青少年外化傾向與親社會(huì)傾向：道德認(rèn)同和共情的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2023-08-08 08:20:20賀益梅
科學(xué)咨詢 2023年11期
賀益梅
（閩南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，福建漳州 363000）
一、背景
親社會(huì)傾向指?jìng)€(gè)體在一定情境下實(shí)施親社會(huì)行為的傾向性[1-3]。中學(xué)生處于個(gè)體身心發(fā)展與行為養(yǎng)成的重要時(shí)期，其親社會(huì)傾向也會(huì)隨之改變。處于青春期的初中生為追求自主，在行為上會(huì)表現(xiàn)出叛逆，這種叛逆可能會(huì)在初二年級(jí)達(dá)到頂峰。追求自主引發(fā)的矛盾沖突讓初一、初二學(xué)生體驗(yàn)到更多的消極情緒。初一、初二學(xué)生身上反映出青少年的典型特點(diǎn)。隨著年級(jí)的增長，中學(xué)生的社會(huì)適應(yīng)性（例如親社會(huì)行為）也在改變[4]。因此，本研究以初一、初二學(xué)生為研究對(duì)象，揭示影響青少年親社會(huì)傾向的因素和發(fā)展規(guī)律，對(duì)促進(jìn)中學(xué)生的親社會(huì)行為具有重要意義。
內(nèi)疚、羞恥情緒對(duì)親社會(huì)行為有重要影響[5-6]。如果個(gè)體感到內(nèi)疚或羞恥，可能會(huì)采取親社會(huì)行動(dòng)來減少痛苦[7]。外化傾向是個(gè)體感到內(nèi)疚、羞恥時(shí)的防御反應(yīng)，表現(xiàn)為個(gè)體傾向于將自身行為帶來的后果歸因于自己以外的因素[8]。外化可減少痛苦的自我覺知。當(dāng)個(gè)體通過外化來減少痛苦，則可能不采取親社會(huì)行動(dòng)。外化傾向可能對(duì)青少年的親社會(huì)傾向有消極影響。根據(jù)道德認(rèn)同理論及相關(guān)研究，青少年道德認(rèn)同越高，親社會(huì)傾向越高[9]。歸因理論提出內(nèi)歸因促使個(gè)體反思自己，改變自身的行為，而外歸因則相反。感到內(nèi)疚的個(gè)體會(huì)內(nèi)歸因，激活道德認(rèn)同，進(jìn)而實(shí)施親社會(huì)行為[10]。高外化傾向的個(gè)體會(huì)進(jìn)行外歸因[8]，關(guān)注外部，難以激活內(nèi)在的道德認(rèn)同，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。根據(jù)共情—利他假說及研究，共情能力越高，親社會(huì)傾向越高[11]。共情需感同身受，先關(guān)注他人，后轉(zhuǎn)到自身，與內(nèi)歸因呈顯著正相關(guān)[12]。但外歸因的個(gè)體關(guān)注外部，難以激活內(nèi)在的共情。進(jìn)行外歸因的個(gè)體可能會(huì)減少共情，進(jìn)而影響親社會(huì)傾向。共情可能會(huì)在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間起中介作用。
儒家提倡“反求諸己”“推己及人”，強(qiáng)調(diào)自我修養(yǎng)及換位思考。根據(jù)內(nèi)化學(xué)說，外在的道德要求可以轉(zhuǎn)化成內(nèi)在的道德信念。高道德認(rèn)同的個(gè)體傾向于內(nèi)歸因和換位思考。換位思考是共情能力的重要組成部分 。研究表明，道德認(rèn)同與共情顯著呈正相關(guān)，在共情與親社會(huì)行為之間起中介作用[2]。因此，如果個(gè)體產(chǎn)生外化傾向，可能難以激活內(nèi)在的道德認(rèn)同，從而降低共情，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。綜上，本研究提出假設(shè)：道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
二、對(duì)象與方法
（一）對(duì)象
筆者采用整群抽樣的問卷調(diào)查法，選取福建省的在校中學(xué)生作為被試，先發(fā)放500份問卷，再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，將不認(rèn)真填答及未上交問卷的被試數(shù)據(jù)剔除后，還剩有效問卷484份，問卷的有效率達(dá)到97%。被試的年齡范圍為13～15[（13.92±0.66）]歲，有6人沒有報(bào)告年齡。初一的學(xué)生有233人，初二的學(xué)生有251人。女生有285人，男生有197人，有2人沒有報(bào)告性別。
（二）工具
1.外化量表
筆者采用了由Tangney和Dearling編制的青少年自我意識(shí)量表中的外化傾向分量表。該量表的中文版本由馬惠霞等人[13]修訂。中文修訂版有13個(gè)題目，使用李克特1～5點(diǎn)計(jì)分法（從1=完全不可能到5=非?？赡埽?，分?jǐn)?shù)越高，表明外化傾向越高。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.76。
