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1、 广州大学本 科 毕 业 论 文（设计） 课题名称：妒忌和道德推脱的关系研究：道德型领导、合作-竞争倾向的调节作用学院：专业：班级名称：学生姓名： 学号：指导教师：完成日期：教务处制妒忌和道德推脱的关系研究：道德型领导、合作-竞争倾向的调节作用摘要运用元分析技术, 探讨了道德推脱与妒忌之间的关系及可能存在的调节变量。41 项研究的 44 个独立样本满足了元分析研究标准, 被试总人数为 24536 名。元分析结果显示, 道德推脱与妒忌之间存在 着中等程度的正相关(r = 0.35, 95%CI 为0.30, 0.39), 文化背景、数据特点、道德推脱问卷类型、妒忌类 型、年龄阶段会对道德推脱与妒
2、忌之间的关系产生显著的调节效应。但出版情况、被试类型不会对道德 推脱与妒忌之间的关系产生显著的调节效应。结果表明, 道德推脱是妒忌的有效预测变量。 关键词：道德推脱; 妒忌; 元分析; 调节变量Abstractby using meta analysis technology, the relationship between moral detachment and jealousy and possible moderating variables are discussed. The 44 independent samples of the 41 studies met the sta
3、ndard of meta analysis and the total number of subjects was 24536. The result of meta analysis shows that there is a moderate positive correlation between moral detachment and jealousy (r = 0.35, 95%CI 0.30, 0.39). Cultural background, data characteristics, moral deduction questionnaire type, jealou
4、sy type and age stage have significant adjustment effect on the relationship between moral deduction and jealousy. However, the publication situation and the type of subjects do not have a significant moderating effect on the relationship between moral disengagement and jealousy. The results show th
5、at moral disengagement is an effective predictor of jealousy.Key words: moral disengagement; jealousy; Meta analysis; moderating variables目录1 引言32 研究方法73 研究结果84 讨论105 结论12参考文献：13致谢141 引言随着现代经济的高速发展,企业在提倡效率与利益的同时,往往忽略了员工道德和组织气氛的作用,于是越来越多的反生产行为出现。从震惊全国的食品药品安全事件,到各地频繁发生的工程质量问题、交通运输事故等等,让更多的人开始关注到反生产行为带
6、来的社会危害及其成因。反生产行为的产生,一方面受到员工自身道德认知的影响,另一方面是受企业组织氛围的影响。但是,目前国内从员工个体和组织层面共同探讨反生产行为原因的研究还较为贫乏。妒忌作为心理学研究的重点和热点, 一 直受到学者们的广泛关注, 并形成了众多理论和大量的实证研究。但如何整合众多实证研究就成 为了学者们十分感兴趣的议题。因此, 有关攻击 行为的元分析研究受到了学者们的青睐, 并进行 了大量的研究。在已有的元分析文献中, 学者们 主要从两个方面进行了研究。一方面关注情境变 量对妒忌的影响, 如暴力行为线索的呈现 (Bettencourt & Kernahan, 1997)、挑衅(Be
