青少年的道德推脫及其形成機制的實證研究——基于全國10省/市4000多名中學生的調查

龍國蓮，　楊阿諾，　劉冬梅，　卓云輝

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

青少年的道德推脫及其形成機制的實證研究——基于全國10省/市4000多名中學生的調查

龍國蓮1，楊阿諾2，劉冬梅3，卓云輝4

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

基于對全國10省（市）4000多名初高中學生的問卷調查，考察了青少年的道德推脫及其形成機制。實證結果表明，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“有點同意”之間，但其道德推脫中責任擴散機制的水平則比較高，得分為1.85分，已接近對相關推脫指標持“有點同意”的水平；這暗示，青少年更多地以模糊行為與后果間因果關系的方式來為自己的不道德行為免除自我譴責；進一步分析后發現，社會關系、等級式權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； 社會關系； 等級式權威教化； 理性選擇； 青少年

一、問題的提出

道德推脫是班杜拉在社會認知理論框架下提出來的、用來解釋不道德現象的一個重要概念［1］。在班杜拉看來，道德推脫指的是個體的一種認知傾向，包括重新定義自己的行為、模糊因果機制、扭曲傷害后果和歸責受害者［2］，可弱化和抑制道德自我約束對個體行為的調節作用。它具體通過道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任擴散、忽視或扭曲傷害后果、非人性化和罪責歸因等八種機制發揮作用［3］。

道德推脫一經提出，就被廣泛地用來解釋個體的各種不道德行為。班杜拉等人（Bandura et al.）基于799名青少年的調查數據分析發現，道德推脫通過減少親社會性和預期的自我譴責以及通過提升導向攻擊性的認知性反應來促進不道德行為［4］。佩爾頓等人（Pelton et al.）也發現，道德推脫對孩子的攻擊性和過錯行為有顯著的正向影響，且在積極的教養方式與孩子的過錯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現，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出更多的攻擊性和暴力行為［2］。國內學者也在個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現，道德推脫在父母沖突與青少年攻擊行為之間起著部分調節作用，而這一中介作用又受到其道德判斷的調節［6］；他們在另一項研究中也發現了道德推脫對青少年攻擊行為的顯著正向影響，且受道德判斷的調節，而且這種調節作用存在性別差異［7］；另有研究發現，道德推脫對青少年攻擊行為的影響還受到道德認同的調節作用［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名大學雇員的調查發現，那些有較強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.）研究發現，雇員的道德推脫水平可調節管理人員的道德推脫與雇員有關道德領導的感知之間的關系，即當雇員的道德推脫水平較低時，管理人員的道德推脫與雇員有關道德領導的感知之間的負向關系更強［10］。在班杜拉的基礎上，莫爾（Moore）構建了一個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，在抑制個體有關他們所做決策的道德內容的意識中助長組織腐敗，最后，在因促進組織利益而得到獎賞的過程中使組織腐敗得到長期存在［11］。在另一項研究中，莫爾和他的同事基于經驗資料證實了道德推脫傾向對自我報告的不道德行為、做出錯誤的決定、工作場所的利己決定和管理者與同事報告的不道德行為等多種行為結果有預測作用［12］。

已有研究大多將道德推脫作為一個既定因素，探討其對個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地關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？即使之前有研究關注過這一問題，也僅零星地分析了人口學變量［13］、個體特征［14］和個體所處環境［15］對道德推脫的影響。本文試圖從社會學、政治學和經濟學等三個學科視角對道德推脫的形成機制提出解釋。作為道德心理的道德推脫是一種復雜的社會現象：從社會學視角看，它是社會關系的產物；從政治學視角看，它是等級式權威教化的產物；從經濟學視角看，它則是理性選擇的結果［16］。在經驗層面上，社會關系、等級式權威教化和理性選擇是否如我們在理論上所預測的那樣，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查數據，在描述青少年道德推脫水平的基礎上回答上述問題。

