前的元分析主要采用固定效應模型或隨機效應模型, 這兩者最主要的區別在于權重成分的不一樣。固定效應模型假設元分析中所有研究背后只存在一個真效應量, 而每個研究效應量的不同是由抽樣誤差引起的。隨機效應模型則認為每個研究的真效應量都是不同的, 每個研究效應量的不同是由真效應量的不同和抽樣誤差共同引起的(Borenstein,Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009)。兩個模型的不同假設會導致元分析中平均效應量的顯著性檢驗、區間估計以及調節變量的顯著性檢驗方法不同(Hunter & Schmidt, 2000)。在進行元分析之前, 研究者就應該從理論與實際層面選定好模型。而不能先假設一個模型開始分析, 結果發現與假設不符又換另一個模型進行分析(Borenstein et al., 2009)。在模型的選定上, Borenstein等建議主要考慮元分析的研究是否擁有一個共同的效應量以及元分析的目的。具體來說, 如果認為元分析中的研究在功能上是相同的, 而我們的元分析得到的總效應量只是針對包含的研究所涉及的總體, 不推廣到其它總體的話, 我們應該使用固定效應模型。相反, 如果元分析中包含的研究中被試群體、測量工具不同, 并且有理由相信這種不一樣會影響結果時, 就不能假設存在一個真效應量, 此時使用隨機效應模型更加合理(Borenstein et al., 2009)。

表1 元分析中納入的原始研究

續表

在我們最終確定的 50篇研究文獻中, 被試包含兒童、青少年、成年人等, 被試職業涵蓋學生、商務人士、護士等。要進行元分析的研究文獻中被試各異, 元分析得到的效應量不能只局限于某一個研究所涉及的樣本群體, 因此不適合采用固定效應模型。此外, 我們的元分析本來就想探討測量工具的調節作用, 因此我們有理由相信隨機效應模型更適合本元分析。在后面的元分析中, 將采用異質性檢驗來驗證我們的模型選擇。

2.4.3 發表偏差

當被發表的研究文獻系統性地不能代表該領域已經完成的研究總體時, 就認為發生了發表偏差(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2006)。發表偏差的結果就是某一領域的研究文獻不完整, 這會嚴重影響元分析的結果。任何一個元分析研究都應該關注發表偏差的問題, 因為它會導致最終得到的效應高于真實值(Kuppens, Laurent, Heyvaert, & Onghena,2013)。針對發表偏差的問題, 我們首先在文獻搜索階段盡可能獲取了沒有發表的文獻。在后面的元分析過程中, 我們還會采用漏斗圖(funnel plot)、Rosenthal’s

Fail-safe N

與 Egger’s檢驗等方法來評估本元分析的發表偏差。

2.4.4 元分析過程及軟件

我們的元分析首先想探討道德推理與道德行為之間的關系, 考慮到道德行為分為道德的行為與不道德的行為, 而道德推理與這兩種行為之間的相關方向是相反的, 于是我們分別針對道德的行為與不道德的行為來計算總效應量。在調節變量的檢驗過程中, 我們同樣是分開分析。本研究采用CMA 2.2 (Comprehensive Meta Analysis 2.2)進行元分析。