7、ttencourt & Miller, 1996)、暴力电子游戏(Anderson & Bushman, 2001; Anderson et al., 2010)、电视暴力 (Paik & Comstock, 1994)、酒精(Ito, Miller, & Pollock, 1996)、父母教养方式(Kawabata, Alink, Tseng, van IJzendoorn, & Crick, 2011)、同伴关系 (郭伯良, 张雷, 2003)等。另一方面关注个体变量 对妒忌的影响, 如性别(Archer, 2004; Eagly & Steffen, 1986; Card, Stucky
8、, Sawalani, & Little, 2008)、人格特质(Bettencourt, Talley, Benjamin, & Valentine, 2006; Jones, Miller, & Lynam, 2011)、感觉寻求(Wilson & Scarpa, 2011)等。但是整体而言, 在已有的元分析研究中, 学者们更为关注情境 变量对妒忌的影响, 较少关注个体变量对 妒忌的影响, 而道德认知因素与妒忌 的元分析研究更是鲜有报道(Gini, Pozzoli, & Hymel, 2014)。据此本研究将基于道德推脱理论, 采用元分析技术, 探讨道德推脱对妒忌的 影响情况, 并分析在这
9、一影响过程中可能存在 的调节变量。 1.1 道德推脱理论 上世纪90年代，西方发达国家兴起的社会责任运动，使得企业更加注重自身的伦理和道德，在当今社会没有伦理的企业必将难逃被淘汰的厄运(Oum-lilBalloun，2009)。“三鹿奶粉事件”就鲜明地警示我们，不道德决策将会导致一个企业的腐败与灭亡。而员工作为企业各项决策的直接执行者，他们的道德决策对组织的生存和发展起着十分重要的作用(Moore，2008)。道德决策是指涉及道德内容的决策。Rest(1986)认为个体的道德决策过程包括四个不同的阶段:道德识别、道德判断、道德意图和道德行为。已有研究从多个角度对道德决策的影响因素进行了探讨，如
10、倾向于外部归因的个体更容易做出不道德决策基于社会认知的观点, Bandura 提出了道德推 脱的概念和理论, 并认为道德推脱是广泛存在于 个体头脑中的一种特定道德认知倾向(杨继平, 王 兴超, 高玲, 2010)。该认知倾向可以使得个体的内 部道德标准失效, 并心安理得地做出不道德行 为。具体而言, Bandura (1986)认为个体是否做出 道德行为, 主要受到两股力量的影响：道德机制 和道德推脱。前者为道德向心力, 驱使个体做出 道德行为; 后者为道德离心力, 引诱个体从事不 道德行为。这也就是说, 正常情况下, 个体的内部 道德机制在抑制不道德行为与强化道德行为方面发挥着自我调节作用,
11、 使其行为符合内部道德标 准的要求。但是德行领导如何影响员工的道德决策过程及其在道德推脱影响员工道德决策中的作用，却鲜有研究者关注。Brown和Trevino(2006)认为，社会学习理论是德行领导发挥作用的基础。领导者会为下属设立明确而较高的道德标准，并且自己也严格遵守这些标准，从而为下属树立一个道德榜样。同时，领导者还会利用奖惩和替代性学习的方法来强化这一道德榜样，进而影响下属的道德决策和行为。这就有一个假设性的前提:只有领导者能为员工树立起道德榜样时，德行领导才可能会产生作用。道德推脱可以通过八个不同的推脱 机制, 使得个体的道德自我调节作用失效, 并轻 松地摆脱由于从事不道德行为而产生
12、的内疚与自 责情绪, 进而心安理得地做出不道德行为(王兴超, 杨继平, 2013; 杨继平等, 2010; 杨继平, 王兴超, 2012)。具体而言, Bandura 将八个道德推脱机制划 分为三大类(杨继平等, 2010)。第一类为认知重建, 通过道德辩护、有利比较、委婉标签三个推脱机制, 提高不道德行为在道德认知上的可接受性。 如将受谴责的不道德行为重新解释成为很荣耀的 事(道德辩护), 将消极行为与更坏的行为进行比 较(有利比较), 以委婉、中立的言语掩示应受谴责 的行为(委婉标签)。第二类为模糊或扭曲影响后果, 通过责任转移、责任分散、扭曲结果三个推脱机 制, 掩盖或扭曲不道德行为的消
