公民道德推脫問卷的修訂

公民道德推脫問卷的修訂

1道德推脫問卷近年來，隨著社會公德的流失和人民道德素質的下降，特別是溫家寶總理關于“道德血液”的呼吁越來越受到重視。Bandura(1990)認為不道德行為的最好解釋存在于潛在的心理機制中,并由此提出了道德推脫的概念(moraldisengagement)。道德推脫是指個體產生的一些特定的認知傾向,這些認知傾向包括重新定義自己的行為使其傷害性顯得更小、最大程度地減少自己在行為后果中的責任和降低對受傷目標痛苦的認同(Bandura,1990,1999,2002)。道德推脫包括八個相互關聯的推脫機制,分別為:道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任分散、扭曲結果、非人性化、責備歸因。個體通過這八個相互關聯的推脫機制可以使其內部的道德自我調節(jié)功能失效,使其在違反內部道德標準時也不會有明顯的內疚和自責,因而更有可能做出不道德行為(如攻擊性行為等)。目前,有關道德推脫的研究已經受到西方道德心理學研究者的廣泛關注(楊繼平,王興超,高玲,2010)。在道德推脫的測量方面,Bandura,Barbaranelli,Caprara和Pastorelli(1996)最早編制了兒童道德推脫問卷。之后,隨著道德推脫研究范圍的不斷擴展,研究者根據研究內容和對象的不同,編制了多個適合于特定領域的道德推脫問卷。McALister,Bandura和Owen(2006)基于對軍事行動態(tài)度的研究,編制了關于軍事行動態(tài)度的道德推脫問卷;Barsky,Islam和Zyphur(2006)從道德辯護和責任轉移的角度出發(fā),編制了員工道德推脫問卷;South和Wood(2006)通過對男性成年服刑人員的研究,編制了服刑人員道德推脫問卷;Boardley和Kavussanu(2007)基于對運動員反社會行為的研究,編制了運動員道德推脫問卷。上述道德推脫問卷多是針對某一特殊群體或特定領域的測量,但是近些年來隨著道德推脫研究的進一步發(fā)展,超越特定領域、在多個領域內進行道德推脫的測量成為了一種新的趨勢(楊繼平,王興超,高玲,2010)。正是基于這種需要,Caprara,Fida,Vecchione,Tramontano和Barbaranelli(2009)根據道德推脫理論,編制了公民道德推脫問卷,并將道德推脫的研究推廣到了一個更廣的范圍,大大促進了道德推脫研究的發(fā)展。雖然目前國內學者王興超和楊繼平(2010)曾對Bandura等人(1996)的道德推脫問卷進行了初步修訂,但是有關公民道德推脫問卷的信效度研究卻未見報道。同時,現有道德推脫問卷的結構與理論基礎并不一致,根據道德推脫的八個推脫機制,道德推脫問卷應該為八因素模型,而西方學者卻多認為道德推脫問卷為單因素模型。但是Paciello,Fida,Tramontano,Lupinetti和Caprara(2008)基于追蹤研究的結果卻顯示,在多個時間點上道德推脫問卷的八因素結構模型的擬合指數均優(yōu)于單因素結構模型。Caprara等人(2009)在對公民道德推脫問卷進行驗證性因素分析時也發(fā)現,只有在允許多個測量誤差相關之后,單因素模型的擬合指數才會相對較好。這也就是說,道德推脫的單因素模型可能并不是與實際數據擬合最好的模型,很可能還有比單因素模型與實際數據擬合更好的模型,如八因素模型。而且,我國學者王興超和楊繼平(2010)針對我國大學生道德推脫的研究也發(fā)現,相比于道德推脫的單因素模型,道德推脫的八因素模型與實際數據的擬合更好。故本研究采用Caprara等人(2009)的公民道德推脫問卷,對我國大學生、員工等一般公民進行測驗,運用驗證性因素分析技術,通過對單因素模型和八因素模型的比較,探討哪一模型更適合我國的文化背景。此外,本研究還將檢驗公民道德推脫問卷的效標關聯效度。2學習方法2.1問卷的發(fā)放和回收情況樣本一:以200名本科生作為調查對象,共發(fā)放問卷200份,收回有效問卷191份,有效率為95.5%。