3 研究結果

3.1 異質性檢驗

從表2的結果來看, 兩個結果變量的

Q

檢驗均顯著, 表明元分析中各研究的效應量是異質的。另外, 依據Borenstein等人對

I

的解釋(Borenstein et al., 2009), 針對道德的行為的元分析的

I

為79.830,說明在道德推理與道德的行為的關系研究中有79.83%的觀察變異是由這一關系中真正差異所造成的。針對不道德的行為,

I

為68.101, 說明在不道德推理與道德的行為的關系研究中有 68.10%的觀察變異是由這一關系中真正差異所造成的。

σ

表示真效應量的方差, 兩個

σ

表明真效應量都有一定的變異。異質性檢驗的結果表明, 我們選定以隨機效應模型來進行元分析是準確的。

3.2 發表偏差檢驗

首先, 通過漏斗圖(funnel plot)來檢查本元分析的發表偏差, 兩類道德行為的漏斗圖見圖1和圖2。從漏斗圖來看, 涉及道德的行為的研究文獻并未均勻分布于總效應量兩側, 多數研究位于總效應量右側。而涉及不道德的行為的研究文獻基本均勻分布于總效應量兩側。這一分布特點表明, 針對道德的行為的研究可能存在發表偏差, 而針對不道德的行為的研究不存在發表偏差。因為漏斗圖僅僅只能從主觀的角度初步檢查發表偏差, 為了更準確的檢驗發表偏差, 我們緊接著進行了 Rosenthal’s

Failsafe N

與Egger’s檢驗, 結果見表3。從 Egger’s檢驗的結果來看, 涉及道德的行為的研究與涉及不道德的行為的研究均存在一定的發表偏差。從Rosenthal’s

N

值來看, 需要再納入大量(>2200)涉及兩個行為的研究文獻才可能使兩個總效應量不顯著, 這說明涉及兩個行為的本研究并不存在嚴重的發表偏差。上述 3個發表偏差檢驗中, 有兩個結果(漏斗圖和 Rosenthal’s

N

)表明針對不道德的行為的元分析不存在發表偏差, 一個結果(Rosenthal’s

N

)表明針對道德的行為的元分析不存在發表偏差, 都沒有得到3個檢驗都認可的結果。但按照Borenstein等人的看法, 發表偏差的檢驗目的應該是確定元分析結果屬于以下哪種類型：①偏差的影響可以忽略不計; ②偏差的影響不能忽略, 但研究結果還是有效的; ③研究結果可能存在問題(Borenstein et al.,2009)。因此需要作進一步分析, 我們采用Duval和Tweedie提出的剪粘法(Trim and Fill)來檢驗發表偏差對元分析結果造成的影響(Duval & Tweedie,2000)。結果發現, 剪粘研究文獻后, 針對兩種行為分別采用隨機效應模型得到的總效應仍然都顯著。此外, 最終進行元分析的文獻中, 未發表的文獻占14%, 這一比例已經很大。綜合以上結果表明雖然本研究的兩個元分析中可能存在輕微的發表偏差,但是元分析的主要結論還是有效的。

表2 效應量異質性檢驗結果

圖1 涉及道德的行為的研究的漏斗圖

圖2 涉及不道德的行為的研究的漏斗圖

表3 發表偏差檢驗結果

3.3 主效應

從整體檢驗道德推理與道德行為的關系, 結果見表4。結果表明, 共有35項獨立的道德推理與道德的行為的效應量, 被試總數為6663, 道德推理與道德的行為的整體相關系數為0.238, 見圖3。共有48項獨立的道德推理與不道德的行為的效應量,被試總數為 10065, 道德推理與不道德的行為的整體相關系數為?0.188, 見圖4。

3.4 調節效應檢驗

從圖3與圖4來看, 各個研究的效應量分布于總效應量(圖中菱形)左右兩側, 而且各研究的效應量之間存在很大的變異。為了分析這一變異, 我們分別檢驗道德推理測量工具類型(標準化與非標準化)、被試年齡(兒童、青少年與成人)對道德推理與道德行為關系的調節作用, 結果見表5。

從調節效應分析的結果來看, 道德推理測量工具的類型可以影響道德推理與道德的行為間的關系(

Q

= 9.577,

p

= 0.002), 也可以影響道德推理與不道德的行為間的關系(

Q

= 5.550,

p

= 0.018)。被試的年齡只影響道德推理與不道德的行為間的關系(

Q

= 10.183,

p

= 0.006)。

表4 道德推理與道德行為關系的隨機效應模型分析結果

圖3 針對道德的行為的效應量的分布圖

4 討論

本研究是道德心理學領域首次通過元分析技術來整合以往相關的研究結果, 以探討道德“理性取向”的合理性。具體來說, 我們整合了以往研究中道德推理與道德行為之間的關系, 并探究這一關系的影響因素。我們的元分析結果支持了道德的“理性取向” (道德推理與道德行為有顯著關系), 而調節效應的分析結果表明道德推理測量工具的類型與被試的年齡都會影響道德推理與道德行為之間的關系。