2.青少年親社會(huì)傾向量表
寇彧、洪慧芳等人[3]修訂的青少年親社會(huì)傾向量表共有26個(gè)題目，對(duì)被試的作答進(jìn)行計(jì)分采用的是李克特5點(diǎn)評(píng)分法，具體為1分=非常不像我，5分=非常像我。得分越高，表明個(gè)體越傾向于實(shí)施親社會(huì)行為。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.94。
3.道德認(rèn)同量表
筆者采用了Aquino[17]和Reed 編制的道德認(rèn)同量表，該量表的中文版為王興超和楊繼平[14]使用的版本。研究結(jié)果顯示，問卷信效度良好。該量表共有10個(gè)題項(xiàng)，分為2個(gè)維度：內(nèi)在化（5題）、表征化（5題）。筆者采用李克特5點(diǎn)評(píng)分法對(duì)被試的作答進(jìn)行評(píng)分，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。得分越高，表明道德認(rèn)同水平越高。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.78。
4.共情量表
筆者采用了由Davis 編制的共情量表，該量表的中文版本由張鳳鳳等人[15]修訂。中文修訂版有22個(gè)題目，采用的是李克特五點(diǎn)評(píng)分法，“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”，得分越高，表明個(gè)體的共情能力越強(qiáng)。Davis編制的共情量表分為4個(gè)分量表：幻想同理心（7題）、換位思考（7題）、共情關(guān)懷（7題）、個(gè)人痛苦（7題）。在本研究樣本中，該總量表的α系數(shù)為0.82。
（三）統(tǒng)計(jì)方法
筆者選用SSPSS 21.0版本的軟件進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、相關(guān)分析，選用Mplus7.0版本的軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析及效應(yīng)檢驗(yàn)。
三、結(jié)果
（一）共同方法偏差控制與檢驗(yàn)
筆者采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果表明，特征值大于1的因子有19個(gè)。其中，第一個(gè)因子解釋變異量為19.62%，小于40%的臨界值，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（二）相關(guān)分析及鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗(yàn)
相關(guān)分析表明，外化傾向與共情、道德認(rèn)同、青少年親社會(huì)傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，共情、道德認(rèn)同與青少年親社會(huì)傾向兩兩顯著正相關(guān)。筆者將外化傾向和道德認(rèn)同采用因子平衡法進(jìn)行打包處理，將共情和青少年親社會(huì)傾向按維度打包處理。筆者以外化傾向?yàn)樽宰兞?，以青少年親社會(huì)傾向?yàn)橐蜃兞?，以道德認(rèn)同、共情為中介變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，模型的擬合可接受（χ2/df=3.15，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06），結(jié)果見圖1。外化傾向不能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年親社會(huì)傾向（β=-0.10，P>0.05），道德認(rèn)同、共情對(duì)青少年親社會(huì)傾向的正向預(yù)測(cè)均顯著（β=0.35，P<0.001；β=0.65，P<0.001），外向傾向能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)道德認(rèn)同、共情（β=-0.19，P<0.01；β=-0.18，P<0.01）。
圖1 外化傾向與青少年親社會(huì)傾向的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
