青少年道德情感的发展状况

青少年道德情感的发展状况_青少年的道德情感：结构与发展

当前我国青少年道德情感的总体发展状况究竟如何，其看法莫衷一是。有“爬坡说”，肯定青少年道德情感发展的主流；有“滑坡说”，强调青少年道德情感发展存在的严峻问题；也有“中间说”，认为目前状况喜忧参半（龚超，2007）。这种情况既与道德情感特有的复杂性和青少年阶段的特殊性有关，也与学界缺乏对青少年道德情感现状进行全面的、客观的大样本实证调查有关。对于道德情感发展总体水平的测查，必须在一定理论指导下，以编制全面、科学、客观的道德情感测量工具为基础。国内学者戴艳等人（2006）编制了以同情心、自尊心、责任感和羞耻感为道德情感的4个维度的道德情感量表，用于对小学生道德情感状况的分析与诊断，其对1339名小学生测评后发现，小学生同情心存在的主要问题是，在面对社会生活中助人事件时，他们首先从自身利益出发；在不与自身利益冲突的情况下，才有关心别人的想法；在家庭生活中，他们很多时候是从自我出发，不能理解家人的困难；在与他人相处时，不能很好地体验他人处境，缺乏对他人适度的理解和关心。小学生的自尊心发展的主要问题是由于高度期望、过分宠爱和盲目崇拜导致的自我评价过高的高“自负”和过度保护、过重批评导致的自我评价过低的高“自卑”。卢家楣等人（2010）编制了包含爱国感、关爱感、正直感和责任感等四个因子的青少年道德情感问卷，对我国三类地区（发达、较发达、欠发达）九大城市及其郊县117所学校的25485名11～19岁青少年学生进行调查，结果表明：我国青少年道德情感总体正向积极但亟待提高；爱国感和关爱感发展可喜，正直感和责任感现状堪忧；女生道德情感及其关爱感和责任感优于男生；青少年道德情感与学业自评、师生关系、教师有情施教的状况同步发展。

从以往研究来看，国内学者对道德情感的主体构成大多直接采用西方学界常用的概念和，或从现代社会应然的视角进行建构，缺乏基于中国传统文化对道德情感的溯本诠释和现代演绎。在中国传统文化发展史上，孟子是性善论思想的集大成者，他将孔子的“仁、义、礼、智”等概念提升为具有普遍意义的伦理学范畴。孟子将人性趋善比作“水之就下”，并认为人性之善端即善的萌芽为“四心”——“恻隐之心，仁之端也；羞恶之心，义之端也；辞让之心，礼之端也；是非之心，智之端也”（《孟子·公孙丑上》），并认为“恻隐之心，人皆有之；羞恶之心，人皆有之；恭敬之心，人皆有之；是非之心，人皆有之”（《孟子·告子上》）。所谓“情，波也；心，流也；性，水也”（《关尹子》），“四心”实为从善之水流动、波动的源泉，为仁义礼智等四德养成的基础和先验根据。从恻隐、羞恶、恭敬、是非这四善端出发，实证探讨当代青少年的道德情感发展，也许是基于文化的新的研究切入点。当然，从四善端的关系上看，如果把是非之心理解为正义感的话，其对反正义、不道德的憎愤、轻蔑、义愤基本可以涵盖在羞恶之心之中。因此，下面在围绕四善端展开对青少年道德情感发展状况的研究时，主要涉及恻隐心、羞恶心、恭敬心。

一、青少年的“恻隐心”及其发展状况^[21]

何为“恻隐”？有两种相似解释：“恻，悲也。”（《说文》）“恻，伤之切也，隐，痛之深也。”（《四书章句集注》），可以看出“恻”“隐”两字都有“哀伤”“悲痛”的基本含义。因此“恻隐心”就指对他人痛苦表示同情的一种情感反应，意为怜悯，悲怜，哀矜，体恤，不忍，伤感，怜爱，怵惕。《中国成语大词典》做如下解释：恻隐之心即见人遭遇不幸所引起的同情怜悯之心。冯友兰先生在《中国哲学史新编》中认为，恻隐之心是一种类意识的表现，就是当人们看到其他人或动物遇到困难或灾难，由于觉察到自己与他人或动物在某个层面上属于同一类时，就不可避免地会产生同情与怜悯之心，“恻隐之心，人皆有之”即可说明这种特有的类意识的普遍性。

恻隐心与同情是在相关文献中使用频率最高的近义概念，在教科书、日常生活中我们也经常混淆或交替使用这两个概念，但两者是否可以互换，需要我们对“恻隐心”和“同情”的词义进一步理解。同情一词的希腊语为“sympatheia”，是指由另一个与之有密切关系的人的痛苦而引起的痛苦。它与“可怜”和“怜悯”相近，表示对别人伤悲的情感反应。我国学者朱智贤认为同情心是一种对他人的不幸遭遇产生共鸣及对其行动的关心、赞成、支持的情感^[22]，这与之前论述的恻隐心概念非常相似，可以说，从词源意义上说，两者是相通的。另一些研究者认为恻隐心与同情存在涵义上的差异。我国学者黄玉顺（2007）提出儒学的“恻隐”不是舍勒（M．Scheler）在情感现象学中所谓“同情”，认为恻隐是基于情境认知的不忍，而情境对象本身并无所谓某种悲或忧，主体是因对流血的幼儿或“见孺子将入于井”不忍，才有恻隐之心，而不是同情中基于对象的或悲或忧的“再体验”或“再认知”。