運用Microsft Office Excel 2010進行數據分析，同時使用SPSS22.0非參數檢驗進行差異顯著性分析。

4.1 道德推理與道德行為的關系

主效應分析結果表明道德推理與道德的行為的平均相關系數為 0.238, 與不道德的行為的平均相關系數為?0.188, 這兩個總效應量均說明道德推理與道德行為之間存在一定聯系, 這與以往的研究結果相似(Carlo, Hausmann, Christiansen, & Randall,2003; Gasser & Malti, 2012; Malti et al., 2010)。這一顯著聯系可能的原因有, 首先從道德推理的類型來看, 道德推理是道德中的認知因素, 代表了個體對道德問題的理性思考與認知, 不同道德推理類型的個體代表其有不同的道德水平。以Carlo等人對道德推理類型的劃分為例, 個體有5種基本的道德推理：享樂主義的、基于需求的、基于認可的、刻板印象的與內化的。通過對這5種基本推理的加權可計算出個體的道德推理得分, 其中內化被賦予最大的權重(Carlo et al., 1992; Eisenberg et al., 1995)。顯然, 道德推理得分越高, 表明個體道德水平越高,也就更認可社會普遍接受的道德準則。在不同文化的共同道德準則中, 道德的行為都受到推崇與贊許,不道德的行為都受到譴責與責備。于是, 道德推理水平高的個體更可能實施道德的行為, 也更可能抑制不道德的行為。再從內容來看, 高水平的道德推理涉及為了他人而犧牲自己, 而道德的行為總是會導致實施者做出一定的“犧牲”, 可能是體力、時間、金錢甚至生命。相反, 不道德的行為會帶給他人某種“犧牲”而使自己獲得“利益” (Eisenberg, Boehnke,Schuhler, & Silbereisen, 1985), 高水平的道德推理與道德的行為具有同樣的目標, 而與不道德的行為則目標相反。因此, 道德推理與道德行為之間存在正相關, 與不道德的行為之間存在負相關。

圖4 針對不道德的行為的效應量的分布圖

表5 道德推理與道德行為關系的調節效應分析結果

需要指出的是, 我們的研究結果也表明道德推理與道德行為的相關程度還是很小的, 也就是說道德行為還與其他很多因素有關。相對于Haidt等學者對道德認知的批判, Greene等學者則整合了認知因素與非認知因素在道德中的作用, 他們提出的道德雙加工模型(dual-process model)認為情緒與推理都應該在道德中有一定的作用(Koven, 2011)。而2008年 Leffel針對道德行為提出的道德動機社會直覺模型則明確指出在激發的道德情景與道德行為的產生之間有以下6個影響因素：道德直覺、道德情緒、道德美德、道德價值觀、道德推理和道德意志(Leffel, 2008)。此外, 道德行為還會受到道德同一性、道德推脫、道德敏感性等影響(吳鵬, 劉華山, 魯路捷, 田夢瀟, 2013)。總體來說, 道德推理與道德行為確有一定的聯系, 但道德行為還與很多其他因素相關。

4.2 道德推理與道德行為關系的影響因素

4.2.1 道德推理測量工具類型的作用

調節效應分析表明, 道德推理測量工具的類型既可以影響道德推理與道德的行為間的關系, 也可以影響道德推理與不道德的行為間的關系。首先,就道德推理測量工具的類型對道德推理與道德的行為間的關系的影響, 研究結果表明在使用標準化工具來測量道德推理的研究中, 道德推理與道德的行為間的平均相關系數為 0.288; 在使用非標準化工具來測量道德推理的研究中, 道德推理與道德的行為間的平均相關系數為 0.133。測量工具類型的作用顯著則表明, 采用標準化工具能更準確地探討道德推理與道德的行為間的關系。出現這一結果的原因可能是, 本研究區分標準化的主要依據是測量工具的測試過程、計分方式與測試內容的標準化程度, 非標準化工具有很強的隨意性與主觀性, 測試過程中主試與被試的個體特征會影響整個測試, 而計分方法也容易受主試的影響。因此, 非標準化的測量工具并不能準確、客觀地評價個體的道德推理水平(Carlo et al., 1992; Rest et al., 1974)。這就導致在使用非標準化工具的研究中, 道德推理與道德的行為間的相關較低。

