累積生態(tài)風(fēng)險對農(nóng)村初中生攻擊行為的影響：有調(diào)節(jié)的中介模型 *

譚千保 李佳圓 劉 旭

(1 湖南科技大學(xué)教育學(xué)院，湘潭 411201) (2 湖南科技大學(xué)農(nóng)村教育改革與發(fā)展研究基地，湘潭 411201)

1 引言

聯(lián)合國教科文組織報告，全球約有三分之一的學(xué)生曾遭受過校園欺凌（UNESCO, 2018），這表明校園欺凌事件并非是某些國家所特有的現(xiàn)象，而是廣泛存在于全世界范圍內(nèi)。我國未成年人的校園欺凌也不容樂觀。校園欺凌作為學(xué)生群體中一類特殊形式的攻擊行為，不僅會給社會造成巨大的負(fù)面影響，也會給被攻擊者帶來無法估量的傷害。目前，不少研究探討了個體攻擊行為的成因（Wang et al., 2020; Yang, Wang, & Li,2020），且大多關(guān)注單一風(fēng)險因素對個體攻擊行為的影響。但從生態(tài)系統(tǒng)理論來看，個體在現(xiàn)實生活中會不可避免地受到多重風(fēng)險因素的疊加影響（Appleyard, Egeland, van Dulmen, & Sroufe,2005）。因此，考察攻擊行為的多重風(fēng)險因素有其理論與現(xiàn)實基礎(chǔ)。

當(dāng)前，農(nóng)村初中生攻擊行為引起了研究者的高度重視。一方面，攻擊行為不利于農(nóng)村初中生的身心健康發(fā)展，而且具有較大的社會危害性，影響農(nóng)村家庭穩(wěn)定和農(nóng)村社會發(fā)展；另一方面，農(nóng)村初中生在生活中會遭遇多種風(fēng)險因素，如家庭教育的缺失、學(xué)校教育資源的匱乏和同伴關(guān)系的迷失等（王學(xué)男, 吳霓, 2019），以上因素都可能將其推上高風(fēng)險的風(fēng)口浪尖。因此，密切關(guān)注農(nóng)村初中生攻擊行為具有十分重要的現(xiàn)實意義。此外，即使農(nóng)村初中生面臨的風(fēng)險因素相同，其攻擊性水平也有所不同，這可能緣于個體自身的某些心理品質(zhì)會作用于累積生態(tài)風(fēng)險對其攻擊行為的影響。目前，少有研究探討累積生態(tài)風(fēng)險是怎樣影響農(nóng)村初中生的攻擊行為的。本研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論，探討累積生態(tài)風(fēng)險對農(nóng)村初中生攻擊行為的影響及其作用機(jī)制（道德推脫的中介作用和共情的調(diào)節(jié)作用）。

1.1 累積生態(tài)風(fēng)險與攻擊行為

生態(tài)系統(tǒng)理論主張不同生態(tài)領(lǐng)域中的風(fēng)險因素會對個體攻擊行為產(chǎn)生重要影響（Wright &Masten, 2005）。在家庭領(lǐng)域中，童年期遭受虐待越多的青少年越容易在后續(xù)發(fā)展過程中表現(xiàn)出傳統(tǒng)的欺凌行為（Wang et al., 2020）。在學(xué)校領(lǐng)域中，不良學(xué)校氛圍會增加青少年欺凌的可能性（Yang et al., 2020）。在社會領(lǐng)域中，混亂無序與充滿暴力的網(wǎng)絡(luò)環(huán)境是滋生青少年攻擊行為的溫床（Cho, Lee, Choi, Choi, & Kim, 2017）。

當(dāng)前的攻擊行為研究主要關(guān)注單一風(fēng)險因素的影響，對累積生態(tài)風(fēng)險與攻擊行為之間關(guān)系的研究較少。已有研究表明累積生態(tài)風(fēng)險能顯著地正向預(yù)測農(nóng)村兒童的校園欺凌行為（譚千保, 伍牧月, 常志彬, 2018），隨著累積生態(tài)風(fēng)險的增加，個體實施暴力犯罪的可能性將不斷增大（Andershed,Gibson, & Andershed, 2016; Savolainen et al., 2018）。農(nóng)村初中生在生活中會受到多種生態(tài)風(fēng)險因素的威脅，而這些風(fēng)險因素疊加在一起可能會成為誘發(fā)其攻擊行為的主要原因。