筆者通過偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap估計(jì)法（重復(fù)抽樣1 000次）得出，道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的95%CI為[-0.150，-0.015]，該區(qū)間不包括0。這表明道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介作用顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的27.43%。共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的95%CI為[-0.234，-0.049]，該區(qū)間不包括0。這表明共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介作用顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的48.10%。道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗(yàn)的95%CI為[-0.120，-0.013]，區(qū)間不包括0。這表明道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的24.47%。本研究有顯著的中介效應(yīng)路徑：道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的中介作用；共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的中介作用；道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。結(jié)果見表1。
表1 道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗(yàn)
四、討論
結(jié)果表明，外化傾向與青少年親社會(huì)傾向呈顯著負(fù)相關(guān)。外化傾向會(huì)影響青少年親社會(huì)傾向的發(fā)展。結(jié)合歸因理論可知，高外化傾向的青少年通過將責(zé)備外化，不從自身尋找原因，降低了親社會(huì)傾向。內(nèi)疚、羞恥對(duì)親社會(huì)行為的影響不同，外化傾向作為內(nèi)疚、羞恥的防御反應(yīng)，可能是導(dǎo)致兩者差異的原因。內(nèi)疚對(duì)親社會(huì)行為有積極影響[5]。但羞恥對(duì)親社會(huì)行為可能是積極的[6]，也可能是消極的[16]。內(nèi)疚是對(duì)行為進(jìn)行責(zé)備，但羞恥是對(duì)自我進(jìn)行責(zé)備，后者的情緒強(qiáng)烈程度及負(fù)面影響更大[7]。羞恥可能更易引發(fā)個(gè)體產(chǎn)生外化傾向，進(jìn)而影響親社會(huì)行為。
筆者通過相關(guān)研究，發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向間起中介作用。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，無法激活道德認(rèn)同，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。根據(jù)道德認(rèn)同理論，道德認(rèn)同水平越高的青少年，其越傾向于實(shí)施親社會(huì)行為[9]。內(nèi)疚的個(gè)體會(huì)進(jìn)行內(nèi)歸因，激活道德認(rèn)同[10]，進(jìn)而采取補(bǔ)償行動(dòng)[7]。因此，個(gè)體進(jìn)行內(nèi)歸因還是外歸因會(huì)對(duì)道德認(rèn)同起不同的作用，進(jìn)而影響親社會(huì)傾向。共情是對(duì)他人痛苦的感同身受。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，無法激活內(nèi)在的共情，不改變自身行為，而是降低共情以逃避痛苦[17]。這一結(jié)果從反面驗(yàn)證了內(nèi)歸因與共情的積極聯(lián)系[12]。因此，歸因方式會(huì)影響個(gè)體內(nèi)在資源的激活，從而影響親社會(huì)傾向。筆者還發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同和共情會(huì)在外化傾向和青少年親社會(huì)傾向間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，降低道德認(rèn)同，進(jìn)而降低親社會(huì)傾向。本研究的結(jié)果表明道德認(rèn)同會(huì)對(duì)共情產(chǎn)生積極影響，符合傳統(tǒng)的儒家思想，與以往研究一致[2]。
綜上，筆者以初一、初二年級(jí)的學(xué)生為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)行為中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?duì)培養(yǎng)青少年親社會(huì)傾向具有重要啟發(fā)。教師應(yīng)引導(dǎo)青少年進(jìn)行正確歸因，教導(dǎo)其自我反思，增強(qiáng)青少年的道德認(rèn)同，提高青少年的共情能力，進(jìn)而促進(jìn)親社會(huì)傾向的產(chǎn)生與發(fā)展。此外，教師還要教導(dǎo)青少年通過積極的行動(dòng)來調(diào)節(jié)消極情緒，而非逃避。本研究還存在以下不足：第一，本研究樣本不含初三年級(jí)的學(xué)生，研究結(jié)果推廣需謹(jǐn)慎；第二，本研究是橫向研究，難以進(jìn)行因果推論。
