道德推脱对青少年外部问题行为的影响：有调节的中介效应(2)
综上，本研究将提出一个有调节的中介模型。一是考察媒介不良接触对青少年外部问题行为的影响是否会以道德推脱为中介变量：二是检验这一中介效应是否受到移情的调节。
2研究方法
2.1被试
在成都、西安两地。通过整群抽样法在4所中学和2所大学共发放问卷1200份，收回有效问卷1030份，有效回收率为85.83%。其中，男生453人，女生568人，性别缺失9人：年龄在12-21岁之间，其中12岁23人、13岁94人、14岁97人、15岁84人、16岁106人、17岁87人、18岁100人、19岁100人，20岁181人、21岁158人。
2.2工具
2.2.1媒介不良接触问卷
采用自编的媒介不良接触问卷，测量青少年对各类媒介不良因素的接触及其受影响情况。问卷共12个项目，由多元冲突、拟实偏差、不良内容、不端传播4个维度构成。多元冲突是指对媒体中相互矛盾冲突的信息、观点和理念的接触频率及所受到的影响。例如“媒体中相互矛盾、冲突的信息和观点，让你感到困扰吗？”拟实偏差是指受媒体虚拟世界的价值偏差的影响以及沉浸其中的程度。例如“你有把现实世界和媒体中虚拟世界混淆起来的经历吗？”不良内容是指对媒体中恐怖、暴力、色情等极端不良内容的好奇、模仿及所受到的影响。例如“你会不会模仿媒体中的恐怖、暴力、色情等画面？”不端传播是指对媒体的偷拍、杜撰、炒作等不良传播手段和信息内容的接受和接触程度。例如“你对媒体中偷拍、杜撰、炒作的内容感兴趣吗？”问卷采用5点计分，1表示“从不”，5表示“经常”，得分越高表示媒介不良接触水平越高。验证性因素分析发现问卷的结构效度较好：x2/df=3.60，RMSEA=0.05，GFI=0.98，CFI=0.96，IFI=0.96，NFI=0.95。此外，问卷的内部一致性α系数为0.80，各维度的α系数介于0.60～0.68之间。
2.2.2道德推脱
采用王兴超和杨继平(2010)修订的由Ban-dura编制的道德推脱问卷。修订后的问卷包含26个项目，8个子维度，在我国文化背景下具有良好的信效度。本研究采用了其中的道德辩护、有利比较、非人性化、责备归因4个道德推脱机制，共13个项目。问卷采用5点计分，1表示“很不赞同”，5表示“非常赞同”，得分越高表示道德推脱水平越高。本研究中，问卷的α系数为0.86，各维度的α系数介于0.67～0.79之间。
2.2.3移情
采用Davis(1980)编制的“人际反应指针问卷”。该问卷经台湾学者詹志禹(1987)引入并作了修订，由原28个项目减为22个项目，包括观点采择、共情关心、想象力和个人痛苦四个维度，其内部一致性系数在0.53～0.78之间。本研究使用了前两个维度，共有11个项目。问卷采用5点计分，1表示“很不符合”，5表示“非常符合”，得分越高表示移情水平越高。本研究中，问卷的α系数为0.73，分维度的α系数分别为0.80和0.59。
2.2.4外部问题行为问卷
采用Achenbach(1991)编制的青少年自评问卷中的外部问题行为部分，包含攻击行为和过失行为两个维度。国内学者对该问卷进行了信度和效度的检验(黄雪竹，郭兰婷，唐光政，刘协和，2005)。问卷共包含30个项目(攻击行为19个项目，过失行为11个项目)，采用3点计分，0表示“不符合”，2表示“非常符合”，得分越高表示个体外部问题行为越多。本研究中，问卷的α系数为0.90，各维度的α系数分别为0.86和0.85。
2.3施测与数据处理
由经过培训的心理学研究生主持，采用团体施测和匿名填答的方式进行。施测时以班级为单位，统一发放并当场回收。使用SPSS11.5软件和Amos17.0软件进行统计分析和处理。
3结果分析
3.1青少年外部问题行为的发展特点
按照Steinberg(2002)的建议将青春期划分成三个年龄段：青春早期(11-14岁)、青春中期(15-18岁)和青春晚期(19-21岁)，分别对三个年龄段的青少年的外部问题行为进行初步描述统计。结果发现(见表1)，不论处于哪个年龄段，青少年的攻击行为的得分均高于过失行为的得分，这表明青少年的攻击行为比过失行为更加明显。
