1. 引言
近年来，校园暴力、冷暴力、语言暴力、聚众打架等导致大学生自杀或犯罪的事件频频发生。研究表明，我国表现出有中度以上攻击倾向的大学生占27.7% (郭梅英，魏广东，张玉英，2010)。攻击行为是指个人主观地伤害他人，并用不同的侵害手段，使他人的权益与人身安全受到威胁的异常行为(Anderson & Bushman, 2002)。从进化论角度来看，人类进化过程必然伴随着攻击行为，且攻击行为拥有生存等方面的优势。人类采取攻击行为的目的可能是为了保护自己不受他人伤害、保卫自己的家人、捍卫所获得的资源，甚至是拥有较高的社会地位(张豪，2020)。上行社会比较是指个体将自身与某一特定标准或群体中的较高水平个体进行比较的过程，通常会导致个体产生消极感受(牛更枫等，2016)。随着社会的发展，社交网络成为个体与他人进行比较的一个重要场所(Coyne et al., 2017)。在社交网站上，人们通常会倾向于为自己塑造一个更完美的形象，因此在网上冲浪的大学生可能会接收到身材比自己好、生活比自己幸福、经济实力比自己高的信息(张豪，2020)。在社交网站浏览其他人的积极表现时，个体会无意识地将自己与优秀的人进行对比，感到自己是失败的(连帅磊等，2017)，产生嫉妒心理，引起攻击行为等(张豪，2020；宋明华，2019)。社会比较与攻击行为的联系在相对剥夺理论的研究中也得到了证实(Smith et al., 2012)。即相对剥夺感诱发敌意情绪，敌意情绪进一步诱发攻击行为，而相对剥夺感的核心机制是社会比较(Smith et al., 2012; 胡志琴，熊猛，2024)。
高峰强等(2017)的研究也发现，相对剥夺感与攻击欺凌行为呈显著正相关。综上所述，可以推断出，当个体在社交网站通过上行比较产生不满时，更容易导致现实中表现出攻击行为。据此，我们可以提出假设H1：网络社会上行比较对攻击行为具有正向预测作用。
道德推脱是个体特定的认知倾向，包括个体在认知层面解读自己的不道德行为，并为这些行为寻找道德上的理由或借口(Bandura, 2002)。Bandura (2002)认为，个体背离自己先前所制定的道德理念之后，为了维持自己原先表现出的较好的形象和行为，个体会改变自己的想法，调整自己的态度。以往的研究发现，道德推脱是攻击行为的关键因素，当个体的道德推脱水平上升时，其攻击行为也会随之增加(王兴超等，2012)。同时，相关研究表明，道德推脱在同胞关系与青少年亲社会行为、班级欺凌规范与初中生旁观者行为、社会支持与旁观者行为之间均起中介作用(王跃鹏，孟维杰，2022；高玲等，2021；Wu et al., 2023)。换言之，道德推脱能避免个体不道德行为(如攻击行为)实施后产生的愧疚感和负罪感，并且将攻击行为合理化，出现更多攻击行为(Yao et al., 2019)。也就是说，网络社会上行比较会导致个体的道德认知水平降低，道德推脱水平升高，进而产生攻击行为(Zhao & Zhang, 2021)。因此，我们可以推断出，个体在社交网站进行上行比较产生不满时，可能会降低自己的道德标准，从而使道德推脱水平升高，促使攻击行为的表达。由此，我们提出假设H2：网络社会上行比较通过道德推脱影响大学生攻击行为。
综上，本研究拟探讨道德推脱在网络社会上行比较与大学生攻击行为中的中介作用，以期为大学生攻击行为情况的改善提供参考依据。
2. 对象与方法
2.1. 对象
以班级为单位，采用整群方便抽样法。从内蒙古自治区等7所本科院校共抽取2000名本科生为被试。收回有效问卷1628份，有效率为81.40%，其中男生623名，女生1005名；大一851名，大二65名，大三659名，大四53名；被试年龄范围为17~24岁，平均年龄(19.39 ± 1.44)岁。
2.2. 方法
2.2.1. 上行社会比较问卷
由连帅磊等(2017)修订。问卷共6个题项，使用5点计分(1 = “完全不符合”至5 = “完全符合”)，单维结构。被试得分越高，说明在网络社交中的社会比较程度越严重。在本研究中，问卷整体的Cronbach’s α系数为0.90。验证性因素分析表明，问卷的结构效度良好(χ2/df = 4.92, CFI = 0.99, GFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.05)。
2.2.2. 中文版道德推脱问卷
由王兴超，杨继平(2010)修订。问卷共26个题目，使用5点计分(1 = “完全不同意”至5 = “完全同意”)，无反向计分。问卷分为道德辩护、委婉标签等8个维度。在本研究中，问卷整体的Cronbach’s α系数为0.89，各维度的Cronbach’s α系数在0.60~0.75之间。验证性因素分析表明，问卷的结构效度良好(χ2/df = 5.77, CFI = 0.91, GFI = 0.92, TLI = 0.89, RMSEA = 0.05)。
2.2.3. 大学生攻击行为量表
由吕路等(2013)修订。量表共22个条目，使用5点计分(1 = “完全不符合”至5 = “完全符合”)，无反向计分，分为敌意认知、身体攻击等4个维度。在本研究中，该量表整体的Cronbach’s α系数为0.88，各维度的Cronbach’s α系数在0.72~0.87之间。验证性因素分析表明，问卷的结构效度良好(χ2/df = 5.62, CFI = 0.94, GFI = 0.95, TLI = 0.93, RMSEA = 0.05)。
2.3. 统计学方法
数据处理使用SPSS 25.0和AMOS 21.0软件；各问卷的效度使用CFA法验证；主变量间相关关系使用Pearson积差相关分析法分析；共同方法偏差使用Harman单因素分析法检验；中介效应检验使用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差的检验
