大學生自我擔當對道德困境下親社會行為意愿的影響：自我效能感和預期自豪的鏈式中介作用 *

占友龍 江雪芬 劉長林 劉 旭 譚千保

(1 湖南科技大學教育學院，湘潭 411201) (2 中國人民大學心理學系，北京 100872)

1 引言

親社會行為意愿是人們在社會交往中表現出的幫助、合作，甚至為他人利益而做出自我犧牲的、有助于社會和諧的趨向，容易受到責任感或自我擔當的影響(洪貝琪,2019; 寇彧,唐玲玲,2004)。肩負起道德傳承是新時代大學生的重要責任。而自我擔當意識的激發能否切實提升大學生的道德品質還需進一步的理論支撐。因此，基于Zhan 等人(2018)對道德決策的考察，本研究將親社會行為意愿操作化為個體在道德困境中根據社會規范做出助人選擇的行為傾向，以探究大學生自我擔當對道德困境下親社會行為意愿的影響機制，以期為提升其道德水平提供理論依據和針對性教育對策。

對自身言行負責、“敢做敢當”的品質被稱為“自我擔當”。自我擔當(self-accountability)是個體為達到內在自我標準的意愿(Peloza et al.,2013)。自我標準包含規范自我標準和個人自我標準，前者是公認的社會準則，后者是實際的自我認識。人們會將社會文化弘揚的道德觀內化為自我道德評價體系(Stone ＆ Cooper,2001)，因此道德自我擔當是個體履行利他、助人等社會責任的欲望和動機。然而，自我標準本身不會指導社會行為，認知沖突才是行動的主要推動者(吳波,2014)。因此，本研究將個體對過去的不道德行為線索進行情境啟動后，由此激活的踐行道德自我標準的動機水平作為其狀態性自我擔當的衡量標準。根據自我一致性理論(Thibodeau ＆ Aronson,1992)和自我差異理論(Higgins,1987)，當意識到實際行為與道德評價體系相悖時，個人道德標準會變得突出，人們會更加規范自身言行并調整到與自我標準相一致的水平，對親社會行為意愿具有廣泛影響。有研究發現，大學生在環保問題上的自我擔當越強烈，就越會做出親環境的綠色消費行為(吳波 等,2015)。Pitesa 和Thau(2013)發現，自我擔當能有效抑制高權利者在道德決策中做出利己選擇。當企業員工感知到領導的自我擔當水平越高，則判斷該領導在道德決策中做出的利他決斷也更多(Stanculescu,2012)。因此推測，大學生的自我擔當激活水平越高，其親社會行為意愿就越強。本研究提出假設H1：大學生自我擔當對親社會行為意愿具有正向預測作用。

親社會行為意愿還受制于個體對自身能力的評估，如自我效能感(self-efficacy)。自我效能感是對自己可以執行某項行動的綜合評價的確信程度(Ersan et al.,2017)。責任感水平影響這種自我能力評估。例如，維護社會規范(Cho,2006; Walker et al.,2011)和堅持目標追求(余祖偉 等,2015; Phua,2013)的大學生不僅具有較高的責任擔當感，往往還會表現出更高水平的自我效能感。同時，自我效能感還對親社會行為具有正向預測作用(鄧林園等,2018; 宮羽 等,2021; Argandar et al.,2019; Yao ＆Enright,2020)。有研究發現，以關愛他人為導向的自我效能感是個體社會友好行為的動機因素(Li et al.,2022)，表明自我效能感水平越高，親社會行為意愿越強。按照規范激活理論(norm activation model,NAM)，個人規范是內化的社會準則，通過突出個人規范以及評估自己是否有能力實施助人行為，可預測親社會行為意愿(Schwartz,1977)。有研究證實，人們目睹道德違規行為后激活的道德認同感會通過道德自我效能感的中介正向預測道德意圖(Rullo et al.,2022)。國內研究也發現，自我效能感在規范激活與大學生親社會行為間起部分中介作用(洪貝琪,2019)。因此本研究推斷，大學生遵循道德規范的自我擔當水平越高，就越會通過自我效能感的提升促進其在道德困境中更多的助人選擇。本研究提出假設H2：自我效能感在大學生自我擔當與親社會行為意愿間起部分中介作用。

