随着互联网的日益普及，我国网民人数急剧增多。截至2013年12月，我国网民人数已达6.18亿。网络一方面给大学生的学习和生活带来了极大的便利；另一方面，由网络生活而引发的大学生网络偏差行为，无论是对个人还是社会均有较大的危害(贺金波，李兵兵，郭永玉，江光荣，2010；胡阳，范翠英，2013)。因此，为了有效地预防和减少大学生的网络偏差行为，十分有必要了解哪些因素会促进或抑制网络偏差行为。在已有研究中，雷雳(2010)最早对网络偏差行为进行了系统研究，并认为个人道德品质是影响青少年网络偏差行为的重要因素。但马晓辉和雷雳(2010)基于网络道德的研究发现，网络道德情感不会对青少年的网络偏差行为产生显著影响，仅有网络道德认知和意向会对青少年的网络偏差行为产生显著负向影响，且影响路径系数较小(数值均小于0.12)。据此杨继平、王兴超和杨力(2014)从B and ura的道德推脱理论(theory of moral disengagement)出发，发现道德推脱会对大学生网络偏差行为产生十分显著正向影响，且影响路径系数较大(数值为0.65)。但杨继平等人(2014)的研究不足之处在于，这一研究仅仅关注了道德推脱对网络偏差行为的直接影响。

道德推脱(moral disengagement)是指个体产生的一些特定的认知倾向，这些认知倾向包括重新定义自己的行为使其伤害性显得更小、最大程度地减少自己在行为后果中的责任和降低对受害者痛苦的认同等(杨继平，王兴超，高玲，2010)。道德推脱理论认为，在正常情况下，大多数人都建立了个人道德行为标准，这些标准起着自我调节作用，可以引导良好的行为和制止不良行为(B and ura， 1999)。与这些标准相抵触的行为会导致个体的内疚和自责，这种内疚和自责通常会阻止个体不良行为(如网络偏差行为)的产生。因此，个体的行为通常是与其内部的道德标准相符合的，个体也较少展现出违反其内部道德标准的不道德行为(杨继平，王兴超，高玲，2010)。但是道德推脱可以使道德自我调节功能产生失效，并使得个体行为可以轻松地违反其内部道德标准，故而道德推脱会对大学生的网络偏差行为产生显著正向影响(杨继平等，2014)。

在道德推脱的早期研究中，学者们主要关注了道德推脱对个体现实生活中偏差行为的影响，如大学生的学术欺骗行为(Farnesea，Tramontanob，Fidaa，& Paciello，2011；杨继平，王兴超，陆丽君，张力维，2010)，青少年的攻击行为、欺负行为、罪错行为及反社会行为(Hyde，Shaw，& Moilanen，2010；Hymel，Henderson，& Bonanno，2005；Paciello，Fida，Tramontano，Lupinetti，& Caprara，2008；杨继平，王兴超，2012)，未成年犯和成年犯的犯罪行为(Fontaine，Fida，Paciello，Tisak，& Caprara，2014；Shulman，Cauffman，Piquero，& Fagan，2011)。有关道德推脱与网络环境中偏差行为的相关实证研究，自2010年之后才大量出现。就道德推脱与网络偏差行为的关系而言，目前主要形成了两种完全不同的观点。第一种观点认为，道德推脱会对网络攻击、网络欺负、网络犯罪等网络偏差行为产生显著正向影响(Lazuras，Barkoukis，Ourda，Tsorbatzoudis，2013；Pornari & Wood，2010；Robson & Witenberg，2013；杨继平等，2014)。与此相反，第二种观点认为，道德推脱难以对网络欺负等网络偏差行为产生显著影响(Almeida，Correia，& Marinho，2011；Bauman，2010；Bauman & Pero，2011；Perren & Gutzwiller-Helfenfinger，2012)。虽然以上两种观点完全不同，但在解释网络偏差行为的成因时，两种观点均采用了网络偏差行为的线索滤掉理论(cues-filtered-out)。他们均认为，网络环境下社会缺场(social absence)、社会线索减少、人与人之间缺少面对面接触，会导致网络环境中道德线索缺失，进而使得人们的道德意识减弱、道德标准降低。但两种观点的不同之处在于：第一种观点认为，随着道德意识减弱和道德标准降低，个体内部的道德机制更易于失去自我调节作用，进而产生道德推脱，表现出更多的网络偏差行为(Pornari & Wood，2010)；第二种观点认为，在网络环境下由于看不见受害者，随着道德意识减弱和道德标准降低，道德推脱已经没有发挥作用的必要，个体无需采用道德推脱策略即可直接产生网络偏差行为(Almeida et al., 2011)。