其次, 就道德推理測量工具的類型對道德推理與不道德的行為間的關系的影響, 研究結果表明在使用標準化工具來測量道德推理的研究中, 道德推理與不道德的行為間的平均相關系數為?0.136; 在使用非標準化工具來測量道德推理的研究中, 道德推理與不道德的行為間的平均相關系數為?0.218。測量工具類型的作用顯著則表明, 采用標準化工具來探討道德推理與不道德的行為間的關系會比較弱。造成這一結果的原因可能是, 從早期科爾伯格開始采用道德兩難困境來測試個體的道德推理開始, 大量道德推理測量工具一直都采用這一模式。這些道德推理測試都會呈現幾個道德情景, 讓被試對某些行為選擇進行推理。以本研究界定的標準化工具為例, 它們主要針對于個體的道德的行為展開,如“海因茨偷藥”、“工廠風波”、“救助他人”等故事情景(Carlo et al., 1992; Rest, Narvaez, Thoma, &Bebeau, 1999; 吳慧紅, 2005)。顯然, 這樣的工具更多關注了對道德的行為的推理, 并沒有涉及對不道德的行為的推理。加上標準化的工具更加準確、有效、穩定地測試了個體的道德推理(Carlo et al.,1992), 于是就會導致使用標準化工具的研究中道德推理與不道德的行為相關較低。道德推理測量工具類型的調節效應的分析結果說明, 在探討道德的行為時, 我們應該采用標準化工具來測查道德推理;而在研究不道德的行為時, 目前的標準化工具也是不適當的, 我們應該開發針對不道德行為的道德推理測量工具。

4.2.2 年齡階段的作用

檢驗被試年齡階段調節作用的結果表明被試的年齡階段只影響道德推理與不道德的行為間的關系, 兒童的道德推理與不道德的行為的相關系數為?0.216, 青少年的等于?0.206, 成人則等于?0.090。被試的年齡階段的調節作用顯著說明, 相比于兒童與青少年, 成人的道德推理與不道德的行為的關系較弱。這一調節效應的可能原因是就個體道德發展來說, 兒童與青少年正處于道德逐步穩定的階段(Bar-Tal & Nissim, 1984; Cushman et al.,2006)。他們會接受很多道德教育, 學校與家庭會教給兒童與青少年正確的價值觀、道德推理與道德判斷, 這些符合社會文化的道德因素會讓兒童與青少年認知到“不道德行為是不被接受的、不能實施的”。按照科爾伯格的理論, 兒童與青少年的道德屬于“絕對化階段”, 他們對于道德行為是做出絕對對錯的判斷, 不會尋求理由使不道德的行為合理化。同時, 相比于道德的行為, 學校與家庭可能更加關注不道德的行為, 更凸顯這一行為的不良后果, 兒童與青少年會被要求去抑制自己的不道德行為。而兒童與青少年越是按社會文化要求進行道德推理,越能認識到不道德行為的危害, 也越不會做出不道德行為。因此兒童與青少年的道德推理得分越高,其不道德行為應該越少, 從而使兒童與青少年的道德推理與不道德的行為有一定的負相關(Gasser &Malti, 2012; Guzman, 2006)。而就成人來說, 其認知能力已經很穩定與成熟, 因此都會進行社會普遍采用的道德推理(Eisenberg et al., 2002; Reynolds &Ceranic, 2007), 這就導致成人間的道德推理水平差異不大。而成人間的不道德行為會有很大的差異,也就是說相比于兒童與青少年, 成人之間的不道德行為數量會有顯著的差異, 有些成人會經常做出不道德行為(Eisenberg et al., 2002)。因為不道德行為往往會帶來一定的“好處”, 比如金錢、權勢等等,成人會有更強烈的動機去獲得這些“好處”。另一方面, 成人更能夠為自己的不道德行為尋找理由、做出辯解(Detert, Trevino, & Sweitzer, 2008), 這也就可以減少不道德行為可能帶來的負性影響。于是成人間的不道德行為會有很大的差異, 但其道德推理已經趨于穩定與成熟, 不會有很大的差異(Eisenberg et al., 2002; Reynolds & Ceranic, 2007),兩者之間不對稱的變異就導致了成人的道德推理與不道德行為的相關很弱。