預期自豪作為一種認知性情緒體驗，是考慮行為符合自我或社會標準時產生的愉悅感受和肯定性評價，本身具有提高利他偏好的功能(任俊,高肖肖,2011)。根據積極情緒的擴展-建構理論(the broaden-and-build theory)，積極情緒的正性反饋會擴展個體的行為與認知，幫助其尋找更多社會資源來維持這種情緒體驗，如廣泛的親社會行為(Mills et al.,2015)。因此，當個體預估行為滿足自我道德標準時，其體驗到的預期自豪將激勵個體做出更多的利他行為(Tangney et al.,2007; Tracy ＆Robins,2004)，如更主動地參與公益活動(Boezeman ＆Ellemers,2008)。有研究發現，領導者在團隊中獲得的自豪感能顯著正向預測其行為的公正性和利他程度(Michie,2009)。那么，大學生履行自我道德標準的強烈動機同樣會誘發其對行為結果的預期自豪感，并對后續親社會行為意愿產生積極影響。因此，本研究提出假設H3：預期自豪在大學生自我擔當與親社會行為意愿之間起部分中介作用。

自我效能感和預期自豪間也存在密切聯系。根據情緒認知模型(Lazarus,1991)，不同的預期情緒是個體借助經驗，對外界信息做精細加工后形成對未來事件結果的預估而誘發的(Bee ＆ Madrigal,2013)。有研究指出，自我效能感作為一種主觀評價因素，不僅有助于基本情緒調節(陳芳蓉,侯東亮,2012)，還與積極的預估性情緒有關(宮羽 等,2021; Bandura,1995)。與低水平自我效能感個體相比，高自我效能感者對不確定的未來事件發展抱有更加樂觀的態度，并產生包括自豪在內的積極情緒預期，以執行社會適應性反應(梁麗梅,2019)。同時結合道德雙加工理論(dual-process theory)(Greene et al.,2001) 和認知-行為理論(cognitivebehavior theory)，個體的道德決策受認知推理和情緒反應的共同作用；面對道德困境，對環境的評估可相繼引發對決策結果的預期情緒和實際行為，以此構成認知-情緒-行為的整合模型。一項針對幼兒自主發展的研究發現，幼兒自我提升的目標取向可通過自我效能感正向預測其情緒調節能力(黃薇,陽澤,2015)。該研究結果說明由目標導向提升的自我效能感將引發個體產生積極的預期情緒，并促進適應性行為的發生。由此本研究推測，大學生的自我擔當水平越高，其從事道德行為的自我效能感越高，也會體驗到更高的預期自豪，進而產生更強的道德行為意愿。本研究提出假設H4：自我效能感和預期自豪在大學生自我擔當和親社會行為意愿之間起鏈式中介作用。

總之，以往研究多考察自我擔當對親環保行為的促進作用，而在加強德育建設和培養大學生“敢于擔當”精神的社會背景下，自我擔當是否同樣對大學生的道德行為具有積極影響還有待證實。因此，本研究在認知-情緒-行為的整合視角下，探究大學生自我擔當水平與其親社會行為意愿的關系，以及自我效能感和預期自豪在兩者間的中介作用。研究結果將為通過責任感激發和道德情緒培養來提升大學生道德水平提供理論依據和干預對策。假設模型如圖1 所示。

圖1 假設模型

2 研究方法

2.1 被試

從湖南省長沙市、湘潭市、株洲市的4 所大學中方便取樣15 個班級進行問卷施測。發放問卷共940 份，剔除答案不完整、不規范或字數不達要求、規律性作答、作答時間過短等無效問卷后，回收有效問卷836 份，問卷有效率為88.94%。被試平均年齡為19.43±1.30 歲，其中，男生382 名(45.69%)，女生454 名(54.31%)。