综合分析以上观点的异同之处，我们发现已有研究存在两个方面的不足。一方面，已有研究忽视了道德推脱影响网络偏差行为过程中可能存在的调节变量，这也可能是导致现有研究未能取得一致性结论的重要原因。另一方面，已有研究过分关注网络环境对道德线索的过滤作用，未能关注到个体对自身内部道德标准认同程度在道德推脱影响网络偏差行为中的作用。事实上，仅仅关注道德推脱对网络偏差行为的直接影响是远远不够的。为了更有效地预防和减少大学生的网络偏差行为，探讨与澄清哪些变量会对道德推脱与网络偏差行为之间的关系产生调节作用可能显得更为重要。在文献回顾的基础上(Aquino et al., 2009；Reynolds & Ceranic，2007；王兴超，杨继平，2013；王兴超，杨继平，刘丽，高玲，李霞，2012)，本研究认为道德认同是一个值得考虑的调节变量。

道德认同(moral identity)是个体围绕一套道德特质而组织起来的自我概念，是个体如何认识自己的一种稳定的道德特质(Aquino & Reed，2002；Aquino，Reed，Thau，& Freeman，2007)。道德认同体现了个体对自身内部道德标准认同程度，反映了道德品质在自我概念中的重要程度，是个体将道德认知转化为道德行为的关键心理机制(Winterich，Mittal，& Ross，2009)。Mulder和Aquino(2013)进一步从控制论的视角认为，道德认同在维持个体的道德自我形象上发挥着自我调节作用。个体会对当前道德自我形象与理想道德自我形象进行比较，当前道德自我形象与理想道德自我形象之间的差距会导致个体产生心理压力，这一心理压力会促使个体的行为与其内部的道德标准保持一致。因而，高道德认同会促进个体从事各种亲社会行为(Winterich，Aquino，Mittal，& Swartz，2013)，如捐赠、志愿服务等(Aquino & Reed，2002；Hardy，2006)。同时，高道德认同还会抑制个体从事各种偏差行为，如说谎、学术欺骗、攻击行为等(Aquino，Freeman，Reed，Felps，& Lim，2009；Hardy，Walker，Rackham，& Olsen，2012；Mulder & Aquino，2013；Reynolds & Ceranic，2007)。虽然有关道德认同与网络偏差行为的研究目前并未见到，但是考虑到道德认同的作用机制具有跨情景的一致性(黄华，2013)。基于道德认同与现实环境中各种偏差行为的关系，我们推测道德认同会对大学生的网络偏差行为产生显著负向影响。

就道德推脱与道德认同的关系而言：道德推脱可以使道德自我调节功能产生失效；道德认同反映了道德品质在自我概念中的重要程度，在维持个体道德自我形象上发挥自我调节作用。因此，具有高道德认同者更倾向于维持自己内部的道德准则，故而更不易产生道德推脱(He & Harris，2014)。已有的实证研究也发现，道德认同与道德推脱之间存在显著负相关(Detert，Trevino，& Sweitzer，2008)。但道德推脱和道德认同会如何共同影响大学生的网络偏差行为，却未引起学者们的关注。基于道德推脱与道德认同在个体形成不道德行为中的作用，本研究认为道德认同可能会调节道德推脱与网络偏差行为之间的关系。具体而言，在高道德认同情况下，个体十分看重道德品质在自我概念中的重要性，且对自身的道德标准有着较高的认同度。高道德认同者更倾向于对当前道德自我形象与理想道德自我形象进行比较(Mulder & Aquino，2013)。当个体的不道德行为(如网络偏差行为)威胁到理想道德自我形象时，个体就会产生较大的心理压力，进而驱使个体的行为与其内部道德标准保持高度一致，这就使得个体的道德推脱机制难以发挥作用。因而，在高道德认同情况下，道德推脱对网络偏差行为的正向影响会变得更弱甚至消失。在低道德认同情况下，个体不太看重道德品质在自我概念中的重要性，对自身的道德标准也缺乏认同度。低道德认同者较少对当前道德自我形象与理想道德自我形象进行比较，也难以感知到自己的不道德行为(如网络偏差行为)对理想道德自我形象的威胁，这就使得个体的道德推脱更易于发挥作用。因而，在低道德认同情况下，道德推脱对网络偏差行为的正向影响可能会变得更强。相关的实证研究也发现，在高、低道德认同情况下，道德判断与不道德行为、道德意图与道德行为之间的关系明显不同(Aquino et al., 2009；Reynolds & Ceranic，2007)。道德认同还会对道德推脱与大学生看到士兵虐囚事件的报道而引起的消极情绪之间的关系产生显著的调节作用(Aquino et al., 2007)。基于现实环境中相关行为的实证研究也发现，道德认同会对道德推脱与大学生攻击行为、亲社会行为之间的关系产生显著的调节作用(王兴超，杨继平，2013；王兴超等，2012)。据此本研究推测：道德认同会对道德推脱与大学生网络偏差行为之间的关系产生显著的调节作用，在高道德认同情况下，道德推脱对网络偏差行为的正向影响会变得更弱甚至消失。 2 研究方法 2.1 研究对象