二、研究方法

（一）數據來源

本研究的調查對象是初高中在校學生，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］；調查時間是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合：用方便抽樣法抽取省、市/縣和學校，用整群抽樣法在學校內部抽取班級。具體抽樣程序是，首先在東、中、西部地區分別各抽取2個省，然后在被抽取的省分別抽取1-2個市/縣，再后在被抽取的市/縣抽取1-2所中學，而后在被抽取學校的每一個年級各抽取1個班級；最后對被抽取班級的每一個學生做自填式問卷調查。據此，我們獲得了來自10個省（含直轄市）、20個市/縣、33所中學的共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；重點學校學生占43.1%（1 903人），獨生子女占49%（2 158人）；20%左右（972人）的學生有宗教信仰，近40%（1 628人）的學生擔任干部；認同學習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），父親為公務員、專業技術人員、管理人員和個體私營企業主等中等及以上收入階層的學生占60%（2 625人）；35.8%（1 555人） 的學生家住農村和城鄉結合部，13%（568人）的學生住在中檔以下的城市社區，而家住中檔以上城市社區的學生占19.3%（841人），另有31.9%（1 385人）的學生家住中檔城市社區；中部地區學生占43.8%（1 979人），東部地區占33.6%（1517人），而西部地區占 22.6%（1 019人）。從樣本分布看，除地區分布略有失衡外，其他變量的分布基本接近現實。

（二）變量測量及設置

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］對其進行測量，該量表共包括32項指標，例如，“為了保護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“當考慮到別人在打人時，我覺得損壞財物沒什么大不了”等，調查對象被要求從“不同意”、“有點同意”和“同意”等三個答案選項中選出一項來表征其在道德推脫某維度上的水平（選擇“不同意”、“有點同意”和“同意”，分別被賦值1分、2分和3分）。在數據分析中，調查對象在道德推脫32項指標上的得分被累加為一個指數值，最大值為96，最小值為32，均值為44.2。指數值越大，表示道德推脫水平越高。

2.自變量

社會關系、等級式權威教化和理性選擇是本研究的自變量。

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

等級式權威教化指的是借助命令-服從型權力關系結構強迫或勸服其成員信奉和遵守組織規范的過程，可用家庭教養方式來測量。其中，家庭教養方式以改編自蔣獎、魯崢嶸、蔣苾菁和許燕修訂的簡氏父母教養方式問卷［19］來測量，改編后的量表包括16個項目，調查對象被要求從“完全不一致”、“不太一致”、“說不清”、“比較一致”和“完全一致”等五個答案選項中選出一項來表征其父母采取某種教養方式的程度。經因子分析后，分別測量父親和母親教養方式的16個項目被分別提取出了3個因子，即拒絕型教養方式（例如，“父/母親經常以一種使我很難堪的方式對待我”，共4個項目）、情感溫暖型教養方式（例如，“父/母親當我遇到不順心的事時，盡量安慰我”，共4個項目）和過度保護型教養方式（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個項目）。

理性選擇指的是根據成本最小化和收益最大化的邏輯來做決策和行動，可用行動者的經濟實力來間接考察，因為經濟實力強的行動者有能力為遵循社會所倡導的規范而承擔更大的風險（或成本）。本研究用月零花錢和家庭經濟條件來測量青少年承擔為遵循社會所倡導的規范而失去其他機會所造成的損失的能力。在數據處理中，月零花錢是連續變量，家庭經濟條件是一個類別變量（“富裕”、“一般”和“貧窮”），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、學校等級、是否獨生子女、宗教信仰、是否擔任學生干部、學習成績、父母關系、父親職業、父親受教育年限、社區類型和地區等。

在數據處理中，性別為虛擬變量，設女=0；年級為連續變量；學校等級為虛擬變量，設普通學校=0；是否獨生子女為虛擬變量，設非獨生子女=0；宗教信仰為虛擬變量，設不信教=0；是否擔任學生干部為虛擬變量，設不擔任干部=0；學習成績為連續變量；父母關系為虛擬變量，設離婚=0；父親職業為虛擬變量，設無職業=0；父親受教育年限根據中國現行學制由父親受教育程度轉化而來；社區類型為虛擬變量，設農村社區=0；地區由調查對象所在省（直轄市）合并轉化而來，分為西、中、東三個地區，為虛擬變量，設西部地區=0。

三、結果分析

（一）青少年道德推脫的水平及其機制

利用班杜拉的道德推脫量表調查在校初高中生，所得結果見表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“有點同意”之間，不算太高，表明青少年受源自道德準則的自我約束比較大。

從道德推脫的8個機制看，責任擴散的得分最高，達到了1.85分，接近“有點同意”的水平。值得注意的是，“如果一個集體一起決定做壞事，那么只責罰這個集體中的某個孩子是不公平的”和“因為集體造成的傷害，而責罰這個集體中的一個孩子，是不公平的”這兩項指標的得分均超過了2分，介于“有點同意”和“同意”之間，表示比較認同它們的青少年分別高達75.4%和72.6%，表示完全認同的也分別有56.8%和51.0%。