另外，恻隐和移情也是一对关系密切的概念。尽管在对移情（empathy）的理解过程中强调于情绪成分和认知成分，但是大部分学者都认为，移情产生的过程中，认知成分和情绪成分是相互作用，密不可分的。霍夫曼（2000）把移情理解为“对知觉到他人情绪体验的一种设身处地的情绪反应”，或是“由于从他人的立场出发对他人内在状态的认知而产生的一种对他人的情绪体验”。^[23]我国学者也大都认为移情是一种替代性的情绪反应能力，既包括分享他人的情绪情感，对他人所处情境的感同身受，又包括能客观理解、分析他人情感的能力，是个体由于理解了真实的或想象中的他人的情绪状态而引起的与之一致或相似的情绪体验，并且并在这种情绪体验带有自我指向的悲伤和焦虑。从这个意义上说，移情与恻隐心有着非常密切的一致性关系。霍夫曼（1994），西尔弗曼（1994），拉菲克（1997）等人都认为，移情感受的体验在同情心或恻隐心的发展中是非常重要的，特别是当感受到他人困境甚至遭到灾难时，移情更是恻隐心的重要组成部分。

因此，在确定恻隐心的理论结构时，既需要借鉴国内外研究涉及的同情心结构，也需要借鉴对以往研究移情成分的分析。心理学意义上的恻隐心应该是既包括对他人感受的关注、关切意识，也包括感同身受的情感状态，还包括对他人困境做出必要的安慰行为的强烈愿望（W ispe，1991），既包含辨别、区分、命名他人情感线索并做出推测他人情感状态的认知成分，也包含伴随着各种生理反应的情感体验和行为趋向。此外，根据麦卡洛等人（Mccullouch，et al．，2002）的道德情感四层面理论，也可以从深度、频率、广度、密度等四个层面分析青少年的恻隐心发展状况。具体地说，深度是指代入性情感体验的强度；频率是指恻隐心倾向突出的个体每天都会有很多次代入性情感经历，甚至是别人微小的行为或状态都可以使之感到不忍；广度是指在特定的时间段里使一个人感到同情或移情的生活事件的层面，恻隐倾向高的人会对多个层面表现同情，恻隐倾向弱的人则只对很少方面有恻隐感；密度是指个体恻隐倾向的对象层面，即在同一事件中能对多少他人的不幸或灾难表现出同情与代入感，比如面对四川汶川地震，高密度恻隐倾向的个体会对更多的人表现担心同情和代入，不仅包括失去亲人的人、受伤的人、无家可归的人，还包括艰苦援助的前线的救援者、指挥者、记者和医务人员等等。

根据上述对恻隐心的理论建构及逻辑分析，形成包含“恻隐深度”“恻隐频率”“恻隐广度”“恻隐密度”4个指标的初始预测问卷，在这4个指标中，结合恻隐成分的理论建构，每个指标中嵌入相应的结构成分（状态敏感、关切共情、移情驱动），形成了4×3个嵌含关系。对于每一种嵌含关系（如，状态敏感的深度）都设计了3个探测项目，结合对青少年的访谈结果，初步拟定青少年恻隐心量表的预测项目共36个。问卷题目设计为简短的陈述句，结果采取自评的形式，评分标准采用李克特5点计分法，0分表示“非常不赞同”，5分表示“非常赞同”，逐级递增，由本人根据自身实际情况给自己打分。

研究者首先从浙江省W地区两所初中、高中的不同年级组整群随机抽取5个班进行初始预测问卷的施测，有效被试共169名中学生（其中男生92人，女生77人；初一31人，初二34人，初三33人，高一58人，高二39人），年龄在13～18岁之间。根据初测结果，删除了均值小于1或大于4、标准差小于0.9、CR值不显著、因素负荷小于0.30、题总相关低于0.2的项目。最后，形成了由30个项目组成的青少年恻隐心问卷，问卷采用5级评分。

第二，采取与预测相同的方式，从浙江省W地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本400人（其中男生219人，女生181人；初一63人，初二88人，初三70人，高一90人，高二89人；城市198人，乡村202人），年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的探索性因素分析。

第三，从浙江省N地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本365人，其中男生180人，女生185人；初一75人，初二88人，初三54人，高一80人，高二68人；城市172人，乡村193人，年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的验证性因素分析。

第四，从浙江省W、N、S三个地区4所初中、高中随机整群抽取被试，获有效样本728人，其中男生371人，女生357人；初一146人，初二150人，初三110人，高一190人，高二133人；城市355人，乡村374人。年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行青少年恻隐心调查。

在问卷的探索性因素分析研究中，发现采集到的样本数据KMO值为0.859，Bartlett球形检验卡方值为2999.87（p＜0.001），表明该批数据可以进行因素分析，其结果能解释变量间的关系。经主成分分析及斜交旋转，根据题意与因子吻合、因子符合大于0.4、题项不在两个因子上负荷高且相近这些原则进行筛选，最终确定17题组成的问卷结构，经特征值分析和陡坡图观察，确定四个因子，方差解释率分别为24.46%、16.14%、14.65%、8.35%，累计方差解释率为63.6%。

在问卷的验证性因素分析研究中，根据修正指数删除1个题项，依然保持四个因子，模型拟合性指标如χ2/d f＝1.86，GFI、AGFI、NNFI、CFI在0.90～0.97之间，RMSEA＝0.047，模型较为理想。

对该模型四个因子进行命名，第一个因子包括6个项目（第2、5、9、12、14、15题），涉及对他人不利状况的关注与担忧，命名为“共感担忧”；第二个因子包括4个项目，涉及如深度、密度、频率、广度这样的倾向性特征，命名为“恻隐倾向”（第3、7、8、11）；第三个因子包括4个项目（第1、4、6、13题），关系到发生个体对他人、群体、社会不利状况的敏锐感知，命名为“状态敏感”；第四个因子包括2个项目（第10、16题），涉及对他人状态的无视和冷漠，命名为“冷漠自我”，是问卷的反向因子。

对问卷进行内部一致性信度检验，其Cronbach’α系数在四个因子上分别为0.68、0.73、0.75、0.81，说明问卷及各因子的稳定性良好。

青少年道德情感恻隐心问卷

将正式问卷再次发放，对随机整群抽取的728名被试（从初一到高二）进行调查，经将因子4（冷漠自我）反向转换之后，青少年道德情感总平均得分为3.44，高于理论中值，标准差为0.49。