以班级为单位，采用整群抽样法，选取太原市三所普通高校的600名本科生为调查对象。研究中共发放问卷600份，有效问卷550份，有效率为91.67%。其中：男生236人，女生314人；大一190人(男生77人)，大二169人(男生52人)，大三127人(男生65人)，大四64人(男生42人)；年龄在17至25岁之间，平均年龄为20.20岁(SD=1.53)。所有研究对象均有上网经验，其平均每天上网时间1小时及以下的161人，2～3小时的294人，4～5小时的62人，6小时及以上的33人。 2.2 研究工具 2.2.1 道德推脱问卷

采用王兴超和杨继平(2010)修订自B and ura，Barbaranelli，Caprara和Pastorelli(1996)的道德推脱问卷。问卷信效度良好，共26个条目，如“为了保护朋友而大打出手是无可厚非”，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1～5分。本研究中，问卷的α系数为0.82。 2.2.2 道德认同问卷

采用Aquino和Reed(2002)编制的道德认同问卷。基于我国大学生样本的调查显示，该问卷在我国文化背景下信效度良好(王兴超，杨继平，2013)。问卷共10个条目，采用1～5评分，得分越高表示道德认同水平越高。本研究中，问卷的α系数为0.74。 2.2.3 青少年网络偏差行为量表

采用雷雳(2010)编制的青少年网络偏差行为量表。该量表共35个条目，包括三个维度：网络过激行为、网络色情行为、网络欺骗行为。该量表采用5点评分，评分从1(从未如此)到5(一直如此)，得分越高表示网络偏差行为越多。基于大学生的调查显示，该问卷信效度良好，其α系数为0.95(杨继平等，2014)。本研究中，量表的α系数为0.92。 2.3 数据处理

采用SPSS20.0和Lisrel8.70统计软件进行数据处理。 3 结果 3.1 大学生道德推脱的性别与年级差异

道德推脱在人口统计学变量上的差异一直是学者们关注的重点(McAlister，2001；Paciello et al., 2008)，据此本研究首先对道德推脱在性别与年级上的差异进行分析。采用2(性别)×4(年级)的多元方差分析，探讨道德推脱得分在性别与年级上的差异情况。结果显示：性别与年级在道德推脱上的交互作用显著，F(3，542)=7.03，p<0.001；性别的主效应显著，F(1，542)=27.20，p<0.001；年级的主效应也显著，F(3，542)=6.72，p<0.001。进一步的简单效应分析显示：男女生的道德推脱得分在大一、大二上并不存在显著的差异，F_大一(1，188)=3.23，p=0.074，F_大二(1，167)=0.01，p=0.927；但男女生的道德推脱得分在大三、大四上却存在十分显著的差异，F_大三(1，125)=28.46，p<0.001，F_大四(1，62)=7.20，p=0.009。即大学生的道德推脱水平在大一和大二时无明显的性别差异，但在大三和大四时男生的道德推脱水平明显高于女生，且男生的道德推脱水平在大三时有明显的升高。

图 1 性别与年级在道德推脱上的交互作用

图选项

由表 1可知，道德推脱与网络偏差行为之间有显著的正相关，与网络过激行为、网络色情行为、网络欺骗行为之间也有显著的正相关。道德认同与网络偏差行为之间有显著的负相关，与网络过激行为、网络色情行为、网络欺骗行为之间也有显著的负相关。道德推脱与道德认同之间有显著的负相关。

运用层次回归分析的方法，检验道德认同在道德推脱影响网络偏差行为中的调节作用。首先对各变量进行中心化处理，之后计算出道德推脱与道德认同的交互项，最后运用强迫进入法分三步使各变量进入回归方程。在调节作用检验过程中，依次以网络偏差行为的三个维度为因变量分别进行而来回归分析。