道德辯護的得分位居其次，為1.49分，介于“不同意”和“有點同意”的正中間。其中，表示比較認同“為了保護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同這兩項指標；另有近40%的青少年比較認同“打那些說你家人壞話的人，是對的”。

責任轉移的得分位居第三，為1.42分，也介于“不同意”和“有點同意”之間。其中，表示比較認同“如果一個孩子是迫于他朋友的壓力而做壞事，那這孩子不應該被責罰”的青少年為45.3%，表示比較認同“如果小孩生活在一個不良環境中，那他們不應該因為攻擊性行為而受到責罰”的也有近40%（37.1%），有近10%的青少年表示完全認同這一點。

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，因為打他/她就更為惡劣了”被認同的程度最高，但也只有18.9%的青少年對這一點表示認同；表示比較認同“與那些偷很多錢的人相比，偷一點點錢不算什么”和“跟違法行為相比，不付錢就從商店里拿東西不算嚴重”的分別只有6.6%和9.7%，而表示完全認同它們的分別僅為1.9%和3.1%。

表1　青少年道德推脫的水平及其機制

得分位居倒數第二的是非人性化和扭曲結果，其得分均為1.24分。在非人性化中，表示比較認同“有些人只值得像對待動物一樣被對待”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%，而表示比較認同“有些人因為缺乏知覺，即使被傷害了，他們也感覺不到，對這樣的人就應該粗暴對待”的則只有11.2%，表示完全認同這一點的則僅有2.7%。在扭曲結果中，表示比較認同“小孩不用在意被取笑，因為那表示別人對他們感興趣”和“撒點小謊沒有關系，因為它也不會給別人造成什么傷害”的分別為28.8%和27.8%，而表示比較認同“孩子之間的相互侮辱，不會傷害到任何人”的則只有11.2%。

在道德推脫的8種機制中，道德辯護、委婉標簽和有利比較三者都旨在對有害的或不道德的行為進行重構，使之合法化或變得可接受；責任轉移和責任擴散的實質是模糊行為與后果之間的因果機制，從而免除個體理應為行為后果擔負的責任；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，以消解個體的責任；責備歸因和非人性化指向的則是受害者，即將過錯歸因于受害者或認定受害者不具有正常人的特性而理應受到傷害。據此，將各機制合并求平均數后可發現，青少年在模糊行為與后果之間的因果機制這類道德推脫上的得分最高，為1.64分（求1.42和1.85的算術平均數），表明青少年更多地以模糊或扭曲行為與后果間關系的方式來免除自我譴責。由表1還可看到，重構不道德行為，使之更為社會所接受，也是青少年較常選擇的道德推脫機制。

（二）青少年道德推脫的形成機制分析

表2中列出了分別以道德推脫水平為因變量，以社會關系（孤獨感、社會贊許性期望）、等級式權威教化（父親拒絕型教養方式、父親情感溫暖型教養方式、父親過度保護型教養方式、母親拒絕型教養方式、母親情感溫暖型教養方式、母親過度保護型教養方式）、理性選擇（月零花錢、家庭經濟條件）為自變量，控制性別、年級、學校等級、宗教信仰、學生干部、學習成績、父母關系、父親職業、父親受教育年限、社區類型、地區等變量的一組多元線性回歸分析結果。

表2中的模型1是一個基準模型，在該模型中只納入了因變量和本研究設定的控制變量。模型1顯示，性別、年級、學校類型、宗教信仰、學習成績、父親職業、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，學生的道德推脫水平也逐漸提高；重點學校學生的道德推脫水平較普通學校低；跟非獨生子女相比，獨生子女的道德推脫水平更低；跟不信教的學生相比，信教學生（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；跟父親無職業的學生相比，那些父親為管理人員、技術人員和農民的學生的道德推脫水平更低；父親受教育年限越長，學生的道德推脫水平越高。

為了考察社會關系對青少年道德推脫的影響，我們在模型1的基礎上納入了孤獨感和社會贊許性期望這兩個變量，所得結果見模型2。模型2顯示，孤獨感對青少年道德推脫有顯著的正向影響：孤獨感每增加1個單位，青少年的道德推脫水平則增加19.1%（p＜0.001）。也就是說，緊密的伙伴關系有助于降低青少年的道德推脫水平。模型2還顯示，社會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、是否獨生子女、宗教信仰、學習成績、父親職業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。