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親社會(huì)傾向指?jìng)€(gè)體在一定情境下實(shí)施親社會(huì)行為的傾向性[1-3]。中學(xué)生處于個(gè)體身心發(fā)展與行為養(yǎng)成的重要時(shí)期，其親社會(huì)傾向也會(huì)隨之改變。處于青春期的初中生為追求自主，在行為上會(huì)表現(xiàn)出叛逆，這種叛逆可能會(huì)在初二年級(jí)達(dá)到頂峰。追求自主引發(fā)的矛盾沖突讓初一、初二學(xué)生體驗(yàn)到更多的消極情緒。初一、初二學(xué)生身上反映出青少年的典型特點(diǎn)。隨著年級(jí)的增長，中學(xué)生的社會(huì)適應(yīng)性（例如親社會(huì)行為）也在改變[4]。因此，本研究以初一、初二學(xué)生為研究對(duì)象，揭示影響青少年親社會(huì)傾向的因素和發(fā)展規(guī)律，對(duì)促進(jìn)中學(xué)生的親社會(huì)行為具有重要意義。
內(nèi)疚、羞恥情緒對(duì)親社會(huì)行為有重要影響[5-6]。如果個(gè)體感到內(nèi)疚或羞恥，可能會(huì)采取親社會(huì)行動(dòng)來減少痛苦[7]。外化傾向是個(gè)體感到內(nèi)疚、羞恥時(shí)的防御反應(yīng)，表現(xiàn)為個(gè)體傾向于將自身行為帶來的后果歸因于自己以外的因素[8]。外化可減少痛苦的自我覺知。當(dāng)個(gè)體通過外化來減少痛苦，則可能不采取親社會(huì)行動(dòng)。外化傾向可能對(duì)青少年的親社會(huì)傾向有消極影響。根據(jù)道德認(rèn)同理論及相關(guān)研究，青少年道德認(rèn)同越高，親社會(huì)傾向越高[9]。歸因理論提出內(nèi)歸因促使個(gè)體反思自己，改變自身的行為，而外歸因則相反。感到內(nèi)疚的個(gè)體會(huì)內(nèi)歸因，激活道德認(rèn)同，進(jìn)而實(shí)施親社會(huì)行為[10]。高外化傾向的個(gè)體會(huì)進(jìn)行外歸因[8]，關(guān)注外部，難以激活內(nèi)在的道德認(rèn)同，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。根據(jù)共情—利他假說及研究，共情能力越高，親社會(huì)傾向越高[11]。共情需感同身受，先關(guān)注他人，后轉(zhuǎn)到自身，與內(nèi)歸因呈顯著正相關(guān)[12]。但外歸因的個(gè)體關(guān)注外部，難以激活內(nèi)在的共情。進(jìn)行外歸因的個(gè)體可能會(huì)減少共情，進(jìn)而影響親社會(huì)傾向。共情可能會(huì)在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間起中介作用。
儒家提倡“反求諸己”“推己及人”，強(qiáng)調(diào)自我修養(yǎng)及換位思考。根據(jù)內(nèi)化學(xué)說，外在的道德要求可以轉(zhuǎn)化成內(nèi)在的道德信念。高道德認(rèn)同的個(gè)體傾向于內(nèi)歸因和換位思考。換位思考是共情能力的重要組成部分 。研究表明，道德認(rèn)同與共情顯著呈正相關(guān)，在共情與親社會(huì)行為之間起中介作用[2]。因此，如果個(gè)體產(chǎn)生外化傾向，可能難以激活內(nèi)在的道德認(rèn)同，從而降低共情，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。綜上，本研究提出假設(shè)：道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
二、對(duì)象與方法
（一）對(duì)象
筆者采用整群抽樣的問卷調(diào)查法，選取福建省的在校中學(xué)生作為被試，先發(fā)放500份問卷，再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，將不認(rèn)真填答及未上交問卷的被試數(shù)據(jù)剔除后，還剩有效問卷484份，問卷的有效率達(dá)到97%。被試的年齡范圍為13～15[（13.92±0.66）]歲，有6人沒有報(bào)告年齡。初一的學(xué)生有233人，初二的學(xué)生有251人。女生有285人，男生有197人，有2人沒有報(bào)告性別。
（二）工具
1.外化量表
筆者采用了由Tangney和Dearling編制的青少年自我意識(shí)量表中的外化傾向分量表。該量表的中文版本由馬惠霞等人[13]修訂。中文修訂版有13個(gè)題目，使用李克特1～5點(diǎn)計(jì)分法（從1=完全不可能到5=非?？赡埽?，分?jǐn)?shù)越高，表明外化傾向越高。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.76。
2.青少年親社會(huì)傾向量表