结果显示(表 2)，性别会对网络过激行为产生显著负向影响。在控制了性别对网络过激行为的影响之后，道德推脱会对网络过激行为产生显著正向影响，道德认同会对网络过激行为产生显著负向影响。道德推脱与道德认同的交互项会对网络过激行为产生显著的负向影响。与此类似，在控制了性别的影响之后，道德推脱会分别对网络色情行为、网络欺骗行为产生显著正向影响，道德认同会分别对网络色情行为、网络欺骗行为产生显著负向影响，而且道德推脱与道德认同的交互项同样会分别对网络色情行为、网络欺骗行为产生显著负向影响。这说明，道德推脱会对网络偏差行为产生显著正向影响，道德认同会对网络偏差行为产生显著负向影响，且道德认同在道德推脱影响网络偏差行为的过程中起着显著的调节作用。

由图 2知，在高道德认同情况下，网络过激行为不会随着道德推脱水平的升高而产生明显的变化(Simple Slope=0.08，p=0.39)；但在低道德认同情况下，网络过激行为会随着道德推脱水平的升高而显著地增多(Simple Slope=0.59，p<0.001)。由图 3知，在高道德认同情况下，网络色情行为会随着道德推脱水平的升高而略有增多(Simple Slope=0.26，p<0.01)，但其增幅明显小于低道德认同情况下的增幅(Simple Slope=0.60，p<0.001)。由图 4知，在高道德认同情况下，网络欺骗为不会随着道德推脱水平的升高而产生明显的变化(Simple Slope=-0.11，p=0.22)；但在低道德认同情况下，网络欺骗行为会随着道德推脱水平的升高而显著地增多(Simple Slope=0.51，p<0.001)。整体而言可以认为，在高道德认同情况下，网络偏差行为不会随着道德推脱水平的升高而产生明显变化(或变化较小)；但在低道德认同情况下，网络偏差行为会随着道德推脱水平的升高而显著地增多。

图 2 道德认同对道德推脱与网络过激行为之间关系的调节效应

图选项

图 3 道德认同对道德推脱与网络色情行为之间关系的调节效应

图选项

图 4 道德认同对道德推脱与网络欺骗行为之间关系的调节效应

图选项

研究发现，性别与年级在大学生道德推脱水平上存在显著的交互作用，性别与年级的主效应也均显著。即大学生的道德推脱水平在大一和大二时无明显的性别差异，但在大三和大四时男生的道德推脱水平明显高于女生，且男生的道德推脱水平在大三时有明显的升高。这一结果整体上与已有研究结果一致。首先，大学生的道德推脱水平总体上存在显著的性别差异，这与先前的多个研究结果一致(Barchia & Bussey，2011；Detert et al., 2008；Hyde et al., 2010；Hymel et al., 2005；McAlister，2001)。男生之所以比女生有着更高的道德推脱水平，其重要原因在于：相比于女生，男生在做出网络偏差、攻击等不道德行为之后，更容易摆脱道德上的内疚和自责，进而形成更高的道德推脱水平(杨继平，王兴超，2012)。其次，男生的道德推脱水平在大三时有明显的升高，这与先前研究发现我国青少年的道德推脱水平会随年龄增长而升高的结果类似(杨继平，王兴超，2012)。男生在大三时道德推脱水平会明显升高的现象，其原因可能在于：高年级的大学生，在面对日益增大的就业压力时，更注重专业能力的提高，而忽视道德素养的培育(赵建华，2011)，进而导致其道德推脱水平的升高。这一现象，值得高校辅导员、心理健康工作者及其他学生管理工作者关注。

道德推脱会对大学生的网络偏差行为产生显著的正向影响，即大学生的道德推脱水平越高，其网络偏差行为也会越多。这与先前的研究结果一致(Lazuras et al., 2013；Pornari & Wood，2010；Robson & Witenberg，2013；杨继平等，2014)，支持了Pornari等人关于道德推脱会对各种网络偏差行为产生显著正向影响的观点。也就是说，网络环境下社会缺场、社会线索减少、人与人之间缺少面对面接触，会导致网络环境中道德线索缺失，进而使得大学生在网络环境中的道德意识减弱、道德标准降低。随着道德意识减弱和道德标准降低，大学生内部的道德机制更易于失去自我调节作用，进而产生道德推脱，表现出更多的网络偏差行为(Pornari & Wood，2010)。这也在一定程度上支持了网络偏差行为的线索滤掉理论，也说明网络环境的确会在一定程度上过滤掉道德线索。