1.2 道德推脫的中介作用

道德推脫是一種錯誤認(rèn)知傾向，包括重新定義自己的行為使其傷害性顯得更小，最大限度地減少自己在行為后果中的責(zé)任和降低對受害者痛苦的認(rèn)同（Bandura, 1990, 1999, 2002）。農(nóng)村初中生在自身良好道德品質(zhì)的形成和發(fā)展過程中難以獲得來自父母的正確指導(dǎo)和管教，因此有可能會表現(xiàn)出高道德推脫。按照一般攻擊模型的觀點，個體所處的外界環(huán)境因素是輸入變量，個體信息加工模型會對輸入變量進(jìn)行認(rèn)知處理，并啟動相應(yīng)的攻擊圖式，最終導(dǎo)致個體產(chǎn)生攻擊行為（Dewall, Anderson, & Bushman, 2011）。據(jù)此，本研究推斷外界環(huán)境因素（累積生態(tài)風(fēng)險）會誘發(fā)農(nóng)村初中生認(rèn)知處理（高道德推脫），進(jìn)而使其表現(xiàn)出攻擊行為，即道德推脫可能在累積生態(tài)風(fēng)險與農(nóng)村初中生攻擊行為之間起中介作用。

首先，累積生態(tài)風(fēng)險會提高個體的道德推脫水平?，F(xiàn)有研究大多從家庭等單一層面出發(fā)構(gòu)建道德推脫的影響因素模型，有研究發(fā)現(xiàn)個體在童年期所遭受的心理虐待會使其在未來發(fā)展過程中表現(xiàn)出高道德推脫（Fang, Wang, Yuan, & Wen,2020）。也有研究表明多個領(lǐng)域中的風(fēng)險因素會共同作用于個體的道德推脫，隨著不同領(lǐng)域中風(fēng)險因素的加劇，個體道德推脫水平會逐漸上升（Hyde, Shaw, & Moilanen, 2010）。其次，道德推脫會影響個體的攻擊行為。青少年道德推脫水平能正向預(yù)測其攻擊行為（Bj?rehed, Thornberg,W?nstr?m, & Gini, 2020），高道德推脫是個體攻擊行為的“催化劑”。此外，有研究證實道德推脫分別在不良學(xué)校氛圍、童年期虐待與青少年欺凌行為之間起中介作用，即上述單一風(fēng)險因素均能通過道德推脫對青少年欺凌行為產(chǎn)生影響（Wang et al., 2020; Yang et al., 2020）。不難發(fā)現(xiàn)，盡管有研究探討了累積生態(tài)風(fēng)險對個體攻擊行為的影響，但有關(guān)道德推脫在累積生態(tài)風(fēng)險與農(nóng)村初中生攻擊行為之間的中介機(jī)制仍有待進(jìn)一步考察。

1.3 共情的調(diào)節(jié)作用

共情是一種積極心理品質(zhì)。Decety和Jackson（2006）將共情解釋為個體不僅能感受到他人的情緒情感，同時還能對這些情緒情感產(chǎn)生自身的認(rèn)知和理解。Zoll和Enz（2005）認(rèn)為共情包括認(rèn)知共情和情感共情兩個成分，認(rèn)知共情是指個體辨別和推測他人情緒狀態(tài)的能力，而情感共情是指個體對他人情緒做出情感反應(yīng)的能力。社會信息加工理論指出，個體社會行為的差異是由個體自身的某種能力或經(jīng)驗所導(dǎo)致的，個體對所處情境的不恰當(dāng)解讀是誘發(fā)其攻擊行為的主要原因（Crick & Dodge, 1994）?；谏鐣畔⒓庸ひ暯?，有研究發(fā)現(xiàn)共情是影響兒童欺負(fù)行為的重要情感因素（Sticca, Ruggieri, Alsaker, & Perren,2013）。因此，從共情入手探討農(nóng)村初中生攻擊行為的影響因素具有一定的現(xiàn)實意義。