2.2 研究工具

2.2.1 自我擔當問卷

首先被試需回憶一次不道德行為經歷，寫下詳細經過和感受來突出其本應踐行的道德規范，進而啟動追求道德標準的動機。隨后采用改編的自我擔當問卷測量其此時自我擔當的激活水平(Dhiman et al.,2018; Peloza et al.,2013; Rowe et al.,2017)，共包括3 個題項(如“我有強烈的動力去達到自我標準”)，使用7 點計分，從“一點也不大”到“非常大”，得分越高，表示自我擔當激活水平越高。該測量方式已被廣泛運用于自我擔當調查研究中，問卷的信度為0.88(吳波 等,2015)。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數為0.86。

2.2.2 一般自我效能感量表

該量表用于測量自我效能感水平(Zhang ＆Schwarzer,1995)，中文版由王才康等人(2001)修訂，適用于大學生群體且信效度良好，共包含10 個題項(如“如果我盡力去做，我總是能夠解決問題”)，使用4 點計分，從“完全不正確”到“完全正確”，得分越高表示大學生的自我效能感水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為0.90。

2.2.3 預期自豪情緒主觀評定量表

為使原量表符合本研究內容，改編預期內疚和自豪情緒主觀評定量表中的預期自豪分量表(α =0.93)，測量被試的預期自豪情緒(李曉剛,2020;Peloza et al.,2013; Rowe et al.,2017)。該問卷共有6 個題項(如“如果你選擇幫助情境中的主人公，你會感到有多高興”)，采用7 點計分，從“完全沒有”到“非常強烈”，得分越高表示大學生的預期自豪情緒越強烈。本研究中預期自豪分量表的Cronbach’s α 系數為0.95。

2.2.4 道德兩難困境任務

該任務包含30 個兩難助人困境，被試需完成幫助或不幫助的道德決策以反映其親社會行為意愿(Sarlo et al.,2012; Zhan et al.,2018)。每一個困境均描述了有付出的幫助情境(即“你是否愿意放棄你正在進行的一項重要工作而選擇去幫助故事中的主人公”)。采用2 點計分，0=“不幫助”，1=“幫助”，得分越高表示大學生的助人意愿越強烈。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數為0.87。

2.3 數據處理

以班級為單位集體施測。使用SPSS24.0 對數據進行清理、預處理以及描述性統計分析，運用PROCESS 程序的模型6 檢驗鏈式中介效應(溫忠麟,葉寶娟,2014)。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究數據源自大學生自我報告，可能產生共同方法偏差，因此采用Harman 單因素法進行檢驗。探索性因素分析結果表明：特征根超過1 的因子共10 個。首個因子的解釋變異為16.87%，遠遠低于臨界值40%。因此本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 描述統計與相關分析

各變量的描述性統計與相關分析見表1。結果顯示，自我擔當、自我效能感、預期自豪和親社會行為意愿兩兩呈顯著正相關。此外，性別與自我效能感和親社會行為意愿呈顯著負相關，被試年齡與親社會行為意愿之間也存在顯著負相關關系。因此，大學生的性別和年齡將作為控制變量納入后續的中介檢驗。

表1 各變量的描述統計及相關矩陣(n=836)

3.3 鏈式中介效應檢驗

相關分析結果符合進一步對大學生自我擔當與親社會行為意愿關系做中介效應檢驗的統計學要求。于是使用PROCESS 程序中的模型6 執行Bootstrap 的中介效應檢驗。在控制大學生性別和年齡的情況下，以自我擔當為自變量，親社會行為意愿為因變量，自我效能感和預期自豪為中介變量建立鏈式中介模型。