13、极影响。如将自 己不道德行为的责任归因于他人的命令(责任转 移), 将个人过错的责任分散到集体中(责任分散), 扭曲个人行为与其有害后果之间的联系(扭曲结 果)。第三类为降低对受害者的认同, 通过非人性 化与责备归因, 摆脱因从事不道德行为而产生的 道德内疚与自责。如不把受害者当“人”看待(非人 性化), 或将攻击他人归因于对方的挑衅(责备归 因)。也正因如此, 大量实证研究对道德推脱与攻 击行为的关系进行了深入而细致的分析。1.2 道德推脱的测量 有关道德推脱的测量工具大致上可以分为 3 种类型。(1) Bandura 道德推脱原版问卷(简称 “Bandura 原版”)。为了测量青少年的道德
14、推脱水 平, Bandura 在 1996 年编制了 32 个条目的道德推 脱问卷(Bandura, Barbaranelli, Caprara, & Pastorelli, 1996)。之后, 该问卷在多个研究中被应用, 信效度 良好(Paciello, Fida, Tramontano, Lupinetti, & Caprara, 2008)。(2) Bandura 道德推脱问卷修订版 (简称“Bandura 修订版”)。为了使 Bandura 的道德 推脱问卷可以在不同群体、不同文化背景下中得 以运用, 研究者们根据需要对该问卷进行了严格 的修订(王兴超, 杨继平, 2010; Dete
15、rt, Trevio, & Sweitzer, 2008)。(3)适用于特定领域的其他道德推 脱问卷(简称“其他问卷”)。根据研究对象和研究内 容的不同, 学者们编制了多个适合特定领域的道 德推脱问卷, 如体育运动中的运动员道德推脱问 卷(Boardley & Kavussanu, 2007)。 1.3 道德推脱与妒忌 在道德推脱的已有实证研究中, 学者们最早 关注了道德推脱对青少年一般妒忌的影响 (Bandura et al., 1996; Pornari & Wood, 2010)。相关 的追踪研究也显示, 高道德推脱的青少年会有着 更多的妒忌(Hyde, Shaw, & Moilanen
16、, 2010; Paciello et al., 2008)。尤为重要的是, 在控制了其 他因素(如攻击效能感)对妒忌的影响之后, 道德推脱仍会对妒忌产生显著的正向影响 (Barchia & Bussey, 2011)。在道德推脱的早期研究 中, 学者们还十分关注道德推脱与欺负行为的关 系, 并认为道德推脱可以解释初中生欺负行为变 异量的 38% (Hymel, Henderson, & Bonanno, 2005)。此外, 最近学者开始关注道德推脱对网络 欺负行为(cyberbullying)的影响。研究发现, 道德 推脱不仅会对青少年一般的网络欺负行为产生显 著的正向影响(Robson &
17、 Witenberg, 2013), 而且 还会对假设情境中的网络欺负行为产生显著的正 向影响(Bauman, 2010)。学者们在关注道德推脱对 一般人群妒忌影响的同时, 也探讨了道德推 脱对特定领域人群妒忌的影响情况, 如体育 运动领域。研究发现, 道德推脱还会对运动员体 育运动中的反社会行为产生显著的正向影响 (Boardley & Kavussanu, 2010; Hodge & Lonsdale, 2011)。基于以上分析, 本研究将首先探讨道德推 脱与妒忌的关系, 并分析这一关系是否会受 到妒忌类型(如妒忌、欺负行为、网络欺 负行为等)的调节。 1.4 调节效应分析 为了更准确地分
18、析道德推脱与妒忌之间 的关系, 研究中还将探讨相关变量对两者关系的 调节效应。本研究认为, 有四类变量可能会影响 道德推脱与妒忌之间的关系。 首先, 出版偏倚可能会影响元分析研究结果 的可靠性。一般而言, 显著的结果比不显著的结 果更容易出版, 这在一定程度上会高估道德推脱 与妒忌之间的相关程度。为此, 本研究将分析道德推脱与妒忌之间的关系在出版文献和 未出版文献之间是否存在明显的差异。 其次, 在东西方文化背景下, 道德认知的形 成、特点均存在着明显的不同。如在青少年道德 教育方面, 中国文化多采用学校的说教灌输式, 西方文化更注重社会实践对道德认知发展的影响。此外, 在中国传统社会里, 更