以性别、年龄段为自变量，外部问题行为的两个维度为因变量，进行2×3多因素方差分析(MANOVA)，考察三个年龄段男女青少年的外部问题行为是否存在差异。结果发现，性别的主效应显著。F(1，1020)=14.82，p<0.001。分年龄段的单因素方差分析显示，男女生的攻击行为和过失行为在青春早期不存在显著的性别差异，F(1，212)=0.39，p>0.05，F(1，212)=0.34，p>0.05；但男生在青春中期的攻击行为和过失行为均显著高于女生，F(1，368)=6.39，p<0.05；F(1，368)=16.72，p<0.001，男生在青春晚期的过失行为显著高于女生，F(1，435)=29.23，p<0.001。年龄段的主效应显著，F(2，1020)=8.17，p<0.001。事后检验发现，青春早期的攻击行为得分(M=0.30)显著低于青春中期(M=0.39)和青春晚期(M=0.41)，青春早期的过失行为得分(M=0.09)也显著低于青春中期(M=0.19)和青春晚期(M=0.22)。性别和年龄段的交互效应不显著，F(2，1020)=0.51，p>0.05。结合年龄与攻击行为和过失行为的相关分析(见表1)发现，男女生的年龄与攻击行为和过失行为均显著正相关，表明随着年龄的增长，男女生的攻击行为和过失行为均会明显升高。
3.2道德推脱的中介作用检验
采用结构方程模型技术。对道德推脱在媒介不良接触与青少年外部问题行为之间的部分中介作用进行检验。同时，根据相关理论建立完全中介模型和无中介作用模型作为部分中介模型的竞争模型，并依据模型拟合指数比较哪一模型的拟合效果最好。模型中各变量的测量指标均采用打包技术形成。模型拟合结果(见表2)显示，部分中介作用模型的各项指数均超过临界值，且优于完全中介模型和无中介作用模型，这表明部分中介作用模型与实际数据拟合得更好。此外，嵌套模型比较结果也显示。部分中介作用模型显著优于完全中介模型(△X2(1)=117.69，p<0.001)和无中介作用模型(△x2(1)=150.72，p<0.001)。 (刘裕 唐薇 张媛 刘芳)
2研究方法
2.1被试
在成都、西安两地。通过整群抽样法在4所中学和2所大学共发放问卷1200份，收回有效问卷1030份，有效回收率为85.83%。其中，男生453人，女生568人，性别缺失9人：年龄在12-21岁之间，其中12岁23人、13岁94人、14岁97人、15岁84人、16岁106人、17岁87人、18岁100人、19岁100人，20岁181人、21岁158人。
2.2工具
2.2.1媒介不良接触问卷
采用自编的媒介不良接触问卷，测量青少年对各类媒介不良因素的接触及其受影响情况。问卷共12个项目，由多元冲突、拟实偏差、不良内容、不端传播4个维度构成。多元冲突是指对媒体中相互矛盾冲突的信息、观点和理念的接触频率及所受到的影响。例如“媒体中相互矛盾、冲突的信息和观点，让你感到困扰吗？”拟实偏差是指受媒体虚拟世界的价值偏差的影响以及沉浸其中的程度。例如“你有把现实世界和媒体中虚拟世界混淆起来的经历吗？”不良内容是指对媒体中恐怖、暴力、色情等极端不良内容的好奇、模仿及所受到的影响。例如“你会不会模仿媒体中的恐怖、暴力、色情等画面？”不端传播是指对媒体的偷拍、杜撰、炒作等不良传播手段和信息内容的接受和接触程度。例如“你对媒体中偷拍、杜撰、炒作的内容感兴趣吗？”问卷采用5点计分，1表示“从不”，5表示“经常”，得分越高表示媒介不良接触水平越高。验证性因素分析发现问卷的结构效度较好：x2/df=3.60，RMSEA=0.05，GFI=0.98，CFI=0.96，IFI=0.96，NFI=0.95。此外，问卷的内部一致性α系数为0.80，各维度的α系数介于0.60～0.68之间。
2.2.2道德推脱