為了考察等級式權威教化對青少年道德推脫的影響，我們在模型2的基礎上納入了父母教養方式等6個變量，所得結果見模型3。模型3顯示，母親拒絕型教養方式和母親過度保護型教養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-服從式的權威型教養方式并不能促進青少年的自我約束，反而提高了其道德推脫水平。從模型3可看到，三類父親教養方式和母親情感溫暖型教養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，孤獨感對青少年道德推脫的顯著影響依然存在，而社會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：社會贊許性期望每增加1個單位，后者則降低29.4%（p＜0.1）。這表明，嵌入社會關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一步檢驗社會關系和等級式權威教化等變量影響青少年道德推脫的穩定性，我們在模型3的基礎上納入了月零花錢和家庭經濟條件這兩個變量，所得結果見模型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），而家庭經濟條件對它的影響則不顯著。

從模型4還可看到，社會關系中的孤獨感和社會贊許性期望、等級式權威教化中的母親拒絕型和過度保護型教養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：孤獨感每增加1個單位，青少年的道德推脫水平則提高14.5%（p＜0.001）；社會贊許性期望每增加1個單位，后者則降低29.9%（p＜0.1）；母親拒絕型和過度保護性教養方式分別每增加1個單位，后者則分別增加90.6%（p＜0.001）和41.6%（p＜0.05）。這表明，社會關系和等級式權威教化對青少年的道德推脫均有著較穩定的影響。另外，性別、年級、是否獨生子女、宗教信仰中民間信仰、學習成績、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定。

四、結論與簡要討論

基于對全國10省（直轄市）4 000多名初高中學生的問卷調查，本文考察了青少年的道德推脫水平及其形成機制。實證結果表明，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“有點同意”之間，但其道德推脫中責任擴散機制的水平則比較高，得分為1.85分，已接近對相關推脫指標持“有點同意”的水平；這暗示，青少年更多地以模糊行為與后果間因果關系的方式來為自己的不道德行為免除自我譴責；進一步分析后發現，社會關系、等級式權威教化和理性選擇均對青少年的道德推脫有一定解釋力。

在上述研究發現中，有如下方面值得進一步討論：

社會關系中的兩個變量對青少年道德推脫的影響貌似是相反的，但其實質卻是一致的，即關系性嵌入（同伴關系和社會贊許性期望）能抑制青少年道德推脫的形成和發展。這一發現實證支持了涂爾干關于道德的經典命題：道德根植于人的社會本性和社會聯系中，“一旦所有的社會聯系都消失時……那么政治、經濟就與道德隔離了”［20］。

作為等級式權威教化的父母教養方式并不如我們所預期的那樣對青少年的道德觀念有規制作用。在父母教養方式中，三類父親教養方式和母親溫暖情感型教養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型教養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，拒絕型和過度保護型教養方式屬于比較典型的命令-服從型等級式權威教化，但它們并沒有使青少年完全接受為社會所廣泛認同的道德觀念，而是導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。這不得不讓我們質疑等級式權威在道德教化和型塑中的正向作用：等級式權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則的內心認可，甚至還可能適得其反。

遵循理性選擇邏輯，我們原本預期，抗風險能力能使青少年勇于擔當責任、認同主流道德觀念，但數據分析則發現，標示抗風險能力的月零花錢數量促進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任。造成這一結果可能與如何理解“風險”這一概念有關。此處的風險，可以是行動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，但也可以是行動者抗拒或消解因推卸責任所帶來的社會壓力所需付出的成本。而本研究的實證發現則支持了第二種有關風險的解釋。這意味著，抗風險能力并不一定能促成青少年主流道德觀念的形成和發展，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濟條件來測量青少年的抗風險能力，尤其是用它們來考察青少年道德決策中的理性選擇機制，仍需進一步研究。道德決策中的理性選擇機制也許并不能完全如本研究那樣簡化處理，而是一個需要介入測量新思路的復雜過程。

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

［2］Paciello，M.，Fida，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.，Forehand，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：有調節的中介效應［J］.心理學報，2012，44（8）：1075-1085.

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

［8］王興超，楊繼平.道德推脫與大學生親社會行為：道德認同的調節效應［J］.心理科學，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.道德行為形成機制的多維探討［J］.長沙民政職業技術學院學報，2013，20（2）：54-57.

［17］勞拉·E.伯克.伯克畢生發展心理學：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，魯崢嶸，蔣苾菁，等.簡式父母教養方式問卷中文版的初步修訂［J］.心理發展與教育，2010，35（1）：94-99.

［20］涂爾干.職業倫理與公民道德［M］.北京：商務印書館，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科學研究項目“青少年的道德狀況及其形成與發展機制的實證研究——一項基于跨學科的分析”（11YJC840031）。

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