19、为注重“师出有名”, 而道德推脱作为一种可以为自己的不道德 行为轻松找到合理理由和借口的认知机制, 在中 国文化背景下可能会得到更多的应用。据此, 本 研究推测, 在中国文化背景下道德推脱会对攻击 行为产生更大的影响。 第三, 研究方法的差异可能会导致道德推脱 与妒忌之间的关系产生明显的不同, 如道德 推脱问卷类型和数据特点。(1)道德推脱问卷类型。 基于前文的分析发现, 针对道德推脱的测量工具 大致可以分为三种类型。相比于道德推脱原版问 卷和修订版问卷, 根据研究对象和内容不同而编 制的适合特定领域的道德推脱问卷, 具有更强的 针对性。为此我们推测, 采用适合特定领域的其 它道德推脱问卷的研
20、究会显示, 道德推脱与攻击 行为的相关程度更高。(2)数据特点。虽然道德推脱的测量多采用自评的方法, 但是有关妒忌 的相关研究却存在着自评和他评两种明显不同的 方法。这就使得不同研究所采用的数据特点产生了明显差异：同源数据和异源数据。一般而言, 采 用自评的方法得到的数据通常容易受到社会赞许 效应的影响, 且由同一报告源产生的数据更容易 产生共同方法偏差, 这可能会高估变量之间的关 系。据此本研究推测, 数据特点会对道德推脱与 妒忌的关系产生显著的调节效应。 最后, 被试特点的差异也可能会导致道德推 脱与妒忌之间的关系产生明显的不同, 如年 龄阶段与被试类型。道德推脱的年龄差异与发展 特点一直
21、是学者们关注的重点, 并由此形成了三 种完全不同的观点。第一种观点认为, 随着年龄 (1420岁)的增长, 青少年的道德推脱水平会表现 出明显的下降趋势(Paciello et al., 2008)。与此相 反, 第二种观点认为, 随着年龄(1319岁)的增长, 青少年的道德推脱水平会表现出显著的上升趋势, 并在 15 岁、19 岁时有着明显地升高(杨继平, 王 兴超, 2012)。第三种观点认为, 道德推脱并不存在 显著的年龄差异(Bandura et al., 1996; Pornari & Wood, 2010)。但是这些研究均是仅仅报告了道德 推脱与妒忌间的整体相关系数, 并未报告这
22、一相关在不同年龄段上的差异。事实上, 道德推 脱作为促使行为可以轻松违反内部道德标准的认 知机制, 随着时间的推移, 这一机制的运用会更 多、也会更快速(Bandura et al., 1996)。据此本研究推测, 随着年龄阶段的增长(如小学、中学、大 学及以上), 道德推脱与妒忌之间的相关系数 会变得更大。此外, 道德推脱在不同群体之间也 会表现出明显的差异。如少年犯比一般青少年有 着更高的道德推脱水平(Kiriakidis, 2008), 服刑人 员比大学生、企业员工有着更高的道德推脱水平 (王兴超, 2011)。为此, 本研究还将分析被试类型 (如一般群体和服刑人员)是否会对道德推脱与攻
23、 击行为之间的关系产生显著的调节效应。 2 研究方法 2.1 文献搜索与选取 文献搜索主要包括两部分工作：英文文献搜 索和中文文献搜索。时间跨度为 1996 年 1 月至 2013 年 9 月。英文文献搜索主要通过 ISI Web of Science (SCI, SSCI, ISTP, ISSHP)、Science Direct (Elsevier)、Springer Link、Google Scholar 等数据 库进行检索, 检索关键词为“moral disengagement” 、 “aggressive behavior” 、 “aggression”、“bullying”、“cyb
24、erbullying”、“school violence”和“antisocial behavior”。中文文献搜索主 要通过通过中国知网、万方数据及互联网进行搜 索, 关键词为“道德推脱”、“道德脱离”、“攻击行 为”和“欺负行为”。此外, 还采用手工检索的方法, 运用反向搜索, 在 Google Scholar 中对相关文献 的被引用情况进行了详细分析。 全文文献的收集工作共分为两步进行。首先, 根据关键词、并结合多年文献积累, 建立以“道 德推脱”为主题的全文文献数据库。之后, 根据 元分析研究文献选取标准, 筛选符合要求的实证 研究。对于无法获得全文或信息呈现不全的文献, 主要通过 e