采用Repeated Measures检验，结果如表2‐5。结果发现道德情感在状况敏感、担心他人、移情体验、恻隐知觉的平均得分在3.36～3.66之间。经多重比较发现，共感担忧与状况敏感、恻隐倾向、冷漠自我等因子均存在非常显著的差异，共感担忧的得分显著地高于其他三个因子的得分（p值均小于0.01）。其他因子间无显著差异。

表2‐5　13～18岁青少年在恻隐心四个因子上的均值比较（n＝728）

将城乡、性别、年级作为自变量，4个因子得分作为因变量，进行多元方差分析。分析不同自变量在四个因子上的均值，结果如表2‐6所示：在性别因素上男生、女生均在共感担忧因子上得分最高，且女性得分优于男性；在城乡因素上，城市、乡村均在共感担忧因子上得分最高，且乡村得分优于城市；在年级因素上，初一、初二、初三、高一、高二均在共感担忧因子上得分最高，且高二得分均优于其他年级。这说明青少年在担心他人这个维度上发展最好。

表2‐6　不同类型青少年恻隐心四因子得分的描述性统计（n＝728）

对年级、性别和城乡三个人口学变量的多元方差分析结果表明，年级、性别主效应显著（F1＝7.596，p＜0.001；F2＝18.298，p＜0.05），城乡变量没有主效应（F＝0.526，p＞0.001），各变量之间没有显著的交互作用。进一步分析表明，不同性别在共感担忧、恻隐倾向、冷漠自我（反向）因子上存在非常显著的差异，女生得分均高于男生，而男女生在状况敏感维度上不存在差异。不同年级在四个因子上均存在显著差异，在状况敏感上，高一、高二得分显著高于初一年级；在共感担忧上，高二得分高于初一、初二年级；在恻隐倾向上，高一、高二得分高于初一、初二和初三年级；在冷漠自我（反向）上，高二得分显著高于高一、初一年级。

总体上说，通过自编问卷的调查研究，我们发现青少年以关注、同情、移情为主要内涵的恻隐心状况上虽然内部结构上具有不均衡性，但整体发展较好，这也与卢家楣等人（2010）的研究结果相似。与男性相比，女性更懂得关爱他人，更富有同情心，这可能与社会期待及心理成熟度有关；各年龄阶段青少年在恻隐心各个因子的发展上都存在显著的差异性，随着年龄的增长，高中阶段普遍比初中阶段更好，这可能与认知能力的提高有关。另外，在恻隐心发展上，城乡青少年没有显著差异，这与当前的课程改革理念、学校对生活德育的贯彻、网络时代的媒体传播使城乡差异减弱有关。

二、青少年羞恶心及其发展状况^[24]

对于孟子所提出的“羞恶之心”，朱熹注为：“羞，耻己之不善也；恶，憎人之不善也。”因己身的不善而羞耻，因见他人的不善而憎恶。《现代汉语词典》解释为对自己或别人的坏处感觉羞耻和厌恶。综合来说，羞恶之心是存在于人们价值评判中之“义”，为自己做的错事或者坏事感到羞耻，为他人做的错事或者坏事感到憎恶。人只有拥有“羞恶之心”，才能分清哪些是道德底线可以承受的，哪些是道德范围所不接纳的。

从语义上看，与羞恶之心相关的语词非常丰富，例如，与羞相关的有愧、耻、辱、惭、臊、涩、疚、悔等字以及腼腆、尴尬、难堪、不好意思等词语，与恶相关的也有憎、恨、愤、嫌、厌以及轻蔑、唾弃等词语，但从羞恶心最根本的内涵来看，主要是包含着愧疚、厌恶、愤怒这三个方面的核心内容，可以作为羞恶心理论结构的主干维度。另外，参考迈克库劳奇等人（Mccullouch，et al．，2002）的道德情感四层面理论，也可以从深度、频率、广度、密度等四个层面分析青少年的羞恶心发展状况。具体地说，当把羞恶心理解为一种特质性倾向时，其深度是指个体对己之不善之愧疚和对他人之不善之憎恶体验的强度；频率是指个体体验羞恶情绪的单位时间频次；广度是指在特定的时间段里使一个人感到愧疚或憎恶的生活事件的内容或范围层面；密度是指个体羞恶倾向的对象层面，即在特定事件中其愧疚或憎恶的对象数量。以此四层面的羞恶特质倾向作为建构青少年羞恶心调查问卷的另一维度，和之前的内容维度交叉，就形成了4×3个嵌含关系。对于每一种嵌含关系（如，愧疚的深度）都设计了3个探测项目，结合对青少年的访谈结果，初步拟定青少年羞恶心问卷的预测项目共36个。问卷题目设计为简短的陈述句，结果采取自评的形式，评分标准采用李克特5点计分法，0分表示“非常不赞同”，5分表示“非常赞同”，逐级递增，由本人根据自身实际情况给自己打分。

研究者首先从浙江省W地区两所初中、高中的不同年级组整群随机抽取5个班进行初始预测问卷的施测，有效被试共185名中学生（其中男生109名，女生76名；初一32人，初二35人，初三33人，高一43人，高二42人），年龄在13～18岁之间。

第二，采取与预测相同的方式，从浙江省W地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本373人（其中男生199人，女生174人；初一66人，初二96人，初三60人，高一76人，高二75人；城市190人，乡村183人），年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的探索性因素分析。

第三，从浙江省W地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本370人（其中男生194人，女生176人；初一65人，初二91人，初三62人，高一76人，高二76人；城市177人，乡村193人），年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的验证性因素分析。

第四，从浙江省W、N、S三个地区4所初中、高中随机整群抽取被试，获得有效样本737人，其中男生386人，女生351人；初一128人，初二179人，初三120人，高一156人，高二154人；城市362人，乡村375人。以此部分被试进行青少年羞恶心调查。