共同方法偏差使用的是Harman单因素方法检验，采用未旋转的探索性因素分析对全部的测量项目进行检验。结果发现，特征根大于1的因子有10个，最大因子的方差解释度为21.5%，低于40%的临界标准(周浩，龙立荣，2004)，说明研究的共同方法偏差不严重。
3.2. 网络社会上行比较、道德推脱和大学生攻击行为的相关分析
采用描述统计和皮尔逊积差相关的方法对各主变量进行分析，如表1所示。结果显示，网络社会上行比较与攻击行为呈正相关(r = 0.27, p < 0.01)；道德推脱与攻击行为呈正相关(r = 0.56, p < 0.01)；网络社会上行比较与道德推脱呈正相关(r = 0.17, p < 0.01)。
Table 1. Correlation matrix between upward social network comparison, moral disengagement and aggressive behavior of college students (n = 1628)
表1. 网络社会上行比较、道德推脱和大学生攻击行为之间的相关矩阵(n = 1628)
变量 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
1 |
－ |
|
|
|
|
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|
|
|
|
|
|
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2 |
0.15** |
－ |
|
|
|
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|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
0.08** |
0.51** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
0.06* |
0.33** |
0.42** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
0.10** |
0.41** |
0.45** |
0.47** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
0.09** |
0.32** |
0.39** |
0.42** |
0.59** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7 |
0.10** |
0.26** |
0.41** |
0.45** |
0.42** |
0.43** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
|
8 |
0.16** |
0.35** |
0.41** |
0.32** |
0.45** |
0.43** |
0.47** |
－ |
|
|
|
|
|
|
|
9 |
0.17** |
0.42** |
0.36** |
0.30** |
0.39** |
0.36** |
0.37** |
0.50** |
－ |
|
|
|
|
|
|
10 |
0.17** |
0.69** |
0.70** |
0.63** |
0.75** |
0.72** |
0.65** |
0.71** |
0.68** |
－ |
|
|
|
|
|
11 |
0.28** |
0.35** |
0.39** |
0.31** |
0.36** |
0.31** |
0.24** |
0.33** |
0.35** |
0.48** |
－ |
|
|
|
|
12 |
0.14** |
0.50** |
0.32** |
0.30** |
0.26** |
0.20** |
0.26** |
0.28** |
0.34** |
0.45** |
0.37** |
－ |
|
|
|
13 |
0.16** |
0.36** |
0.28** |
0.11** |
0.23** |
0.19** |
0.08** |
0.22** |
0.25** |
0.33** |
0.34** |
0.36** |
－ |
|
|
14 |
0.18** |
0.34** |
0.32** |
0.25** |
0.25** |
0.23** |
0.18** |
0.21** |
0.24** |
0.37** |
0.51** |
0.33** |
0.49** |
－ |
|
15 |
0.27** |
0.52** |
0.45** |
0.34** |
0.38** |
0.33** |
0.26** |
0.37** |
0.41** |
0.56** |
0.83** |
0.69** |
0.69** |
0.72** |
－ |
M |
2.88 |
2.27 |
2.22 |
1.37 |
1.88 |
2.04 |
1.56 |
2.01 |
1.99 |
1.94 |
2.24 |
1.83 |
3.10 |
2.35 |
2.36 |
SD |
0.89 |
0.73 |
0.68 |
0.51 |
0.70 |
0.65 |
0.55 |
0.75 |
0.80 |
0.47 |
0.76 |
0.79 |
0.72 |
0.81 |