25、mail 与文章作者联系的方式获取。 文献选取标准：(1)必须是1996年 1月至2013 年 9 月的文献, 且主要探讨道德推脱与各种攻击 行为的关系; (2)对妒忌的测量要完整, 不选 入仅将妒忌作为其他变量的一个维度的研究 (如外化问题行为); (3)道德推脱与不道德行为的 相关研究未纳入; (4)数据呈现完整, 文中明确报 告了相关系数 r (或通过 email 与原文作者联系可 获得); (5)样本量明确。 基于以上工作, 最终有41项研究满足了元分 析文献选取标准。这 41 项研究共包括 44 个独立 样本的效应值(r 和 n), 各独立样本的被试规模在522395 之间, 共包括
26、 24536 名被试。 2.2 编码过程 对所有收集到的文献进行特征编码, 包括作者信息、发表时间、样本量、年龄或年级、被试 国籍、相关系数、数据特点等内容(详见表 1)。编 码过程坚持以下原则：(1)以独立样本为单位进行编码, 每个独立样本只产生一个效应值; (2)若一 个研究中同时报告了多个独立样本, 也分别进 行多次编码。(3)对于按年龄或性别分别报告效应 值的独立样本, 也进行多次编码; (4)为了避免同 一样本产生太多效应值而导致元分析结果产生 偏差, 对因采用多种方法对妒忌进行评定 而产生多个效应值的同一样本, 也只进行一次 编码, 效应值以平均相关系数为准(张辉华, 王 辉, 2
27、011)。 文献编码通过以下两种方法进行：(1)由第一 作者在不同时间点(间隔 1 月)上对所有文献进行 独立编码, 通过对两次编码分析发现, 除极少数 数据有微小偏差外, 其他编码均不存在明显差异; (2)研究者邀请两名研究生对文献进行独立编码, 并与第一作者的编码情况进行对比, 发现两次编 码并不存在明显的差异, 一致性较高。这在一定 程度上保证了本研究文献编码的准确性。 2.3 数据处理与分析 采用 CMA 2.0 (comprehensive meta analysis 2.0)专业版软件进行数据处理与分析。该软件具有 数据能够直接导入、容易计算和输出功能强大等 优点。研究中, 只需要
28、简单地输入单个相关系数 和样本量, 就能计算出 r、95%的置信水平、p 值 等相关统计量, 并报告元分析的其他统计结果(张 辉华, 2012)。 3 研究结果 3.1 同质性检验研究中, 首先进行同质性检验, 用于确定元 分析过程中选择固定效应模型还是随机效应模型 及是否需要进行调节效应分析(宋佳萌, 范会勇, 2013)。同质性检验结果显示(见表 2), Q 值为 650.47 (p0.001), 效应值为异质。这说明元分析 时需要综合考虑研究内、研究间的变异, 适合采 用随机效应模型分析法。其中, I-squared 值为 93.39, 这显示由效应值的真实差异造成的变异量 能占到总变异
29、的 93.39%, 由随机误差导致的变异 量能占到总变异的 6.61%。 效应值异质还意味着, 在道德推脱影响攻击 行为的过程中可能存在显著的调节变量。据此, 本研究将首先分析道德推脱与妒忌关系的整 体效应, 之后探讨哪些因素会对道德推脱与攻击 行为间的关系产生显著的调节效应。 3.2 道德推脱与妒忌关系的整体效应检验结果 首先, 从整体上分析道德推脱对妒忌的 预测效应, 研究中共有44个独立样本的效应值满足元分析标准, 总被试数为 24536 人。由表 3 可 知, 道德推脱与妒忌的相关系数为 0.35, 95% 的置信区间为0.30, 0.39, 不包括 0。这说明1, 道 德推脱与妒忌之
30、间有中等程度的相关, 而且 这一相关系数由偶然因素导致的可能性非常小。 进一步而言, 道德推脱能够解释妒忌变异量 的 12.25%。 同时, 采用 Rosenthal 提出的失安全系数 (failsafe N, Nfs)对出版偏倚进行了检查。 Nfs表示要 使统计显著的相关系数变得不再显著所需的阴性 独立样本个数。本研究的 Nfs为 1764, 数值较大。 基于图 1 的效应值分布情况也显示, 大部分研究 处于漏斗图的顶部, 且相对均匀地分布在平均值 的两侧。这均说明, 研究结果受到出版偏倚影响 的可能性非常小。进一步的 Egger 检验结果也显 示, t(42) = 0.39, p = 0.