男生60人,女生131人;城鎮(zhèn)94人,農村97人;文科133人,理科58人;大一35人,大二36人,大三61人,大四59人。樣本二:以480名本科生作為調查對象,共發(fā)放問卷480份,收回有效問卷440份,有效率為91.67%。男生222人,女生218人;城鎮(zhèn)216人,農村224人;文科161人,理科241人,工科38;大一83人,大二178人,大三94人,大四85人。樣本三:在北京、山西、山東、河南等省市抽取部分企業(yè)的1000名員工作為調查對象,共發(fā)放問卷1000份,回收有效問卷819份,有效回收率81.9%。其中,男性319人,女性449人(缺失51人,占6.2%),平均年齡為31.68歲(SD=9.41)。2.2研究工具2.2.1問卷翻譯過程采用Caprara等人(2009)編制的道德推脫問卷,共32個條目,采用李克特5點評分法,得分越高表示道德推脫水平越高。Caprara等人(2009)基于探索性因素分析和驗證性因素分析的結果顯示,公民道德推脫問卷為單因素模型。該問卷還具有良好的區(qū)分效度和預測效度,其a系數為0.92。采用回譯策略確保翻譯后的問卷忠實于原問卷:首先,對該問卷進行了翻譯,翻譯工作由三名英語專業(yè)的碩士研究生分別進行;然后,由研究者組織三名譯者對翻譯不一致的內容進行討論后達成一致性意見;最后,另請兩名英語專業(yè)的碩士研究生分別對問卷進行回譯,確保翻譯后的問卷忠實于原問卷。2.2.2意圖四個子維度采用Buss和Perry(1992)編制的攻擊行為問卷,共29個條目,包括身體攻擊、言語攻擊、憤怒和敵意四個子維度,采用李克特5點評分法。問卷的信效度良好,其a系數為0.94,九周后的重測信度為0.80。本研究中,基于樣本二的四因素模型的驗證性因素分析的各項擬合指數為χ2=1161.92,df=371,NNFI=0.90,IFI=0.91,CFI=0.91,RMSEA=0.076,問卷的a系數為0.87。2.2.3大學生對道德認同的總體狀況采用Aquino和Reed(2002)編制的道德認同問卷,問卷共10個條目,包括內在化和符號化兩個維度,采用李克特5點評分法,得分越高表示道德認同水平越高,其a系數為0.77。針對我國大學生樣本的研究顯示,該問卷信效度良好(王興超,楊繼平,2010)。本研究中,基于樣本二的兩因素模型的驗證性因素分析的各項擬合指數為χ2=95.33,df=34,NNFI=0.95,CFI=0.96,IFI=0.94,RMSEA=0.062,問卷的a系數也為0.77。2.3程序的標準化為了保證調查的有效性,施測前對主試統(tǒng)一進行了培訓,保證施測程序的標準化。主試由心理學研究生擔任。對大學生的施測,采用整體抽樣的方法,在教室內進行施測。對員工的施測,由主試將問卷帶到企業(yè)中,在人力資源部門的配合下,進行單個測試,當場收回。2.4數據分析所有數據在SPSS16.0和Lisrel8.0上進行錄入及相關的處理和分析。3研究結果3.1各條測定各把控制率t和t值的比較運用樣本一的數據來考察條目的區(qū)分度,以條目-問卷相關系數和高低分組在每個題上的差異作為指標。各條目得分與問卷總分的相關系數r均到達顯著水平。按27%的高分和27%的低分把被試分為高低兩組,以獨立樣本T檢驗檢驗兩組在各條目上的差異,各條目t值均到達顯著水平。這表明問卷的各條目均具有良好的鑒別力。3.2效果分析3.2.1公民道德推脫問卷驗證性因素模型擬合指數根據Caprara等人(2009)的研究,公民道德推脫問卷為單因素模型。而道德推脫理論卻認為,道德推脫具有八個相互關聯的推脫機制,并且Caprara等人在編制問卷時每個推脫機制下面均有四個條目。因此,本研究將同時構建三個競爭模型:(1)單因素模型,所有條目都在一個因子上有載荷;(2)八因素模型,每一個因子代表了一種推脫機制,每個因子下面有四個條目;(3)高階單因素模型,在八個一階因子上同時又形成了一個二階高因子。