通过对预测问卷的项目分析，删除了均值小于1或大于4、标准差小于0.9、CR值不显著、因素负荷小于0.30、题总相关低于0.2的项目。最后，形成了由28个项目组成的青少年羞恶心问卷，问卷采用5级评分。

在问卷的探索性因素分析研究中，发现采集到的样本数据KMO值为0.852，Bartlett球形检验卡方值为1921.9（p＜0.001），表明该批数据可以进行因素分析，其结果能解释变量间的关系。经主成分分析及斜交旋转，根据题意与因子吻合、因子符合大于0.4、题项不在两个因子上负荷高且相近这些原则进行筛选，最终确定22题组成的问卷结构，经特征值分析和陡坡图观察，确定五个因子，方差解释率分别为23.79%、12.93%、8.15%、5.49%、5.27%，累计方差解释率为55.63%。

在问卷的验证性因素分析研究中，根据题意和因子相关性，将因子1和因子5合并，并根据各题项因素负荷与修正指数删除2个题项，同时删除因子3的一个题项，最终形成四个因子共19个题项的结构模型，模型拟合性指标如χ2/df＝2.03，GFI、AGFI、NNFI、CFI均在0.90～0.95之间，RM‐SEA＝0.048，在各个备选模型中最为理想。

对该模型四个因子进行命名，第一个因子包括6个项目（第1、6、11、13、16、18题），涉及个体与特质有关的义愤强度、频率、广度、密度，命名为“憎愤倾向”；第二个因子包括5个项目（第3、7、12、17、19），涉及个体对不道德人与事的厌恶态度，命名为“厌恶感知”；第三个因子包括4个项目（第5、9、 10、15题），关系到对自身错误行为的后悔、愧疚和不安意识，命名为“自省愧疚”；第四个因子包括4个项目（第2、4、8、14题），涉及处于羞愧内疚时的状态与表现，命名为“愧疚表现”。

青少年道德情感羞恶心问卷

对问卷进行内部一致性信度检验，其Cronbach’α系数在四个因子上分别为0.69、0.75、0.72、0.65，说明问卷及各因子的稳定性良好。

将正式问卷对780名被试发放，在737份有效问卷中，青少年道德情感羞恶心问卷总平均得分为3.43，标准差为0.50，处于理论中值以上水平。

采用Repeated M easures检验，结果如表2‐7。结果发现道德情感在憎愤倾向、厌恶感知、愧疚自省、愧疚表现等因子上的平均得分在2.95～3.59之间。经多重比较发现，憎愤倾向与厌恶感知、愧疚自省、愧疚表现等因子均存在非常显著的差异，憎愤倾向的得分显著地低于其他三个因子的得分（p值均小于0.01）。其他因子间无显著差异。

表2‐7　13～18岁青少年在羞恶心四个因子上的均值比较（n＝737）

将城乡、性别、年级作为自变量，四个因子得分作为因变量，比较不同自变量在四个因子上的均值，结果如表2‐8所示，在性别因素上，男生在憎愤倾向上的得分略高于女生；而在厌恶感知、愧疚反省和愧疚表现因子上，女生的得分略高于男生。在城乡因素上，城市在憎愤倾向、厌恶感知因子上得分较乡镇高，乡镇在愧疚反省、愧疚表现上得分略高。在年级因素上，高二在除愧疚反省因子外的其他因子上得分均优于其他年级。而综合来说，厌恶感知因子得分最高。

表2‐8　不同类型青少年羞恶心四因子得分的描述性统计（n＝737）

对年级、性别和城乡三个人口学变量的多元方差分析结果表明，年级、性别主效应显著（F1＝3.476，p＜0.001；F2＝5.331，p＜0.001），城乡变量没有主效应（F＝1.825，p＞0.05），各变量之间没有显著的交互作用。进一步分析表明，不同性别在憎愤倾向、厌恶感知因子上存在非常显著的差异，男生在憎愤倾向上得分均高于女生，而女生在厌恶感知因子上得分高于男生。不同年级在憎愤倾向和愧疚表现两个因子上存在显著差异，在憎愤倾向上，初一学生显著低于其他年级学生；在愧疚表现上，初三学生则显著低于高二学生。

总体上说，通过自编问卷的调查研究，我们发现青少年以憎愤、厌恶、愧疚为主要内涵的羞恶心状况上虽然内部结构上具有不均衡性，但整体发展较好。憎愤倾向低于其他羞恶成分的水平，虽然可能意味着道德行为的干预性动机力量不强，但也可能因此减少了反社会倾向和破坏性行为的发生可能。男女青少年在憎愤倾向和厌恶感知上的差异，也客观反映了性别社会化的特点。值得注意的是，从初一到高二，五个年级青少年在羞恶心上的发展并没有出现随年纪递进的现象，反而在初三、高一阶段出现羞恶情感体验的相对低谷，这可能与中考影响有关，尤其值得学校教育重视。

三、青少年恭敬心及其发展状况^[25]

在传统社会中，人与人之间的社会关系是以亲亲、尊尊、长长为基础的礼学关系，而礼的行为可以归纳为恭敬、撙节、退让。美国学者芬格莱特指出：“礼仪有力地显发出来的东西，不仅仅是社会形式的和谐与完美，人际交往的内在的与终极的尊严；它所显发出来的还有道德的完善，那种道德的完善蕴涵在自我目标的获得之中，而自我目标的获得，则是通过将他人视为具有同样尊严的存在和礼仪活动中自由的合作参与者来实现的。”^[26]孟子将恭敬辞让之心视为礼之端，即把恭敬辞让作为与人交往的出发点。“在貌为恭，在心为敬”，恭敬二字分别代表了外在的礼容和内在的体验，但从道德情感的角度来说，恭敬之心重点在于“敬”而非“恭”。《弟子规》中的“执虚器，如执盈；入虚室，如有人”可以很形象地解释“敬”的含义：拿一只空杯子，也应该像拿一杯盛满开水的杯子那样，不能因为没有开水就掉以轻心，马马虎虎；走进空无一人的房间里，也要像走进有人的房间里一样，不能因为房间里没有人，而生轻慢之心或不好之念。因为有恭敬心在，人们对待任何人或事都不会怠慢。相反，自暴自弃之人或为所欲为，或漠不关心；或不顾他人尊严，肆无忌惮地把自己的意志强加于人，或不自尊自爱，一任懈怠，终究失去他人尊重。因此，礼以敬为本，不带有敬的感情的礼，只是空洞的形式而已。