31、695, p 值远大于 0.05。这表 明本研究没有出版偏倚, 基于研究样本进行的元 分析结果是准确、可靠的。 3.3 调节效应检验结果 效应值异质意味着, 道德推脱影响妒忌 的过程中可能存在显著的调节变量。据此, 我们 详细分析了出版情况、文化背景、数据特点、道 德推脱问卷类型、妒忌类型、年龄阶段、被 试类型等因素对道德推脱与妒忌关系的调节 效应, 研究结果见表 4。 调节效应分析结果显示, 文化背景、数据特 点、道德推脱问卷类型、妒忌类型、年龄阶 段在道德推脱与妒忌之间起着显著的调节效 应。但出版情况和被试类型不会对道德推脱与攻 击行为之间的关系产生显著的调节效应。具体而 言：在中国文化背
32、景下, 道德推脱与妒忌之 间有着高相关(r = 0.41), 在非中国文化背景下, 两者之间有着中等程度相关(r = 0.33); 采用同源 数据的研究比采用异源数据的研究有着更高的相 关(r 分别为0.41和 0.24); 道德推脱与运动中的反社会行为(r = 0.58)之间有着高相关, 而与攻击行 为(r = 0.36)、欺负行为(r = 0.28)、网络欺负行为(r = 0.27)之间仅有中等程度的相关; 随着年龄的升 高, 道德推脱与妒忌之间的相关系数也逐渐 增大(小学 r = 0.25、中学 r = 0.31、大学及以上 r = 0.50)。 4 讨论 如何整合妒忌的相关实证研究,
33、一直是 心理学研究者十分关注的重要议题。本研究通过对国内外44个独立样本的元分析研究发现, 道德 推脱与妒忌之间有着中等程度的正相关(r = 0.35)。这说明, 道德推脱是妒忌的有效预测 变量(Gini et al., 2014)。为了避免出版偏倚对研究 结果可靠性的不利影响：研究中一方面尽可能地 收集未出版的研究文献(如学位论文和会议论文); 另一方面采用失安全系数和 Egger 检验对元分析 文献进行了出版偏倚检验, 结果显示研究中没有 出版偏倚。而且进一步的调节效应检验结果也显 示, 由出版文献和未出版文献分别计算出的相关系数并不存在显著的差异(甚至未出版文献的相 关系数还略高于出版文
34、献的相关系数)。这说明, 本元分析研究并没有高估道德推脱与妒忌之 间的关系, 由相关文献计算出的道德推脱与攻击 行为间存在中等程度相关的结论是准确、可靠的。 道德推脱与妒忌间存在着中等程度的相关, 这进一步佐证了道德推脱理论的正确性。这也说 明道德推脱在促使个体的道德自我调节作用失 效、诱使个体从事妒忌方面, 发挥着重要的 作用。 道德推脱可以解释妒忌变异量的 12.25%, 这高于大五人格各维度对妒忌的解 释量(Jones et al., 2011)2。由此可见, 道德推脱是 影响妒忌的重要个体变量。对个体道德推脱 作用机制的研究, 可以帮助我们更好地理解攻击 行为的形成机制, 值得未来研究
35、关注。此外, 调节 效应分析还显示, 文化背景的调节效应极其显 著。在不同文化背景下, 道德推脱与妒忌的 相关系数存在明显的差异。在中国文化背景下, 道德推脱与妒忌之间有着高相关(r = 0.41), 道德推脱对妒忌的影响更大, 可解释攻击行 为变异量的 16.81%。 但是从道 德推脱的研究现状来看：国外有关道德推脱的实 证研究已有将近20年的历史, 且有成熟的测量工 具; 而我国有关道德推脱的实证研究主要发表于 2010 年之后, 且对道德推脱的测量均采用西方的 道德推脱问卷。相比于西方的系统研究, 我国有 关道德推脱的研究明显本土化不足。我国历来就 是重视个人道德修养与社会伦理的国度,