本研究沒有發現被試年齡階段對道德推理與道德的行為間關系的調節作用, 原因可能是：①道德的行為是整個社會大力提倡的行為, 每個年齡階段的群體都會要求自己做出道德的行為。兒童和青少年會經常被要求或獎勵去做出道德的行為, 學校、家庭與社會也會教育他們進行正確的道德推理,這兩方面的作用就使兒童和青少年的道德推理與道德的行為之間存在一定的正相關(Eisenberg et al.,2002; Malti et al., 2010)。而相比于兒童, 成人對自己做出道德的行為會有更強烈的要求(Carlo,Crockett, Randall, & Roesch, 2007; Maeda et al.,2009)。成人又具有更強的體力、更好的能力來完成道德的行為, 因此成人會有更多的道德行為。同時, 隨著年齡的增長, 個體的道德推理水平會越來越高(Eisenberg et al., 2002; Narvaez & Gleason,2007)。于是, 道德推理與道德的行為隨著年齡共同增長, 成人的道德推理與道德的行為會都強于兒童與青少年。但相關關系只是關注這兩者之間的聯系,隨時間共同的增長可能不會顯著影響兩者之間的相關系數, 于是年齡階段不會影響道德推理與道德的行為之間的關系。②正如上述提到的, 目前的道德推理測量工具主要針對于道德的行為, 因此道德推理與道德的行為關系可能更為密切。而一些道德推理的測量工具針對不同年齡群體有不同的版本,比如PROM有兒童版、青少年版與成人版。測量工具針對各個年齡階段進行修訂, 確保各個年齡階段被試都能準確作答, 也就提高了道德推理的測量準確性, 這也就保證了在各個年齡階段的道德推理與道德的行為之間都能展現出緊密的聯系。③本元分析涉及的原始研究中探討青少年的道德推理與道德的行為之間關系的研究數量(21)遠多于針對兒童或成人的研究(7), 3種年齡群體的研究數量的不均衡可能也會影響元分析中調節效應的分析結果(Borenstein et al., 2009)。

4.3 不足與展望

本研究的不足：①沒有考慮性別對道德推理與道德行為間關系的可能影響。道德心理研究領域中,性別通常都是一個重要的考慮因素。由于最終納入元分析的原始研究基本都沒有報告不同性別的效應量, 也就無法分析性別可能的作用。②調節效應分析中的樣本較少且分配不均衡, 這都會影響分析結果。③本元分析所納入的原始研究中, 未發表的國外文獻數量較少。作為重要的心理學研究主題,探討道德行為的影響因素具有很大的理論與現實意義, 未來的研究可以：①在探討道德心理與行為中理性因素的作用時, 同時考慮非理性因素的作用,從“道德雙加工”角度全面探討道德心理。②針對不道德行為編制道德推理測量工具, 以準確測量不同道德行為的推理。③隨著年齡的增長, 個體的認知能力逐步成熟。在不同的年齡階段, 道德推理與道德行為之間的關系可能有一定的差異。甚至不同年齡階段, 理性因素與非理性因素的作用強度可能會有不同, 今后的研究應該關注這一方面。

5 結論

本元分析發現道德推理與道德行為之間存在聯系, 道德推理測量工具的類型可以影響道德推理與道德行為(道德的行為或不道德的行為)的關系,被試的年齡階段只能影響道德推理與不道德的行為間的關系。

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