恭敬与谦恭、敬畏词义相似，但也微有不同。“谦逊畏难为恭，推其智德为敬”（《法华经嘉祥疏二》），“恭敬和谦逊、尊人和卑己是互为表里的，只有自己谦逊，才能待人恭敬；谦逊即是卑己，恭敬即是尊人。能厚人而自薄，则于名利上必先人后己。因此，有恭敬谦逊之德，必有辞让无争之行”^[27]。但是，自谦并非自卑，而是准确认识自己的不足，接纳自己的不完善。从积极心理学的视角看，谦恭的关键要素是能够准确评估自己的能力和成就，承认自己的错误、不完善和局限性，相对较低的自我聚焦，有开放的思路和欣赏一切事物的价值。另外，敬畏是个体因对与之发生关联的对象的意志难以揣测而产生的“心怵”，“心怵而奉之以礼”（《礼记·祭统》），辞让或恭敬若没有“对在我上者灿烂的星空的敬畏”，没有敬重且害怕的心态，就失去了约束。

与恭敬相关的还有孝敬与感戴。前者是对具有血缘关系的父母或长辈的敬爱之心，后者是当人们接受某种恩惠时所产生的积极情感体验，其对象可以是人，也可以是宇宙、神明、自然万物等。感戴的前提是蒙其所授、体察其心、敬其所为，故惶惶然铭记于心，以思回报。

根据上述分析，可以将恭敬心的内在要素理解为敬畏、谦恭、感戴。敬畏更多的是指向“上”“高”“大”的对象，比如大自然、父母、道德规范等；谦恭的人能正确地看待自己与别人的优缺点，恰当地评估自己的能力；而感戴的对象则是于自己有特殊关系的对象，如施惠于自己的人。另外，与恻隐心、羞恶心相同，参考迈克库劳奇等人（Mccullouch，et al．，2002）的道德情感四层面理论，也可以从深度、频率、广度、密度等四个层面分析青少年的恭敬心发展状况。具体地说，深度即恭敬体验强度，恭敬倾向较强的人会比一般人体验到更加强烈的敬畏、谦恭、感戴之情；频率是指个体体验恭敬体验的单位时间频次，恭敬倾向较为突出的个体会比一般人有更多次数地体验到敬畏、谦恭、感戴；广度是指在特定的时间段里使个体感到怀有恭敬之心的生活事件的内容或范围层面；密度则是特定事件引发的恭敬对象的数量。以此四层面的恭敬特质倾向作为建构青少年恭敬心调查问卷的另一维度，和之前的内容维度交叉，就形成了4×3个嵌含关系。对于每一种嵌含关系（如，敬畏的深度）都设计了3个探测项目，结合对青少年的访谈结果，初步拟定青少年恭敬心问卷的预测项目共36个。问卷题目设计为简短的陈述句，结果采取自评的形式，评分标准采用李克特5点计分法，0分表示“非常不赞同”，5分表示“非常赞同”，逐级递增，由本人根据自身实际情况给自己打分。

研究者首先从浙江省W地区两所初中、高中的不同年级组整群随机抽取5个班进行初始预测问卷的施测，有效被试共183名中学生（其中男生94名，女生89名；初一29人，初二30人，初三31人，高一59人，高二34人），年龄在13～18岁之间。

第二，采取与预测相同的方式，从浙江省W地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本400人（其中男生226人，女生174人；初一67人，初二91人，初三58人，高一99人，高二85人；城市191人，乡村209人），年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的探索性因素分析。

第三，从浙江省W地区两所初中、高中的5个年级随机整群抽取被试，并最终获得有效样本384人（其中男生218人，女生166人；初一63人，初二90人，初三70人，高一95人，高二66人；城市193人，乡村191人），年龄在13～18岁之间。以此部分被试进行问卷的验证性因素分析。

第四，从浙江省W、N、S三个地区4所初中、高中随机整群抽取被试，获有效样本874人，其中男生445人，女生429人；初一147人，初二206人，初三152人，高一190人，高二179人；城市438人，乡村436人。以此部分被试进行青少年恭敬心调查。

通过对预测问卷的项目分析，删除了均值小于1或大于4、标准差小于0.9、CR值不显著、因素负荷小于0.30、题总相关低于0.2的项目。最后，形成了由27个项目组成的青少年羞恶心问卷，问卷采用5级评分。

在问卷的探索性因素分析研究中，发现采集到的样本数据KMO值为0.852，Bartlett球形检验卡方值为2779.71（p＜0.001），表明该批数据可以进行因素分析，其结果能解释变量间的关系。经主成分分析及斜交旋转，根据题意与因子吻合、因子符合大于0.4、题项不在两个因子上负荷高且相近这些原则进行筛选，最终确定18题组成的问卷结构，经特征值分析和陡坡图观察，确定四个因子，方差解释率分别为29.62%、9.42%、8.57%、5.88%，累计方差解释率为53.49%。

在问卷的验证性因素分析研究中，根据各题项因素负荷与修正指数删除1个题项，最终形成四个因子共17个题项的结构模型，模型拟合性指标如χ2/df＝1.87，GFI、AGFI、NNFI、CFI均在0.92～0.97之间，RMSEA＝0.048，在各个备选模型中最为理想。