當(dāng)農(nóng)村初中生經(jīng)歷累積生態(tài)風(fēng)險的威脅時，高共情或許能夠充當(dāng)一種保護(hù)因子，為其良好道德品質(zhì)的形成和發(fā)展保駕護(hù)航。有研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知共情和情感共情均能顯著負(fù)向預(yù)測個體的道德推脫（Hyde et al., 2010; Kokkinos & Kipritsi,2018），共情能夠調(diào)節(jié)單一風(fēng)險因素（如童年期心理虐待）對個體道德推脫的正向預(yù)測作用，且該作用在低共情群體中更為顯著（Fang et al., 2020）。因此，農(nóng)村初中生所面臨的累積生態(tài)風(fēng)險可能會阻礙其共情能力的順利發(fā)展，從而促使其表現(xiàn)出道德推脫。此外，有研究發(fā)現(xiàn)高道德推脫和低共情是欺凌行為多發(fā)者常表現(xiàn)出來的典型特征（Zych &Llorent, 2019），高道德推脫和低共情相結(jié)合能在更大程度上誘發(fā)青少年的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為（Ouvrein,De Backer, & Vandebosch, 2018），且共情的情感成分和認(rèn)知成分能顯著調(diào)節(jié)個體道德推脫與其攻擊行為之間的關(guān)系（Bussey, Quinn, & Dobson, 2015）。故而推測，共情將調(diào)節(jié)農(nóng)村初中生道德推脫對其攻擊行為的影響。

本研究以農(nóng)村初中生為調(diào)查對象，基于一般攻擊模型和社會信息加工理論的視角，探究道德推脫在累積生態(tài)風(fēng)險與農(nóng)村初中生攻擊行為之間的中介作用，并檢驗共情對中介路徑的調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法從湖南省兩所農(nóng)村中學(xué)選取880名初中生進(jìn)行問卷調(diào)查，回收問卷870份，剔除無效問卷后得到有效問卷845份。被試平均年齡為13.31歲（SD=0.96歲），其中男生451名，女生394名；初一年級275名，初二年級259名，初三年級311名。

2.2 研究工具

2.2.1 累積生態(tài)風(fēng)險問卷

選取家庭、學(xué)校和同伴等領(lǐng)域中與農(nóng)村初中生攻擊行為密切相關(guān)的13種風(fēng)險因素構(gòu)建累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)。其中，家庭經(jīng)濟(jì)困難、社區(qū)安全、鄰里支持借鑒鮑振宙等人（2014）引用的問卷，學(xué)校聯(lián)結(jié)、學(xué)校管理氛圍、班級氛圍、越軌同伴交往借鑒譚千保等人（2018）引用的問卷，父母疏離、同伴疏離來自青少年依戀量表（張迎黎, 張亞林, 張迎新, 王杰利, 黃存云, 2011），父母婚姻沖突來自兒童對婚姻沖突的感知量表（池麗萍, 辛自強(qiáng),2003），父母拒絕來自簡式父母教養(yǎng)方式問卷（蔣獎, 魯崢嶸, 蔣苾菁, 許燕, 2010），教師支持來自學(xué)生感知教師支持行為問卷（歐陽丹, 2005），同伴支持來自青少年心理韌性量表（李海壘, 張文新, 張金寶, 2008）。本研究中13個風(fēng)險因素問卷的α系數(shù)處于0.68～0.91之間。

2.2.2 攻擊性問卷

采用Buss-Perry攻擊性問卷（劉俊升, 周穎, 顧文瑜, 2009）。該問卷包含4個維度，共29道題，采用5點計分，評分越高，表示感知到自身的攻擊性越強(qiáng)。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.84。

2.2.3 道德推脫問卷

采用青少年道德推脫問卷（楊繼平, 王興超,2012）。該問卷共32道題，采用5點計分，評分越高，表示道德推脫水平越高。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.88。

