The Self-Importance of Moral Identity(道德认同的自我重要性)

• Karl Aquino University of Delaware
• Americus Reed, II University of Pennsylvania

**卡尔·阿基诺 ** 特拉华大学

阿梅里克斯·里德二世 宾夕法尼亚大学

摘要

​ 道德心理学的最新理论通过关注社会和文化影响，扩展了理性主义模型（J. Haidt, 2001）。本研究通过六项涉及青少年、大学生和成年人的研究，测量了道德认同的自我重要性、道德认知与行为之间的关联。通过考察底层因子结构（研究1）以及收敛效度、法则效度（nomological validity）和区分效度分析（研究2和3），评估了该测量工具的心理测量特性。通过考察道德认同的自我重要性与各种心理结果及行为之间的关系（研究4、5和6），评估了该工具的预测效度。研究结果结合道德行为模型、社会认同测量以及在解释道德行为时考虑道德自我概念的必要性进行了讨论。

“邪恶胜利的唯一必要条件，就是好人无所作为。”
—— 埃德蒙·伯克，《论当前不满的原因》

​ 在道德行为研究中，一个持续存在的问题是：人们何时以及为何会为了人类福祉而行动？回答这个问题最具影响力的理论方法之一是皮亚杰（Piaget, 1932）最初提出，后由科尔伯格（Kohlberg, 1971）等人扩展的认知发展模型（cognitive–developmental model）（Rest, 1979）。该模型的核心宗旨是，一个人道德推理的复杂性可以预测其道德行为（参见 Haan, Smith, & Block, 1968; Kohlberg, 1969, 1984; Kohlberg & Hersh, 1977; Kohlberg & Kramer, 1969），事实上，有证据支持这一假设（Gibbs, Basinger, & Fuller, 1992; Rest & Navarez, 1994）。科尔伯格从未声称或暗示具备能力的道德推理足以解释道德行为，他只是认为这有助于指导道德行为。然而，不可否认的是，道德推理是其框架的核心。

​ 最近，道德心理学开始关注除道德推理之外的其他影响因素（参见 Haidt, 2001）。例如，社会认知模型（sociocognitive model）（Bandura, 1999; Bandura, Barbaranelli, Caprara, & Pastorelli, 1996）认为，道德标准和自我制裁是道德行为的重要预测因素。虽然科尔伯格指出了道德推理之外的各种重要机制，如自我控制（ego controls）（Kohlberg & Candee, 1984），但认知发展模型与社会认知模型的一个关键区别在于，前者强调道德推理，而后者强调自我调节机制。这两个方面都很重要，因为如果没有自我调节机制，进行复杂道德思维的能力对行为的影响可能会减弱。本文试图通过测量和考察一种被称为“道德认同”（moral identity）的心理构念，在认知发展模型和社会认知方法的基础上进行构建。

​ 道德认同被描述为一种激励道德行动的自我调节机制（例如，Blasi, 1984; Damon & Hart, 1992; Erikson, 1964; Hart, Atkins, & Ford, 1998）。虽然“道德认同”一词以前曾被使用过，但早期的讨论并未充分探讨人们的道德认同可能由集体共享的道德特征组成的可能性（例外情况见 Lapsley & Lasky, 2001; Walker & Pitts, 1998）。我们提出，就像人们所接受的其他社会认同一样，道德认同可以成为社会认同的基础，人们利用它来构建自我定义。与其他认同一样，一个人的道德认同可能与某些信念、态度和行为相关联（Cheryan & Bodenhausen, 2000; Forehand, Deshpandé, & Reed, in press; Shih, Pittinsky, & Ambady, 1999），特别是当该认同具有高度的自我重要性时。本文将这些前提纳入道德认同的定义中，将该构念扎根于自我概念和社会认同理论（Tajfel, 1959; Tajfel & Turner, 1979; Turner & Oakes, 1986）。首先，呈现支持道德认同定义的实证证据。其次，开发一种衡量道德认同自我重要性的明确测量工具，并提供其构念效度的证据。第三，测试道德认同、道德认知和道德行为之间的关系。

(作者信息及致谢略)

理论背景

自我与认同

​ 埃里克森（Erikson, 1964）提出，认同根植于一个人存在的核心，涉及在行动中忠于自己，并与尊重自己对现实的理解相关联。埃里克森（1964）将认同视为在行动中忠于自己的观点，在哈特等人（Hart et al., 1998）对道德认同的定义中得到了呼应，即“对自己的一种承诺，采取促进或保护他人福祉的行动路线”（第515页）。关于自我认同发展模型的研究表明，认同包括理想自我的一些元素，并作为行动的理想原则发挥作用（Blasi, 1984, 1993）。例如，布拉西（Blasi, 1984）对道德认同做出了几点断言，这些断言也在本文中被假定。首先，他认为人们的道德认同在内容上可能有所不同。这意味着，虽然一个人可能将富有同情心视为其道德认同的核心，但另一个人可能强调公平和正义。布拉西（1984）的分析表明，尽管构成每个人独特道德认同的道德特质可能有几个不重叠的部分，但存在一组共同的道德特质，它们很可能处于大多数人道德自我定义的中心。