对该模型四个因子进行命名，第一个因子包括6个项目（第1、5、7、11、13、15题），是测量个体成功或失败时对事物的评价倾向，表现个体是否能准确评估自己能力和成就，能否善于注意到他人的存在和力量，命名为谦卑敬人；第二个因子包含4个项目（第2、8、12、16题），是个体是否能将自身的获利与成功与他人的作用联系起来的倾向或体验，命名为感恩倾向；第三个因子包含4个项目（第4、9、14、17题），是考察个体是否能尊重规则、接受道德法律和其他外部力量约束的倾向，命名为持守规范；第四个因子包含3个项目（第3、6、10题），考察个体是否能敬服“高、大、上”者以及对这些力量的畏惧，命名为敬服畏惧。

青少年道德情感恭敬心问卷

对问卷进行内部一致性信度检验，其Cronbach’α系数在四个因子上分别为0.76、0.69、0.65、0.71，说明问卷及各因子的稳定性良好。

将正式问卷对900名被试发放，在874份有效问卷中，青少年道德情感羞恶心问卷总平均得分为3.57，标准差为0.69，处于理论中值以上水平。

采用Repeated Measures检验，结果如表2‐9。结果发现青少年在谦卑敬人、感恩倾向、持守规范、敬服畏惧等因子上的平均得分在3.21～3.77之间。经多重比较发现，敬服畏惧因子与谦卑敬人、感恩倾向、持守规范等三个因子均存在非常显著的差异，敬服畏惧的得分显著地低于其他三个因子的得分（p值均小于0.05）。其他因子间无显著差异。

表2‐9　13～18岁青少年在恭敬心四个因子上的均值比较（n＝874）

将城乡、性别、年级作为自变量，四个因子得分作为因变量，比较不同自变量在四个因子上的均值，结果如表2‐10所示：在性别因素上，女生在四个因子上的得分都略高于男生；在城乡因素上，城市学生在感恩倾向、敬服畏惧因子上得分较乡镇略高，乡镇在谦卑敬人、持守规范上得分略高。在年级因素上，各因子得分变化复杂，但初一阶段各因子得分都明显高于其他年级，具体情况有待多元方差分析检验。

表2‐10　不同类型青少年恭敬心四因子得分的描述性统计（n＝874）

对年级、性别和城乡三个人口学变量的多元方差分析结果表明，年级、性别和城乡主效应均非常显著（F1＝3.53，p＜0.01；F2＝5.01，p＜0.001；F3＝4.599，p＜0.01），城乡与年级之间有显著的交互作用。进一步分析表明，不同性别、不同地区学生在持守规范因子上存在非常显著的差异，女生得分高于男生（p＜0.01），农村学生得分高于城市学生（p＜0.05）。不同年级在四个因子上均存在显著差异，多重比较发现，在谦卑敬人因子上，初一学生得分显著高于其他各年级得分，初二学生得分显著高于高一和高二学生得分；在感恩倾向因子上，初一学生显著高于其他各年级得分，其他年级间差异均不显著；在持守规范因子上，初一显著高于高一、高二年级得分，初二学生则显著低于其他各年级学生得分；在敬服畏惧因子上，初一、初三学生显著高于高一学生得分。

总体上说，通过自编问卷的调查研究，我们发现青少年以敬畏、谦恭、感戴为主要内涵的恭敬心发展状况具有结构上的不均衡性。敬服畏惧因子低于其他恭敬成分的水平，一方面说明初生牛犊不怕虎的年龄特征，但也侧面反映我们在敬畏感教育上存在缺陷。从调查结果上看，青少年在刚进入初中阶段的时候表现出最为明显的恭敬谦卑和感戴倾向，之后并没有得到显著的发展，甚至还有退化的趋势，这可能说明我们的学校教育在鼓励竞争、张扬个性、凸显自我的过程中，正弱化着传统文化最为看重的情感素养。之前的羞恶心调查也呈现了这样的端倪，这是值得全社会尤其是学校教育高度警惕的现象。

四、青少年道德敏感性及其发展状况^[28]

如前所述，雷斯特（1983）在其道德行为的四成分模型理论中，将道德敏感性（确定道德问题）作为道德行为发生的初始心理阶段，并认为它是包含着认知与情绪的复杂交互作用。笔者将道德敏感性理解为对道德问题的敏锐觉察与解释能力，并认为道德敏感性包含两个成分：一是道德敏感性的静态结构成分即倾向性道德敏感，是建立在道德价值优先的态度基础上的反应倾向性；二是道德敏感性的动态结构成分即情境性道德敏感，体现了在情境中自觉觉察道德线索和发现道德问题，以道德思考来审视情境的心理能力。作为反应倾向性的道德敏感，已经相对稳定地纳入情感特质的范畴，并具有道德价值意义，是考察青少年道德情感综合性心理品质发展的重要内容。

斯密特等人（Schm itt et al．，1995）在道德主题上分析了人们对（不）公正问题敏感的性质和成分，认为人们对不公正的敏感性是跨资源类型、跨反应模式和跨情境的，是人格结构中的一部分，具有某种特质性意义，具体可以表现在四个指标上，即频率（frequency）、愤怒强度（intensity of angry）、侵扰性（intrusiveness）、惩罚性（punitivity），而在解释情境的过程中，个体对事件的理解往往会因为他们的身份立场不同而完全不同，即场合—特异的观点效应（perspective effects），认为当人们对蕴涵道德问题的事件进行判断的时候，可能存在着受害者、犯过者、观察者等三种不同的角色卷入（involvement of roles），同样的事件经常会因卷入者的不同视角而被完全不同地判断（Schmitt et al．，2005）。因此，在对情境的情感体验与反应上，个体之间的特质性差异不仅在于他们作为受害者是感受和反应的，而且还在于他们作为旁观者或犯过者是如何感受和反应的。他们据此分别开发了包括受害人、犯过者、观察者公正敏感性的三个分量表。研究中还发现，个体面对不公正事件时的情绪反应，在其作为受害者时是愤怒，作为犯过者时是内疚，而作为观察者时，则是道德义愤。观察者和犯过者敏感性比受害者敏感性更纯粹地体现了真正的道德关怀。马里奥等人（Mario et al．，2005）进一步从受益者和受害者的卷入身份考察个体在亲社会和逆社会事件中的道德敏感性，也验证了道德敏感性的场合—特异性。个体以受益者身份所表现的公正敏感指向的是一种真正他人指向的，对公正和社会责任的关注，而个体以受害者身份所表现的公正敏感则是一个“自我关注”和“公正关注”的混合体。