2.2.4 共情量表

采用中文版人際反應(yīng)指針量表（張鳳鳳, 董毅,汪凱, 詹志禹, 謝倫芳, 2010）。該問卷從認(rèn)知和情感兩個方面考察個體共情能力，共22道題，采用5點計分，評分越高，表示共情能力越強(qiáng)。本研究中該量表的α系數(shù)為0.79。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS20.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，并運用PROCESS宏程序進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗。累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)為被試在13種因子上風(fēng)險劃分結(jié)果（1=有風(fēng)險，0=無風(fēng)險）的總和。其中，在家庭經(jīng)濟(jì)困難、父母婚姻沖突、父母疏離、父母拒絕、同伴疏離和越軌同伴交往維度上得分高于第75百分位數(shù)編碼為1，其余編碼為0；在學(xué)校聯(lián)結(jié)、教師支持、學(xué)校管理氛圍、班級氛圍、同伴支持和鄰里支持維度上得分低于第25百分位數(shù)編碼為1，其余編碼為0；在社區(qū)安全維度上，得分小于3編碼為1，其余編碼為0。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

為控制共同方法偏差效應(yīng)，本研究在收集數(shù)據(jù)時通過反向計分、匿名調(diào)查等方式實施程序監(jiān)控，并在分析數(shù)據(jù)時運用Harman單因素檢驗對所有項目進(jìn)行主成分因素分析。結(jié)果表明，特征值大于1的因子共有46個，且第一個因子解釋的變異量為13.17%，未達(dá)到40%的臨界值，說明本研究不受共同方法偏差問題影響。

3.2 相關(guān)分析

表1列出了各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣。結(jié)果顯示，累積生態(tài)風(fēng)險、道德推脫與攻擊行為兩兩之間均存在顯著正相關(guān)（ps＜0.001），表示適合對其做進(jìn)一步的中介效應(yīng)分析。年級與攻擊行為存在顯著正相關(guān)（p＜0.01），性別與攻擊行為呈邊緣顯著相關(guān)（p=0.09）。進(jìn)一步單因素方差分析和t檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村初中生攻擊行為的年級差異顯著[F(2, 842)=6.17,p＜0.01]，農(nóng)村初中生攻擊行為的性別差異邊緣顯著（t=-1.69,p=0.09），因此在后續(xù)分析中將兩者作為控制變量處理。

表1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)（n=845）

3.3 道德推脫的中介效應(yīng)檢驗

在控制性別和年級后，累積生態(tài)風(fēng)險對攻擊行為的正向預(yù)測作用顯著（β=0.47,p＜0.001）。采用SPSS宏程序PROCESS檢驗中介效應(yīng)，具體來說，以攻擊行為為因變量、累積生態(tài)風(fēng)險為自變量、道德推脫為中介變量，通過Bootstrap方法進(jìn)行中介分析。結(jié)果顯示，道德推脫的中介效應(yīng)為0.09，95%的置信區(qū)間為[0.06, 0.12]，置信區(qū)間不包含零，間接效應(yīng)在總效應(yīng)中所占的比例為18%，即道德推脫在累積生態(tài)風(fēng)險對農(nóng)村初中生攻擊行為的影響中起部分中介作用。

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的觀點，將各個變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理（除性別和年級外），并在控制性別和年級的情況下使用SPSS宏程序PROCESS中的Model58來檢驗道德推脫的中介作用是否受到共情的調(diào)節(jié)。有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗結(jié)果顯示（見表2），累積生態(tài)風(fēng)險與共情的交互項對道德推脫的預(yù)測作用顯著（β=-0.09,p＜0.01），說明共情在累積生態(tài)風(fēng)險對道德推脫的影響中起調(diào)節(jié)作用，即調(diào)節(jié)了中介模型的前半段；道德推脫與共情的交互項對攻擊行為的預(yù)測作用不顯著（β=-0.03,p＞0.05），說明共情在中介模型后半段上的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。綜上，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，共情對道德推脫的中介作用有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

表2 累積生態(tài)風(fēng)險對攻擊行為的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)作進(jìn)一步的整體模型檢驗（見表3），結(jié)果顯示，當(dāng)共情得分低于平均數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差時，道德推脫在累積生態(tài)風(fēng)險與攻擊行為之間的中介效應(yīng)顯著（Effect=0.12, 95%CI=[0.08, 0.17]），當(dāng)共情得分高于平均數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差時，道德推脫的中介效應(yīng)顯著但明顯減弱（Effect=0.06, 95%CI=[0.02, 0.09]），再次驗證了有調(diào)節(jié)的中介模型成立。