回歸分析結果如表2 所示，大學生自我擔當顯著正向預測親社會行為意愿(β=0.21,p＜0.001)，且自我擔當分別對自我效能感(β=0.31,p＜0.001)和預期自豪(β=0.22,p＜0.001) 具有顯著正向預測作用；自我效能感顯著正向預測預期自豪(β=0.19,p＜0.001)；當把自我擔當、自我效能感和預期自豪同時納入回歸方程時，自我擔當(β=0.16,p＜0.001)和預期自豪(β=0.10,p＜0.01)對親社會行為意愿的正向預測作用顯著，而自我效能感(β=0.05,p>0.05)無法顯著正向預測親社會行為意愿。

表2 鏈式中介模型中變量關系的回歸分析

進一步檢驗中介路徑，結果如表3 所示。自我效能感-預期自豪在大學生自我擔當和親社會行為意愿間的中介效應顯著(95% 置信區間不包含0)，總的標準化中介效應值為0.05，占總效應的20.94%。自我擔當可通過以下3 條路徑影響大學生的親社會行為意愿：(1)自我擔當→自我效能感→親社會行為意愿，95%的置信區間為[–0.01,0.04]，包含0，表明該路徑的中介效應不顯著；(2)自我擔當→預期自豪→親社會行為意愿，95%的置信區間為[0.01,0.04]，不包含0，表明該條路徑中介效應顯著(效應值為0.02，占總效應的10.69%)；(3)自我擔當→自我效能感→預期自豪→親社會行為意愿，95%置信區間為[0.002,0.01]，不包含0，表明該路徑中介效應顯著(效應值為0.01，占總效應的2.85%)。具體的模型圖與各變量路徑系數如圖2 所示。

表3 中介效應值與效果量

圖2 大學生自我擔當預測親社會行為意愿的鏈式中介模型

4 討論

4.1 大學生自我擔當對親社會行為意愿的直接預測作用

本研究發現，大學生自我擔當能顯著正向預測其親社會行為意愿。這與以往激發自我擔當可以提高大學生道德水平的研究一致(Peloza et al.,2013)，驗證了假設H1。結果支持了道德一致效應(Miller ＆ Effron,2010)和規范激活理論(Nordlund ＆Garvill,2016)?！吧峒簽槿恕笔巧鐣澰S的高品質行為，幫助他人既是個人自我標準也是源自社會的規范自我標準；當詳細回憶和感受不道德行為經歷時，突出的道德自我標準激活了大學生在兩難困境中的利他決策動機，激活水平越高，助人偏好則越強。換言之，大學生的自我擔當水平越高，其親社會行為意愿就越強烈。

4.2 自我效能感的中介作用

本研究發現，自我效能感在大學生自我擔當和親社會行為意愿間沒有顯著的中介作用，假設H2 未得到驗證。由中介效應的路徑分析可知，該結果由自我效能感對親社會行為意愿的直接預測不顯著導致。盡管前人研究表明，自我效能感是增強助人意愿的因素之一，然而這一過程受制于個體將過去知識經驗與當前決策情境相比較的信息加工過程(鄧林園 等,2018; 宮羽 等,2021)。本研究中大學生雖意識到遵守道德標準的重要性，并存在助人動機，但可能缺乏問卷中兩難困境的直接經驗，無法通過情境評估自身是否有能力做出助人選擇。其次，較低的助人意愿也可能與助人情境材料的風險后果有關。有研究發現，大學生盡管在兩難困境中具有助人偏好，但當助人失敗的風險上升時，會表現出風險規避而較少做出助人選擇(占友龍 等,2023)。因此，本研究中自身利益損失的風險使個體缺乏足夠的心理安全感，造成自我效能感對大學生親社會行為意愿的直接預測并不顯著(曹羽鶴,王堅,2016)。