从研究思路来看，对青少年倾向性道德敏感的结构分析与状况调查存在两种选择：一是注重道德主题内容、角色卷入、道德敏感内涵性特征等多维度的嵌套关系，形成对倾向性道德敏感的整体认识。这种选择突出了道德敏感性结构上的整体性，但同时可能丧失一些值得深入探究的分析内容，也减弱了研究的精致性。二是突出不同角色卷入的差异性，单独地对受害者道德敏感、旁观者道德敏感、犯过者道德敏感进行研究。在下面的研究中我们选择了后者，即围绕不同的角色卷入来展开研究。

从调查青少年倾向性道德敏感性的内容构成来看，我们设计了三个维度的嵌套结构：其一，从所察觉的道德问题的内容上看，它在主题上涉及公正或关爱。其二，从个体在察觉情境时的卷入角色来看，它又涉及个体在充当受害者、旁观者和犯过者时的不同感受与反应。其三，从道德敏感的固有内涵指标来看，它可能包含着七个方面的认知性情感成分，包括察觉频率、愤怒强度、烦扰持续性、惩罚倾向、后果想象、同情共感、移情内疚等。然而，从逻辑和经验上看，倾向性道德敏感在“道德主题或内容”“角色卷入”“道德敏感的内涵特征”等三个层面并不是完全兼容或嵌套的，所以在犯过者问卷中涉及公正和关爱两个主题，包括觉察频率、烦扰持续、移情内疚等三个指标，在观察者问卷中涉及公正和关爱两个主题，包括觉察频率、愤怒强度、烦扰持续、惩罚倾向、同情共感、移情内疚、后果想象等七个指标，在受害者问卷中涉及公正和关爱两个主题，包括觉察频率、愤怒强度、烦扰持续、惩罚倾向等四个指标。每个嵌套指标2个题项，从而形成犯过者问卷12个题项，旁观者问卷28个题项，受害者问卷16个题项的初始问卷。问卷采用0～5的李克特计分法，0分表示“完全反对”，逐级向5分“完全同意”递进。

从浙江省某地4所初中、高中随机整群选取535名中学生（有效样本509人），其中200人（有效样本189人，其中男生91人，女生98人；初二学生104人，高二学生85人）用于预测问卷的项目分析，335人（有效样本320人，其中男生157人，女生163人；初二学生177人，高二学生143人）用于正式问卷的探索性因素分析及调查。

通过对预测问卷的项目分析，删除了均值小于1或大于4，标准差小于0.9，CR值不显著、因素负荷小于0.30、题总相关低于0.2的项目。最后形成了包含犯过者问卷（10题）、旁观者问卷（25题）、受害者问卷（15题）的青少年倾向性道德敏感性初测问卷。

在问卷的探索性因素分析研究中，发现采集到的样本数据在三个分问卷中KMO值分别为0.708、0.808、0.810，Bartlett球形检验均达到极显著水平，表明该批数据可以进行因素分析，其结果能解释变量间的关系。经分别进行主成分分析及斜交旋转，根据题意与因子吻合、因子符合大于0.4、题项不在两个因子上负荷高且相近这些原则进行筛选题项，并分别经特征值分析和陡坡图观察，确定三个分问卷的因子结构。在犯过者问卷中，包含2个因子共6个题项，方差解释率分别为33.39%、16.88%，累计方差解释率为50.27%。在旁观者问卷中，包含5个因子共16个题项，方差解释率分别为29.69%、11.03%、7.69%、6.69%、5.14%，累计方差解释率为60.24%。在受害者问卷中，包含2个因子共11个题项，方差解释率分别为37.19%、15.83%，累计方差解释率为53.02%。

对犯过者问卷两个因子进行命名，第一个因子包括4个项目（第2、3、5、6题），是测量个体作为犯过者或未能采取道德行动而导致他人不利后果时的内疚感受，命名为犯过内疚；第二个因子包含2个项目（第1、4题），主要测量个体作为犯过者主观觉察到（不）道德事件或行为的频繁性，命名为犯过觉察。对旁观者问卷五个因子进行命名，第一个因子包括6个项目（第1、3、5、10、12、14题），主要测量个体作为旁观者时，感同身受地体察受害者情感以及在没有或无能采取道德行动而导致他人不利后果的内疚感受，命名为共感内疚；第二个因子包含4个项目（第4、8、11、13题），主要测量主要测量个体作为观察者在共感基础上对（不）道德事件或行为前因后果的联想或想象，命名为移情想象；第三个因子含2个题项（第2、16题），主要测量个体在经历（不）道德事件时所引发的支配性情绪作用的持续性，命名为困扰持续；第四个因子含2个题项（第7、15题），主要测量作为旁观者主观觉察到（不）道德事件或行为的频繁性，命名为旁观觉察；第五个因子含2个题项（第6、9题），主要测量个体在遇到（不）道德事件或行为时所引发的愤怒情绪体验程度，命名为愤怒强度。对受害者问卷两个因子进行命名，第一个因子包括7个项目（第1、3、4、6、7、9、10题），是测量个体作为受害者时主观体验到（不）道德事件的影响以及对不道德行为的惩罚意愿，命名为受害反应。第二个因子含4个题项（第2、5、8、11题），主要测量个体在遇到（不）道德事件或行为时所引发的支配性情绪及强度，以及思想上受困扰的状况和程度，命名为受害体验。