表3 不同共情水平下道德推脫的中介效應(yīng)

為了更清楚地揭示共情的調(diào)節(jié)效應(yīng)趨勢，將共情按正負(fù)一個標(biāo)準(zhǔn)差分為高、低兩組，采用簡單斜率檢驗考察共情在累積生態(tài)風(fēng)險與道德推脫關(guān)系中的作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖1所示，當(dāng)共情水平較低時，累積生態(tài)風(fēng)險對道德推脫的正向預(yù)測作用顯著（bsimple=0.41,p＜0.001）；當(dāng)共情水平較高時，累積生態(tài)風(fēng)險對道德推脫的正向預(yù)測作用減弱（bsimple=0.22,p＜0.001;bsimple由0.41下降為0.22）。同理，對認(rèn)知共情和情感共情在累積生態(tài)風(fēng)險與道德推脫之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)趨勢進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知共情與情感共情均能顯著調(diào)節(jié)累積生態(tài)風(fēng)險對道德推脫的正向預(yù)測作用。具體而言，相比于低認(rèn)知共情（bsimple=0.40,p＜0.001），高認(rèn)知共情（bsimple=0.22,p＜0.001）對累積生態(tài)風(fēng)險與道德推脫之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用更明顯（bsimple由0.40下降為0.22）；高情感共情（bsimple=0.26,p＜0.001）和低情感共情（bsimple=0.38,p＜0.001）調(diào)節(jié)作用的差異相對較小（bsimple由0.38下降為0.26）。

再將累積生態(tài)風(fēng)險和共情分別按正負(fù)一個標(biāo)準(zhǔn)差分為高、低兩組，以道德推脫為因變量，累積生態(tài)風(fēng)險和共情為固定因子進(jìn)行兩因素方差分析，結(jié)果顯示累積生態(tài)風(fēng)險和共情的交互作用顯著，F(xiàn)(3, 93)=7.41，p＜0.001。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)：在高累積生態(tài)風(fēng)險情境下，高共情和低共情農(nóng)村初中生的道德推脫得分存在顯著差異，F(xiàn)(1, 93)=5.15，p＜0.05，相比低共情農(nóng)村初中生，高共情農(nóng)村初中生的道德推脫得分更低（p＜0.05）；在低累積生態(tài)風(fēng)險情境下，高共情和低共情農(nóng)村初中生的道德推脫得分差異不顯著，F(xiàn)(1, 93)=0.01，p＞0.05。

圖1 共情在累積生態(tài)風(fēng)險與道德推脫之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

4 討論

4.1 道德推脫在累積生態(tài)風(fēng)險與攻擊行為之間的中介作用

校園欺凌事件不但不利于校園安全的維護(hù)，還會給社會造成極其惡劣的影響。尤其對于未成年人來說，攻擊行為對自身發(fā)展和社會穩(wěn)定有百害而無一利。因此，密切關(guān)注學(xué)生攻擊行為的影響因素對引導(dǎo)這類群體養(yǎng)成良好的行為習(xí)慣和促進(jìn)其身心健康發(fā)展至關(guān)重要?；谏鷳B(tài)系統(tǒng)理論，本研究探討了累積生態(tài)風(fēng)險對農(nóng)村初中生攻擊行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積生態(tài)風(fēng)險能正向預(yù)測其攻擊行為，這與前人的研究結(jié)果一致（Andershed et al., 2016; Savolainen et al., 2018）。更重要的是，本研究還發(fā)現(xiàn)道德推脫在上述兩者間起中介作用。一方面，累積生態(tài)風(fēng)險會阻礙農(nóng)村初中生良好道德品質(zhì)的形成，隨著風(fēng)險因素的不斷累積，農(nóng)村初中生的道德推脫水平隨之上升；另一方面，本研究還發(fā)現(xiàn)高道德推脫是導(dǎo)致農(nóng)村初中生產(chǎn)生攻擊行為的重要原因?，F(xiàn)有研究指出道德推脫在單一風(fēng)險因素與個體攻擊行為間發(fā)揮了中介作用（Wang et al., 2020; Yang et al., 2020）。