寇彧、洪慧芳等人[3]修訂的青少年親社會(huì)傾向量表共有26個(gè)題目，對(duì)被試的作答進(jìn)行計(jì)分采用的是李克特5點(diǎn)評(píng)分法，具體為1分=非常不像我，5分=非常像我。得分越高，表明個(gè)體越傾向于實(shí)施親社會(huì)行為。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.94。
3.道德認(rèn)同量表
筆者采用了Aquino[17]和Reed 編制的道德認(rèn)同量表，該量表的中文版為王興超和楊繼平[14]使用的版本。研究結(jié)果顯示，問卷信效度良好。該量表共有10個(gè)題項(xiàng)，分為2個(gè)維度：內(nèi)在化（5題）、表征化（5題）。筆者采用李克特5點(diǎn)評(píng)分法對(duì)被試的作答進(jìn)行評(píng)分，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。得分越高，表明道德認(rèn)同水平越高。在本研究樣本中，該量表的α系數(shù)為0.78。
4.共情量表
筆者采用了由Davis 編制的共情量表，該量表的中文版本由張鳳鳳等人[15]修訂。中文修訂版有22個(gè)題目，采用的是李克特五點(diǎn)評(píng)分法，“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”，得分越高，表明個(gè)體的共情能力越強(qiáng)。Davis編制的共情量表分為4個(gè)分量表：幻想同理心（7題）、換位思考（7題）、共情關(guān)懷（7題）、個(gè)人痛苦（7題）。在本研究樣本中，該總量表的α系數(shù)為0.82。
（三）統(tǒng)計(jì)方法
筆者選用SSPSS 21.0版本的軟件進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、相關(guān)分析，選用Mplus7.0版本的軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析及效應(yīng)檢驗(yàn)。
三、結(jié)果
（一）共同方法偏差控制與檢驗(yàn)
筆者采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果表明，特征值大于1的因子有19個(gè)。其中，第一個(gè)因子解釋變異量為19.62%，小于40%的臨界值，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（二）相關(guān)分析及鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗(yàn)
相關(guān)分析表明，外化傾向與共情、道德認(rèn)同、青少年親社會(huì)傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，共情、道德認(rèn)同與青少年親社會(huì)傾向兩兩顯著正相關(guān)。筆者將外化傾向和道德認(rèn)同采用因子平衡法進(jìn)行打包處理，將共情和青少年親社會(huì)傾向按維度打包處理。筆者以外化傾向?yàn)樽宰兞?，以青少年親社會(huì)傾向?yàn)橐蜃兞?，以道德認(rèn)同、共情為中介變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，模型的擬合可接受（χ2/df=3.15，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06），結(jié)果見圖1。外化傾向不能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年親社會(huì)傾向（β=-0.10，P>0.05），道德認(rèn)同、共情對(duì)青少年親社會(huì)傾向的正向預(yù)測(cè)均顯著（β=0.35，P<0.001；β=0.65，P<0.001），外向傾向能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)道德認(rèn)同、共情（β=-0.19，P<0.01；β=-0.18，P<0.01）。
圖1 外化傾向與青少年親社會(huì)傾向的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
筆者通過偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap估計(jì)法（重復(fù)抽樣1 000次）得出，道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的95%CI為[-0.150，-0.015]，該區(qū)間不包括0。這表明道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介作用顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的27.43%。共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的95%CI為[-0.234，-0.049]，該區(qū)間不包括0。這表明共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的中介作用顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的48.10%。