道德认同会对大学生的网络偏差行为产生显著的负向影响。虽然在已有实证研究中并无道德认同影响网络偏差行为的相关报道，但是道德认同会对现实环境中各种偏差行为产生显著抑制作用的结论(Aquino et al., 2009；Hardy et al., 2012；Mulder & Aquino，2013；Reynolds & Ceranic，2007)，还是在一定程度上支持了本研究结果。道德认同之所以会对大学生的网络偏差行为产生显著负向影响，是因为道德认同反映了道德品质在自我概念中的重要程度。随着道德认同水平的升高，道德品质在自我概念中的重要程度也越高，这使得大学生更不易于产生网络偏差行为。同时，道德认同在维持个体道德自我形象上发挥着自我调节作用(Mulder & Aquino，2013)。当个体想要做出网络偏差行为时，道德认同水平越高的大学生，其感知到的当前道德自我形象与理想道德自我形象的差距就会越大、心理压力也越大，这会促使大学生较少做出网络偏差行为。本研究的这一发现：一方面，扩展了道德认同的研究领域，探讨了道德认同对网络偏差行为的影响；另一方面，在一定程度上进一步支持了道德认同的作用机制具有跨情境一致性的观点。这也就是说，网络环境中道德线索的缺失并不会抑制道德认同作用机制的发挥。即在现实环境和网络环境下，道德认同均会对个体的偏差行为产生显著负向影响。

道德认同在道德推脱影响网络偏差行为的过程中发挥着显著的调节作用，这与已有研究结果类似(Aquino et al., 2007；Aquino et al., 2009；Reynolds & Ceranic，2007；王兴超等，2012；王兴超，杨继平，2013)。具体而言，在高道德认同情况下，大学生的网络偏差行为不会随着道德推脱水平的升高而产生明显的变化；但在低道德认同情况下，大学生的网络偏差行为会随着道德推脱水平的升高而显著地增多。这就支持了本研究提出的研究假设。同时，本研究的这一发现还具有两个方面的意义。首先，就其理论意义而言，与以往研究过分关注网络环境对道德线索的过滤作用不同，本研究进一步发现，个体自身的道德认同水平会在道德推脱影响网络偏差行为的过程中发挥着重要的调节作用。即高道德认同会削弱道德推脱对网络偏差行为的正向影响，使得道德推脱对网络偏差行为的促进作用变得不再显著。低道德认同则会进一步增强道德推脱对网络偏差行为的正向影响，使得道德推脱对网络偏差行为的促进作用变得更强。因而，未来有关网络偏差行为的研究，除了关注网络本身对网络偏差行为的影响外，还必须关注个体特质(如道德特质)在网络偏差行为形成中的作用。此外，本文在一定程度上阐明了道德推脱和道德认同共同影响大学生网络偏差行为的作用机制。即道德推脱和道德认同并不是孤立地对大学生的网络偏差行为产生影响，而是两者交互作用的结果。与本研究类似，先前研究也发现，道德推脱和道德认同会共同地交互影响大学生的攻击行为和亲社会行为(王兴超等，2012；王兴超，杨继平，2013)。据此本研究提出：道德推脱与道德认同交互影响个体道德行为和不道德行为的模型构想。但“道德推脱×道德认同”交互模型能否推广到其他行为变量及其他群体，仍有待进一步的探究。其次，就其实践意义而言，通过本研究我们认为：重视网络环境中各种道德线索的呈现与激活，降低大学生网民的道德推脱水平和提高其道德认同水平，是规范大学生上网行为，预防和干预网络偏差行为的有效途径。

本研究存在以下不足，有待进一步完善。首先，采用自评的方式进行问卷调查，使得研究存在一定程度的共同方法偏差。其次，作为一项横断研究难以从严格意义上明确各变量之间的因果关系。最后，相比于一般大学生，网络成瘾者的网络偏差行为更值得关注。 5 结论

(1)大学生的道德推脱水平在大一和大二时无明显的性别差异，但在大三和大四时男生的道德推脱水平明显高于女生。

(2)道德推脱会对大学生的网络偏差行为产生显著正向影响，并且道德认同在这一影响过程中起着显著的调节作用。在高道德认同情况下，大学生的网络偏差行为不会随着道德推脱水平的升高而产生明显变化；在低道德认同情况下，大学生的网络偏差行为会随着道德推脱水平的升高而显著地增多。