之后,運用樣本二、樣本三分別對公民道德推脫問卷進行驗證性因素分析,考察哪一模型在我國文化背景下與實際的數據擬合更好,各模型的擬合指數見表1。由表1可知,在兩個樣本中,道德推脫問卷的八因素模型的擬合指數均優(yōu)于單因素模型的擬合指數,同時八因素模型的擬合指數還優(yōu)于基于八因素模型構建的高階單因素模型。通過三個模型擬合指數的比較,本研究拒絕了其它模型而保留了八因素模型。驗證性因素分析的結果還顯示,各條目在八因素模型上載荷良好,具體載荷見表2。3.2.2效標關聯效度檢驗楊繼平、王興超、陸麗君和張力維(2010)的研究顯示,道德推脫與道德認同(moralidentity)之間有顯著的負相關。因此本研究以道德認同問卷為校標,考察道德推脫問卷的效標關聯效度。在對樣本二進行調查時還測驗了大學生的道德認同水平,相關分析結果顯示:道德推脫與道德認同之間有顯著的負相關,相關系數為-0.33(p<0.001)。此外,在對樣本二進行調查時,同時測量了大學生的攻擊行為。以攻擊行為問卷為校標,進一步考察了公民道德推脫問卷的效標關聯效度。相關分析結果顯示(見表3),道德推脫與攻擊行為以及各維度之間均有顯著的正相關,道德推脫與大學生攻擊行為之間的相關系數為0.55(p<0.001)。3.3可靠性分析道德推脫問卷在大學生、一般員工兩個群體上的α系數均為0.91,其分半信度系數分別為0.85和0.82。4道德推脫問卷的效標關聯效度分析道德推脫作為一個比較新的概念,國內有關道德推脫的測量問卷較少。本研究對公民道德推脫問卷的修訂,在一定程度上可以促進我國道德推脫研究的開展。在對道德推脫問卷結構的檢驗上與以往研究略有不同,本研究并未采用從數據出發(fā)的“自下而上”的研究策略,而是基于相關理論采用了“自上而下”的研究策略(侯杰泰,溫忠麟,成子娟,2004)。研究中首先基于道德推脫理論和相關的實證研究結果,構建了公民道德推脫問卷的競爭模型。之后通過對兩個不同群體的驗證性因素分析發(fā)現,在我國文化背景下道德推脫問卷的八因素模型與實際數據擬合更好。這與國內先前的研究結果比較一致,王興超和楊繼平(2010)關于Bandura道德推脫問卷的研究也已顯示,道德推脫問卷的八因素模型要明顯好于單因素模型。這樣的研究結果也顯示,由于東西方文化的不同,人們在對道德推脫的理解上也存在著一定的差異。這種差異可能是因為:在我國幾千年的道德發(fā)展歷史中對各類道德行為都進行了較為明確的劃分,并形成了仁、義、禮、智、信等多種行為的具體倫理與道德規(guī)范;但是在西方文化背景下,個體對道德行為的思考更多地是采用一種“遍施于任何皆準”的普遍性原則,并對道德行為呈現出一種整體性理解(楊中芳,2009)。這也說明,由于中西方倫理思想和文化的不同,基于西方文化背景下編制的道德推脫問卷可能在我國文化背景下會出現“水土不服”的現象(王興超,楊繼平,2010)。因此,編制適合我國文化背景的道德推脫問卷,進一步明確道德推脫的結構和維度,成為道德推脫研究和測量的一個重要的發(fā)展方向。根據Bandura的道德推脫理論,道德推脫作為一種認知傾向,高道德認同的個體更不易于產生道德推脫(楊繼平,王興超,陸麗君,張力維,2010),因此選擇了道德認同問卷作為效標。結果顯示,道德推脫與道德認同之間有顯著的負相關,這說明道德推脫問卷具有良好的效標效度。已有實證研究還顯示,道德推脫與攻擊行為之間有顯著的正相關(Banduraetal.,1996;Capraraetal.,2009;楊繼平,王興超,2011;楊繼平,王興超,2012)。因此,本研究還采用攻擊行為問卷作為校標,對道德推脫問卷的效標關聯效度進行了考察。基于大學生的研究結果顯示,道德推脫與攻擊行為之間有顯著的正相關,這進一步表明本研究所修訂的公民道德推脫問卷具有良好的校標關聯效度。本研究還顯示,公民道德推脫問卷在兩個群體中的α系數均在0.90以上、分半信度系數均在0.80以上。這表明該問卷具有良好的信度,這也與Caprara等人的研究結果基本一致(其α系數為0.92)。