至此，问卷计分方法如下确定，即各因子得分为各因子题项得分和除以题项数，各问卷得分为各问卷内因子得分之和。分数越高代表敏感性程度越高。

考察三个分问卷的心理测量学指标，首先对问卷进行内部一致性信度检验，Cronbach’α系数在犯过者道德敏感问卷的两个因子和总分分别为0.73、0.78、0.64；旁观者道德敏感问卷上的五个因子及总分分别为0.82、0.73、0.68、0.76、0.66、0.88；受害者道德敏感问卷的两个因子及总分分别为0.84、0.74、0.84，说明问卷及各因子的稳定性良好。其次考察其结构效度，除探索性因素分析的主成分分析外，从各因子之间的相关所反映的区分效度，问卷总分与各因子的相关以及各因子得分与各因子中各项目的相关所代表的会聚效度进行考察，在犯过者道德敏感问卷中，两个因子相关性较低（r＝0.15），两因子与总分相关性较高（0.85、0.47）各因子内部题总相关在0.32～0.56之间；在旁观者道德敏感问卷中，各因子相关中等（0.21～0.52），各因子与总分相关较高（0.57～0.84），各因子内部题总相关中等偏高（0.34～0.64）；在受害者道德敏感问卷中，两个因子相关性中等（r＝0.42），两因子与总分相关性较高（0.84、0.68），各因子内部题总相关在0.29～0.62之间。总体上符合各因子中等偏低相关的区分效度构想，因子与总分以及因子内题总相关偏高的会聚效度构想。

青少年道德情感羞恶心问卷

在对320名中学（含初中和高中）有效样本的调查中，基本情况如表2‐8所见。采用Repeated Measures检验，发现中学生在犯过者道德敏感、旁观者道德敏感、受害者道德敏感等三个分问卷总分均分上存在极显著差异（F＝242.5，p＜0.001），得分从高到低依次是旁观者（3.01）、犯过者（2.87）、受害者（2.61），进一步多重比较发现，在三个分问卷中，中学生在受害者道德敏感问卷得分显著低于其他两个问卷得分，而在旁观者道德敏感问卷得分显著高于其他问卷得分（p值均小于0.001）。

表2‐8　中学生道德敏感性各问卷和各因子的均值比较（n＝320）

将性别、年级作为自变量，以各分问卷总分均分以及各因子得分为因变量，进行多元方差分析，结果表明，年级变量在三个分问卷总分上的主效应均非常显著（F1＝6.06，p＜0.05；F2＝19.26，p＜0.001；F3＝6.50，p＜0.05），其中，在旁观者道德敏感以及犯过者道德敏感上，高二学生得分均显著高于初二学生，而在受害者道德敏感上，则是初二学生得分高于高二学生。性别变量在在犯过者道德敏感问卷总分上具有显著主效应（F＝139.9，p＜0.001），男生得分显著低于女生。性别和年级在受害者道德敏感问卷得分上有显著的交互作用（F＝32.31，p＜0.001），进一步分析简单效应，发现初二男生得分显著高于女生，而高二男生得分又显著低于女生。另外，将三个分问卷做相关分析，发现被试在犯过者和旁观者道德敏感问卷上得分有较高的显著正相关（r＝0.42，p＜0.01），而受害者道德敏感得分与旁观者、犯过者道德敏感得分则没有显著的相关。

从上述调查结果来看，当前中学生在三种角色卷入情况下的倾向性道德敏感确实存在显著的发展差异。从成年人的角度来看，一般个体在作为受害者时往往具有更敏感的道德角色卷入特点，也就是说，个体作为道德受害者时，更容易被唤起道德敏感性，而当个体作为旁观者或犯过者时，其卷入程度低导致难以唤起道德敏感性，因此这种道德敏感对个体的道德要求更高，也更能说明个体的道德心理品质。斯密特等人（Schm itt，et al．，2005）也发现，人格因素与不同角色卷入的道德敏感性存在复杂的关系：以犯过者、旁观者角色卷入的道德敏感性与宜人性、外倾性、开放性等人格特质显著正相关，而以受害者角色卷入的道德敏感性与报复性、嫉妒、妄想、神经质、怀疑等负性人格因素显著正相关。可以设想，对自身受害敏感的个体往往在情绪上易受外界影响或伤害，这种易受伤害性使得他们需要时时监控自己所处的环境和威胁。然而从上述调查结果来看，无论是初二学生还是高二学生，都出现受害者敏感得分低于犯过者和旁观者的情况。这种结果可能反映了两种事实：一是从整体而言，当前中学生在人格发展上确实存在着积极健康的趋向性特征，二是在倾向性道德敏感的考察中，受害者道德敏感得分低于犯过者与旁观者敏感，并不意味着个体在同一种情境中，当其以道德受害者身份卷入的时候还不如其以犯过者或旁观者身份卷入时敏感——无论是哪种角色卷入的得分都仅仅意味着个体的特质倾向，而非情境能力；也并不意味着受害者道德敏感问卷得分越低就说明个体的道德敏感性越高——上述三个问卷得分之间的相关性也能说明这一点。从结果中还可以看到，当前中学生在倾向性道德敏感的发展特征上是积极的，从初二到高二，中学生趋向于发展起更高的犯过者和旁观者道德敏感倾向，而对作为受害者的道德敏感趋向下降。另外，女生比男生有更高的犯过者道德敏感性倾向，表现了女生在道德意识发展上的社会期望，而在性别与年级交互作用的表现上，初中男生在受害者道德敏感上得分超过女生，恰恰说明了其阶段性的自我意识发展高峰，而高中阶段的男生得分回落及女生得分提高，也从侧面说明了青少年末期道德视角上男生外向关注和女生自我保护的性别特征。