36、并形成 了完善的道德伦理体系。这为我国开展道德推脱 本土化研究提供了良好的基础。因此, 未来研究 一方面可以挖掘中国人道德推脱的典型特点, 形成可更为准确测量中国人道德推脱特点的测量工 具。另一方面, 还可以加强道德推脱影响因素的研究, 探究中国人道德推脱的形成机制。 调节效应检验显示, 道德推脱问卷类型和数 据特点的调节效应均十分显著。具体而言, 相比 于采用道德推脱原版问卷和修订版问卷的研究, 采用其他道德推脱问卷的研究会显示, 道德推脱 与妒忌之间有着更高的相关。这与道德推脱 的测验更具有针对性有着很大的关系。就道德推 脱与妒忌的相关情况, 采用同源数据的研究 比采用异源数据的研究有着更
37、高的相关。这是因 为, 同源数据更容易产生共同方法偏差, 并高估 道德推脱与妒忌之间的关系。因此, 为了避 免同源数据对研究结果的高估, 未来研究应尽量 采用异源数据, 力求更为准确地反应变量之间的 关系。此外, 妒忌类型也会对道德推脱与攻 击行为之间的关系产生显著的调节效应。具体而言, 道德推脱与运动中的反社会行为之间有着高 相关, 而与妒忌、欺负行为、网络欺负行为 之间仅有中等程度的相关。道德推脱之所以与运 动中的反社会行为之间有着高相关, 是与运动所 处的社会情境有着很大的关系的, 如激励氛围中 对比赛结果的过分强调(甚至“不择手段”)、教练 “鼓励队员通过伤害对手获得胜利”和“鼓励队员
38、 对肮脏行为作出回击” (陈作松, 王栋, 2013)。 对被试特点的元分析发现, 年龄阶段对道德 推脱与妒忌之间关系的调节效应显著。但与 研究预期不同, 被试类型的调节效应不显著。研 究中, 为了分析随着年龄的增长, 道德推脱与攻 击行为关系的变化情况。我们基于文献中提供的 被试年龄与年级信息, 将其划分为了三个阶段： 小学、中学、大学及以上。调节效应分析结果显 示, 随着年龄的升高, 道德推脱与妒忌之间 的相关系数也逐渐增大。这一结果虽然不能支持 杨继平和王兴超(2012)关于道德推脱水平会随着 年龄增加而逐渐升高的观点。但是至少表明, 随 着年龄增加, 个体在面对妒忌时, 道德推脱 机制
39、的运用效率却在不断地提高。这是因为, 道 德推脱作为促使行为可以轻松违反内部道德标准 的认知倾向, 随着时间的推移和运用次数的增多, 这一不良认知倾向会越来越稳定、越来越高效。 这甚至会导致一些原本不被社会道德与规范所接 受的推脱机制, 逐渐被社会接受, 进而导致整体 社会道德的滑坡。因此, 如何减少个体道德推脱 机制运用次数和抑制个体道德推脱的发生, 是一 个十分值得关注的课题。 整体而言, 对道德推脱与妒忌关系的元分析研究具有一定的理论与实践意义。在理论上, 对道德推脱与妒忌相关强度的确定及调节变 量的分析, 有利于我们进一步理解道德推脱对攻 击行为的影响机制。在实践上, 元分析结果显示
40、道德推脱可解释妒忌变异量的 12.25%, 这为 我们从道德推脱的视角对妒忌进行干预和预 防提供了新的指导。 研究不足与展望：(1)由于多数研究均没有分别报告道德推脱与妒忌在男女上的相关系数, 研究中未能报告性别的调节效应。事实上道德推 脱的性别差异也一直是学者们关注的重点, 未来 研究可以考虑进一步探讨性别对道德推脱与攻击 行为关系的调节效应。(2)部分调节效应检验的样本较少, 这可能会在一定程度对研究结论的可靠 性提出挑战。正如一次元分析很难穷尽所有研究 文献, 未来研究可以考虑在进一步丰富文献的基 础上进行更大规模的元分析研究。(3)研究仅仅分 析了道德推脱与妒忌的总体相关程度, 未能