4.3 預期自豪的中介作用

本研究發現，預期自豪在大學生自我擔當與親社會行為意愿之間起中介作用，假設H3 得到驗證。首先，預期自豪是個體預估現實行為表現與社會期望相符的積極感受(杜建政,夏冰麗,2009)，這種由遵守道德規范而引起的積極情緒激勵個體繼續產生相應的利他行為(Ketelaar ＆ Au,2003)。本研究結果支持了積極情緒的擴展-建構理論，個體為維持真正自豪體驗的強烈動機會加強其對后續道德行為的投入(沈蕾 等,2021)。與積極強化理論相似，當行為符合社會贊許性規范時，這種獲得積極自我概念的正性反饋會推動人們泛化類似行為來維護道德形象。且沒有外在物質要求的自我心理滿足感有益于行為的強化意義。上述結果也與以往類似研究一致，如被試環保自我擔當的啟動可通過對預期自豪情緒的感知，顯著正向預測綠色購買行為(李曉剛,2020)。當第三方懲罰條件突出道德情境中的社會規范時，由此激發的自豪感會影響個體的公平分配行為(陳鶴之,2020)。上述理論與研究均說明了預期自豪在大學生自我擔當與其親社會行為意愿間起部分中介作用。

4.4 自我效能感和預期自豪的鏈式中介作用

本研究發現，自我效能感和預期自豪在大學生自我擔當和親社會行為意愿間起鏈式中介作用，驗證了假設H4。研究結果不僅支持前人研究，也強調了道德決策中認知評估和情緒反應的雙重作用，驗證了情緒認知模型和道德雙加工理論。一方面，社會文明宣揚的價值規范會影響自我效能感水平。有關自身不道德線索的回憶突出了道德標準，強化理想道德(對道德觀的內化程度)與實際道德(當下的德行表現)間的差距感知，從而有助于提高個體為達到自我標準的自我效能感(Miller ＆ Effron,2010)。例如，張強和施晚弟(2022)在組織管理研究中發現，目標設置條件可通過提高員工的自我效能感，來促進公共項目的績效表現。另一方面，自我效能感代表個體相信自身有能力克服困難并達成目標的信念水平，對未來事件發展抱有積極態度(梁麗梅,2019)。如研究發現，大學生自我效能感可正向預測其希望特質水平(黎志華,尹霞云,2015)。因此在道德標準的呈現下，自我效能感引發了大學生對有望達成價值規范目標的預期自豪情緒，繼而正向預測親社會行為意愿，構成認知-情緒-行為整合模型。即大學生踐行道德標準的動機越強，自我效能感水平也就越高，并誘發預期自豪體驗，進而促使其在道德困境中表現出更強的親社會行為意愿。

4.5 研究意義與局限

本研究通過調查法構建大學生自我擔當、自我效能感、預期自豪和親社會行為意愿間的鏈式中介模型，對德育工作具有指導意義。首先，學?？膳e辦專題講座等校園活動，家庭應創造健康關愛型成長氛圍，向學生提供自我責任價值線索，強化其社會使命感與自我擔當意識。其次，學校和家庭要注重大學生積極自我意識情緒的培養。體會不同性質的道德情緒將充分發揮情緒的行為反饋功能，有效引導親社會行為。最后，老師和家長應及時對學生的出色表現予以肯定評價，以此強化積極自我體驗，增強自我效能感，進而提高其道德水平。

本研究仍存在不足之處。首先，結果顯示自我效能感對親社會行為意愿的直接預測作用不顯著。未來研究可使用其他親社會行為評估方法或細化一般自我效能感的維度，繼續探究兩者關系。其次，橫斷面調查無法直接解釋變量間的因果機制。未來研究可采用縱向追蹤以進一步厘清各變量間的因果關系。最后，大學生的特質性自我擔當水平以及自我擔當激活后可能誘發的內疚補償等心理體驗，均是其親社會行為意愿增強的解釋來源。未來研究可以在本研究結果基礎上進一步考察其他變量間的作用關系，為提高大學生的道德水平提供多種理論途徑。

5 結論

(1)大學生的自我擔當水平能促進其親社會行為意愿；(2)預期自豪在大學生自我擔當和親社會行為意愿間起中介作用；(3)大學生自我擔當可以通過自我效能感和預期自豪的鏈式中介機制間接作用于親社會行為意愿。