0.57 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01；1：网络社会上行比较；2：道德辩护；3：委婉标签；4：有利比较；5：责任转移；6：责任分散；7：忽视或扭曲结果；8：非人性化；9：责备归因；10：道德推脱均分；11：敌意认知；12：身体攻击；13：责备归因；14：攻击行为均分。
3.3. 道德推脱在网络社会上行比较对大学生攻击行为影响中的中介效应分析
为了验证道德推脱在网络社会上行比较对大学生攻击行为影响中的中介效应，本研究使用潜变量结构方程法进行检验。根据拟合结果，模型的各个指标良好(χ2/df = 5.42, IFI = 0.96, TLI = 0.95, GFI = 0.96, CFI = 0.96, RMSEA = 0.05)。
Figure 1. Mediating model diagram of moral disengagement between upward social network comparison and aggressive behavior of college students
图1. 道德推脱在网络社会上行比较与大学生攻击行为之间的中介模型图
运用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行道德推脱中介效应的检验(温忠麟，叶宝娟，2014)，重复抽样5000次。检验结果发现：模型中的各预测系数均显著(β网络社会上行比较→大学生攻击行为 = 0.18, p < 0.001, 95% CI为[0.12, 0.24], β网络社会上行比较→道德推脱 = 0.19, p < 0.001, 95% CI为[0.13, 0.25], β道德推脱→大学生攻击行为 = 0.79, p < 0.001, 95% CI为[0.71, 0.86])，如图1所示，依据上述结果可以阐明，道德推脱起部分中介作用。继而对道德推脱的中介效应使用了Bootstrap法进行检验后得出道德推脱的间接效应为0.06，其95%的置信区间为[0.04, 0.08]，0不在该置信区间内，证明道德推脱的中介效应具有可信度。在中介效应里，道德推脱的中介效应占总效应的35.29%。
4. 讨论
4.1. 网络社会上行比较对大学生攻击行为的预测作用
本研究证明了网络社会上行比较对大学生攻击行为有正向预测作用，支持了假设H1。进化心理学很好地解释了这一现象(何幸，崔丽莹，2016)，在资源有限的地球上，形成了“物竞天择”的基本规律，这也导致了人类更倾向于进行上行比较，关注自己的相对位置。随着生活水平和认知水平的提高，人们对自己和身边人的要求越来越高，进行上行社会比较的形式也越来越丰富，互联网普及率的持续增长使人们开始无意识地将自己和网络上的人进行比较对比(李维姿等，2023)，希望自己越来越优秀，从而来提升自己。步入大学后，大学生接触网络的时间相对来说更充裕，社交圈也越来越广泛，更容易进行网络上行比较。当在与他人进行网络社会上行比较时，若大学生对自己的现状满足，情绪往往是积极乐观的，但大学生若不满意自己现在的状态，会感到不满和嫉妒，这可能会导致负面情绪和不健康的竞争心态，而大学生本身社会阅历还不够丰富，可能会采取攻击他人(如语言暴力、暴力威胁)的方式来宣泄自己的情绪，让内心的不满和压力得到释放。也就是说，网络社会上行比较是产生攻击行为的原因之一(胡志琴，熊猛，2024)。以往的研究表明，个体在与比自己更优秀的人进行比较后，可能会诱发愤恨等敌意情绪，敌意情绪则进一步导致攻击行为(Smith et al., 2012)。与此同时，网上冲浪的大学生还会与网上的群体进行比较，基于网络特性，大学生受到的冲击更大，这种冲击可能会引起不满情绪与消极体验，可能进一步导致攻击行为的产生。总而言之，网络社会上行比较对大学生攻击行为有正向预测作用，即大学生的网络社会上行比较程度越低，越不容易引起攻击行为的发生。
4.2. 道德推脱的中介作用
本研究证明了道德推脱在网络社会上行比较对大学生攻击行为的影响中起部分中介作用，验证了假设H2。认知–链接模型认为(Berkowitz, 1988)，个体进行网络社会上行比较后，可能会受到打击，容易产生负性情绪体验，并且个体会反复地关注这些体验，再次面临相同场景(如与他人进行比较使自己处于不利地位)时，个体往往会更加地关注以上负面信息，并且促使道德推脱水平升高(Bandura, 1999)，进而产生攻击行为。以往研究表明，在消极情绪的影响下，个体的道德推脱水平升高，容易出现攻击行为(Bandura, 1999)，这支持了本研究的结果。随着网络社会的发展，个体在网络上会注意到比自己优秀的人，容易陷入竞争和攀比的心态中，从而诱发道德推脱水平升高，进而产生攻击行为(Smith et al., 2012)。换言之，在网络社会交往活动中，大学生可能会遇到比自己更优秀的人，会不自觉地产生攀比和竞争心理，出现不良的情绪，若对方的行为冒犯到了自己或重要他人，从而在道德推脱的作用下，个体会为自己的行为寻找“合理化”的解释，并将原因归结到他人身上，他们可能会产生攻击行为。因此，我们可以通过提升大学生的道德感，激活他们的道德自我调节过程，使他们的道德推脱水平降低，从而有效地减少大学生的攻击行为，并改善学校存在的校园霸凌、聚众斗殴等问题。
4.3. 不足与展望
本研究有两方面不足。一方面，横断研究无法揭示长期变化趋势及因果关系。未来研究可用纵向追踪的方式探讨大学生攻击行为的动态变化。另一方面，本研究均采用自我报告法，易受到测量误差和被试社会赞许效应的影响。因此，未来相关的研究可以与其他研究范式相结合来减少偏差的影响。
基金项目
国家社会科学基金资助项目“健康社会学视角下青少年网络攻击行为发生的累积生态风险机制研究”(22XSH002)；内蒙古师范大学2023年大学生创新创业训练计划项目“内蒙古地区大学生攻击行为的发展轨迹和异质性研究”(S202310135039)。
NOTES
*通讯作者。