道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗(yàn)的95%CI為[-0.120，-0.013]，區(qū)間不包括0。這表明道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的24.47%。本研究有顯著的中介效應(yīng)路徑：道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的中介作用；共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的中介作用；道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。結(jié)果見表1。
表1 道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向之間中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗(yàn)
四、討論
結(jié)果表明，外化傾向與青少年親社會(huì)傾向呈顯著負(fù)相關(guān)。外化傾向會(huì)影響青少年親社會(huì)傾向的發(fā)展。結(jié)合歸因理論可知，高外化傾向的青少年通過將責(zé)備外化，不從自身尋找原因，降低了親社會(huì)傾向。內(nèi)疚、羞恥對(duì)親社會(huì)行為的影響不同，外化傾向作為內(nèi)疚、羞恥的防御反應(yīng)，可能是導(dǎo)致兩者差異的原因。內(nèi)疚對(duì)親社會(huì)行為有積極影響[5]。但羞恥對(duì)親社會(huì)行為可能是積極的[6]，也可能是消極的[16]。內(nèi)疚是對(duì)行為進(jìn)行責(zé)備，但羞恥是對(duì)自我進(jìn)行責(zé)備，后者的情緒強(qiáng)烈程度及負(fù)面影響更大[7]。羞恥可能更易引發(fā)個(gè)體產(chǎn)生外化傾向，進(jìn)而影響親社會(huì)行為。
筆者通過相關(guān)研究，發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同在外化傾向與青少年親社會(huì)傾向間起中介作用。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，無法激活道德認(rèn)同，進(jìn)而減少親社會(huì)傾向。根據(jù)道德認(rèn)同理論，道德認(rèn)同水平越高的青少年，其越傾向于實(shí)施親社會(huì)行為[9]。內(nèi)疚的個(gè)體會(huì)進(jìn)行內(nèi)歸因，激活道德認(rèn)同[10]，進(jìn)而采取補(bǔ)償行動(dòng)[7]。因此，個(gè)體進(jìn)行內(nèi)歸因還是外歸因會(huì)對(duì)道德認(rèn)同起不同的作用，進(jìn)而影響親社會(huì)傾向。共情是對(duì)他人痛苦的感同身受。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，無法激活內(nèi)在的共情，不改變自身行為，而是降低共情以逃避痛苦[17]。這一結(jié)果從反面驗(yàn)證了內(nèi)歸因與共情的積極聯(lián)系[12]。因此，歸因方式會(huì)影響個(gè)體內(nèi)在資源的激活，從而影響親社會(huì)傾向。筆者還發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同和共情會(huì)在外化傾向和青少年親社會(huì)傾向間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。高外化傾向的青少年會(huì)進(jìn)行外歸因，降低道德認(rèn)同，進(jìn)而降低親社會(huì)傾向。本研究的結(jié)果表明道德認(rèn)同會(huì)對(duì)共情產(chǎn)生積極影響，符合傳統(tǒng)的儒家思想，與以往研究一致[2]。
綜上，筆者以初一、初二年級(jí)的學(xué)生為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同和共情在外化傾向與青少年親社會(huì)行為中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?duì)培養(yǎng)青少年親社會(huì)傾向具有重要啟發(fā)。教師應(yīng)引導(dǎo)青少年進(jìn)行正確歸因，教導(dǎo)其自我反思，增強(qiáng)青少年的道德認(rèn)同，提高青少年的共情能力，進(jìn)而促進(jìn)親社會(huì)傾向的產(chǎn)生與發(fā)展。此外，教師還要教導(dǎo)青少年通過積極的行動(dòng)來調(diào)節(jié)消極情緒，而非逃避。本研究還存在以下不足：第一，本研究樣本不含初三年級(jí)的學(xué)生，研究結(jié)果推廣需謹(jǐn)慎；第二，本研究是橫向研究，難以進(jìn)行因果推論。
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