綜上所述，農(nóng)村初中生在現(xiàn)實生活中面臨的不同風(fēng)險因素會對其良好道德品質(zhì)的形成和發(fā)展產(chǎn)生一定的消極影響，這一消極影響可能會導(dǎo)致農(nóng)村初中生的道德自我調(diào)節(jié)功能出現(xiàn)選擇性失效，進(jìn)而誘發(fā)高道德推脫。另外，高道德推脫個體會通過自我合理化減少其不道德行為后的內(nèi)疚感和罪惡感，這在某種程度上助長了個體攻擊行為的發(fā)生。

4.2 共情對道德推脫中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)高水平共情可以緩解農(nóng)村初中生因高累積生態(tài)風(fēng)險導(dǎo)致的高道德推脫。其中，相對于共情水平較高的農(nóng)村初中生，道德推脫的中介效應(yīng)在共情水平較低的農(nóng)村初中生中更顯著。已有研究表明，共情能力能削弱風(fēng)險因素對道德推脫的促進(jìn)作用，如共情能夠緩沖童年期心理虐待對個體道德推脫的正向預(yù)測作用（Fang et al.,2020）。也可以理解為，在高累積生態(tài)風(fēng)險情境下，與低共情農(nóng)村初中生相比，高共情的農(nóng)村初中生在做出不道德行為后，通常會感受到更強(qiáng)的內(nèi)疚感、負(fù)罪感，也能夠站在行為承受者的角度去感受和理解由該不道德行為造成的傷害和痛苦，因此較少為自己辯解和推脫本應(yīng)承擔(dān)的后果，其道德推脫水平相對較低。本研究還發(fā)現(xiàn)，相對于情感共情，認(rèn)知共情在累積生態(tài)風(fēng)險與農(nóng)村初中生道德推脫間所起的調(diào)節(jié)作用更加明顯。前人研究顯示，認(rèn)知共情、情感共情均與個體的道德推脫呈顯著負(fù)相關(guān)，但上述兩者對個體道德推脫的預(yù)測作用有所不同，其中認(rèn)知共情對個體道德推脫的影響更大（符婷婷, 李鵬, 葉婷, 2020），這也為本研究結(jié)果提供了有力證據(jù)。綜上，共情的作用就像“緩沖劑”，能夠有效緩解累積生態(tài)風(fēng)險對農(nóng)村初中生道德推脫的促進(jìn)作用。

總體來說，出現(xiàn)這種調(diào)節(jié)模式的原因可能在于：第一，高共情個體通常能夠做到“己所不欲勿施于人”，從源頭上降低自身的道德推脫水平（Kokkinos & Kipritsi, 2018）。第二，與低共情個體相比，高共情個體在做出不道德行為后會有更強(qiáng)烈的內(nèi)疚感，而強(qiáng)烈的內(nèi)疚情緒能在一定程度上抑制其道德推脫的發(fā)生（Roberts, Strayer, &Denham, 2014）。此外，本研究中，共情對中介模型后半段路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，可能是因為道德推脫能夠在很大程度上引導(dǎo)和驅(qū)動個體的行為舉止，以致于共情的緩沖作用較弱，無法抵消由高道德推脫對個體行為產(chǎn)生的強(qiáng)烈影響，進(jìn)而使高道德推脫個體仍表現(xiàn)出較高的攻擊性水平。綜上所述，提升高風(fēng)險農(nóng)村初中生的共情能力來降低其道德推脫水平不容輕視。同時，共情的認(rèn)知成分對農(nóng)村初中生道德推脫的調(diào)節(jié)作用更加突出，這提示通過提高農(nóng)村初中生的認(rèn)知共情能力可有效降低其道德推脫水平。

5 結(jié)論

（1）累積生態(tài)風(fēng)險不僅對農(nóng)村初中生的攻擊行為有直接影響，還能通過道德推脫發(fā)揮間接影響。（2）累積生態(tài)風(fēng)險對道德推脫的正向預(yù)測作用隨著共情能力的提高而逐漸減弱。