采用王兴超和杨继平(2010)修订的由Ban-dura编制的道德推脱问卷。修订后的问卷包含26个项目，8个子维度，在我国文化背景下具有良好的信效度。本研究采用了其中的道德辩护、有利比较、非人性化、责备归因4个道德推脱机制，共13个项目。问卷采用5点计分，1表示“很不赞同”，5表示“非常赞同”，得分越高表示道德推脱水平越高。本研究中，问卷的α系数为0.86，各维度的α系数介于0.67～0.79之间。
2.2.3移情
采用Davis(1980)编制的“人际反应指针问卷”。该问卷经台湾学者詹志禹(1987)引入并作了修订，由原28个项目减为22个项目，包括观点采择、共情关心、想象力和个人痛苦四个维度，其内部一致性系数在0.53～0.78之间。本研究使用了前两个维度，共有11个项目。问卷采用5点计分，1表示“很不符合”，5表示“非常符合”，得分越高表示移情水平越高。本研究中，问卷的α系数为0.73，分维度的α系数分别为0.80和0.59。
2.2.4外部问题行为问卷
采用Achenbach(1991)编制的青少年自评问卷中的外部问题行为部分，包含攻击行为和过失行为两个维度。国内学者对该问卷进行了信度和效度的检验(黄雪竹，郭兰婷，唐光政，刘协和，2005)。问卷共包含30个项目(攻击行为19个项目，过失行为11个项目)，采用3点计分，0表示“不符合”，2表示“非常符合”，得分越高表示个体外部问题行为越多。本研究中，问卷的α系数为0.90，各维度的α系数分别为0.86和0.85。
2.3施测与数据处理
由经过培训的心理学研究生主持，采用团体施测和匿名填答的方式进行。施测时以班级为单位，统一发放并当场回收。使用SPSS11.5软件和Amos17.0软件进行统计分析和处理。
3结果分析
3.1青少年外部问题行为的发展特点
按照Steinberg(2002)的建议将青春期划分成三个年龄段：青春早期(11-14岁)、青春中期(15-18岁)和青春晚期(19-21岁)，分别对三个年龄段的青少年的外部问题行为进行初步描述统计。结果发现(见表1)，不论处于哪个年龄段，青少年的攻击行为的得分均高于过失行为的得分，这表明青少年的攻击行为比过失行为更加明显。
以性别、年龄段为自变量，外部问题行为的两个维度为因变量，进行2×3多因素方差分析(MANOVA)，考察三个年龄段男女青少年的外部问题行为是否存在差异。结果发现，性别的主效应显著。F(1，1020)=14.82，p<0.001。分年龄段的单因素方差分析显示，男女生的攻击行为和过失行为在青春早期不存在显著的性别差异，F(1，212)=0.39，p>0.05，F(1，212)=0.34，p>0.05；但男生在青春中期的攻击行为和过失行为均显著高于女生，F(1，368)=6.39，p<0.05；F(1，368)=16.72，p<0.001，男生在青春晚期的过失行为显著高于女生，F(1，435)=29.23，p<0.001。年龄段的主效应显著，F(2，1020)=8.17，p<0.001。事后检验发现，青春早期的攻击行为得分(M=0.30)显著低于青春中期(M=0.39)和青春晚期(M=0.41)，青春早期的过失行为得分(M=0.09)也显著低于青春中期(M=0.19)和青春晚期(M=0.22)。性别和年龄段的交互效应不显著，F(2，1020)=0.51，p>0.05。结合年龄与攻击行为和过失行为的相关分析(见表1)发现，男女生的年龄与攻击行为和过失行为均显著正相关，表明随着年龄的增长，男女生的攻击行为和过失行为均会明显升高。
3.2道德推脱的中介作用检验
采用结构方程模型技术。对道德推脱在媒介不良接触与青少年外部问题行为之间的部分中介作用进行检验。同时，根据相关理论建立完全中介模型和无中介作用模型作为部分中介模型的竞争模型，并依据模型拟合指数比较哪一模型的拟合效果最好。模型中各变量的测量指标均采用打包技术形成。模型拟合结果(见表2)显示，部分中介作用模型的各项指数均超过临界值，且优于完全中介模型和无中介作用模型，这表明部分中介作用模型与实际数据拟合得更好。此外，嵌套模型比较结果也显示。部分中介作用模型显著优于完全中介模型(△X2(1)=117.69，p<0.001)和无中介作用模型(△x2(1)=150.72，p<0.001)。 (刘裕 唐薇 张媛 刘芳)