41、详细分析道德推脱八个维度与妒忌关系的强 弱情况。虽然已有研究多将道德推脱问卷看成单 维的, 但是这与道德推脱具有八不同的推脱机制 的理论假设明显不一致(Garbharran, 2013)。因此, 道德推脱各推脱机制与妒忌的相关程度及哪 一推脱机制对妒忌的影响程度更大, 值得未 来研究关注。(4)虽然本研究明确了道德推脱与攻 击行为之间存在中等程度的相关, 但是这一相关 是否会受到其他情境变量(如暴力行为线索呈现、 父母教养方式、同伴关系等)与个体变量(如人格等) 的影响还有待进一步的实证分析。 5 结论 (1)道德推脱与妒忌之间有着中等程度的 正相关, 道德推脱可解释妒忌变异量的 12.25%
42、。 (2)文化背景、数据特点、道德推脱问卷类型、 妒忌类型、年龄阶段会对道德推脱与攻击行 为之间的关系产生显著的调节效应。 (3)在中国文化背景下, 道德推脱与妒忌 之间有着高相关, 可解释妒忌变异量的 16.81%。 参考文献：1杨丽娴;杨治良;两种条件下的妒忌分离:间接测量的优势J;心理与行为研究;2011年04期2范翠英;潘清泉;游志麒;刘华山;儿童道德脱离的影响因素及其与社会行为的关系J;心理与行为研究;2012年03期3郭薇;简福平;陈旭;高校家庭经济困难学生的就业心理状况分析及教育对策J;思想理论教育导刊;2011年10期4张丽雅;近十年来我国社会比较研究进展J;安康学院学报;20
43、13年01期5韩婷;管明春;刘思铭;钟茹;曲路静;杜婉婉;嫉妒情绪的研究现状J;承德医学院学报;2013年05期6王兴超;杨继平;高玲;公民道德推脱问卷的中文版修订J;心理与行为研究;2013年06期7林俊;黄荣彬;王栋;运动道德推脱与运动员兴奋剂使用态度的关系研究J;福建教育学院学报;2014年10期8张月;员工管理视域下职场不健康心理探析J;管理观察;2015年02期9薛程宇;大学生嫉妒影响因素浅析J;赤峰学院学报(自然科学版);2015年02期10屠立峰;嫉妒心理对大学生人际沟通的影响及对策分析J;教育与职业;2011年06期11马庆钰;中国政治文化论纲J;理论学刊;2002年06期12
44、曹蓉;王晓钧;社会心理学嫉妒研究评析J;西北大学学报(哲学社会科学版);2007年05期13段锦云;詹玉云;唐琳琳;钟建安;负面组织行为研究进展J;人类工效学;2008年04期14谭小宏,秦启文;责任心的心理学研究与展望J;心理科学;2005年04期15杨丽娴;张锦坤;社会比较中的妒忌:基于不同测量方式J;心理科学;2008年03期16杨丽娴;张锦坤;妒忌的心理学研究进展与取向J;心理科学;2009年03期17邢淑芬,俞国良;社会比较研究的现状与发展趋势J;心理科学进展;2005年01期18佐斌;张阳阳;赵菊;王娟;刻板印象内容模型:理论假设及研究J;心理科学进展;2006年01期19李晓明;
45、王新超;傅小兰;企业中的道德决策J;心理科学进展;2007年04期20陈志霞;陈剑峰;矛盾态度的概念、测量及其相关因素J;心理科学进展;2007年06期 致谢论文停笔之际，感慨良多。首先，感谢我的导师老师。从选题、资料搜集、结构布局调整到论文修改定稿，每一环节都是经过自己的多番斟酌与导师的悉心帮助。虽然与导师的相处时间不长，但是从导师那里我不仅学到了诸多的学术知识，而且还学到了很多做人的道理，特别是职场上的为人处世。更为难忘的是导师诙谐的教学模式，崇高的敬业精神，严谨的治学态度，谦和的待人方式，所有这些都将使我终生受益。接下来感谢学院的诸位老师，他们的不倦教诲和点拨构成了我今日点滴学问的基石。还有要感谢我的众位同窗好友们，这四年来无论是生活上还是学习上，他们都给予了我很多支持。最后我要感谢我的父母，他们对我的学习和生活给予了莫大的支持和关心，让我保持良好的心态和旺盛的精力去克服求学道路上的一个又一个困难。“路漫漫其修远兮，吾将上下而求索”，我将以此文为一个新的起点继续努力，好好珍惜所学到的知识，发奋工作，好好报答我的父母，好好走我的人生之路！最后，感谢在百忙中审阅我论文的老师和参加答辩会的全体老师和同学们。