​ 布拉西（1984）的第二个断言是，成为一个有道德的人可能是但不必是一个人整体自我定义的一部分。这意味着，成为一个好人或有道德的人的理想可能在人们的自我概念中占据不同水平的中心地位。这一断言并不一定与埃里克森（1964）关于认同根植于一个人存在核心的观点相矛盾；相反，它表明拥有特定的认同不是一个非此即彼的命题。相反，给定认同的自我重要性可能会随时间变化（Hart et al., 1998），因此其动机强度也可能随之变化。虽然道德认同的自我重要性可能会变化，但在布拉西（1984）的观点中，核心在于：如果没有强烈的道德认同，执行复杂道德判断和提出道德论点的能力不一定是道德行为的必要先决条件。达蒙和哈特（Damon and Hart, 1992）更强烈地主张道德认同在激励道德行为中的首要地位，他们指出：“既有理论理由也有实证理由相信，道德在自我中的中心地位可能是道德判断与行为之间一致性的最强大决定因素……自我概念围绕其道德信念组织的人，极有可能在其一生中始终如一地将这些信念转化为行动”（第455页）。

​ 总之，先前关于道德认同的理论和研究已明确将该构念与道德行为联系起来。不幸的是，尝试测量道德认同的自我重要性并实证测试其与道德认知和行为关系的尝试相对较少。原因之一是缺乏与文献中提出的概念定义一致的可靠道德认同测量工具。例如，哈特等人（Hart et al., 1998）将道德认同操作化为参与社区服务的意愿。在此过程中，他们承认这种测量方法未能充分捕捉帮助他人的承诺与自我感和认同感之间的联系程度。此外，很少有尝试将道德认同的自我重要性概念化为围绕特定道德特质组织，并具有与人可能采用的其他类型的社会认同相似的理论属性。

作为社会认同参数的道德认同

​ 每个人都有能力在多变量上与他人产生认同，包括但不限于共享的特质、共同的家庭纽带或相似的兴趣。这些变量可以抽象为与业余爱好、政治、宗教或种族群体相关的高阶社会认同（Deaux, Reid, Mizrahi, & Ethier, 1995）。人们拥有的许多社会认同共同构成了他们的社会自我图式（social self-schema），定义为记忆中链接社会认同与自我的有组织且独特的知识结构（Markus, 1977）。社会自我图式组织一个人的社会认同，并将注意力引导至新的自我相关信息。这种差异化处理自我相关信息的普遍倾向已被证明适用于多种特征，如性别（Skitka & Maslach, 1996）、数学能力（Lips, 1996）和其他类型的人格特质（Fekken & Holden, 1992）。因此，合理推测自我概念也可以围绕道德特征组织，道德认同可能是构成一个人社会自我图式的另一种潜在社会认同。

在本文中，道德认同被定义为围绕一组道德特质组织的自我概念。此处提出的道德认同定义是特质特异性的，并基于最近的以社会认知为导向的自我定义。因此，在本研究中，道德认同被视为与特定道德特质相关联，但它也可能易于形成关于有道德的人可能如何思考、感受和做事的独特心理图像（Kihlstrom & Klein, 1994）。因此，虽然道德认同植根于基于特质的概念化，但假定一个人的道德认同可能有一个社会参照物，它可以是一个真实的成员群体（例如，和平队志愿者同伴），一个抽象的理想（例如，上帝），一个已知个体（例如，导师项目中的老大哥），一个未知个体（例如，特蕾莎修女）——或任何社会建构。只要这个人试图根据与该社会建构相关的道德特征的规范性含义来看待世界，就假设这个人已将道德认同采纳为其社会自我图式的一部分（参见 Reed, 2002）。

扩展道德认同与道德行动之间的联系

​ 将道德认同定义为围绕特定道德特质组织，相较于描述社会认同的其他方法有几个优势。一个优势回溯到布拉西（Blasi, 1984）的论点，即某些特质（例如，诚实、富有同情心或忠诚）可能比其他人（例如，慷慨或宽容）在个人的自我概念中更为核心。采用基于特质的道德认同定义的好处在于，它利用了扩散激活（spreading activation）的心理现象（参见 J. R. Anderson, 1983），假设道德特质形成了一个连接组件的网络（参见 Kihlstrom & Klein, 1994）。因此，原则上，测量道德认同不需要发现构成一个人独特道德认同的全部特质宇宙。相反，要唤起并随后测量一个人道德认同的自我重要性，只需要激活一组与可能对特定个人自我概念更核心的其他道德特质相连的道德特质子集（参见 Kihlstrom & Klein, 1994）。

​ 基于特质的定义的另一个好处是，它提供了一种解决现有社会认同文献方法论局限性的方法；即，社会认同通常在如此高的抽象水平上进行操作化（例如，种族、性别、政治隶属关系），以至于它们经常合并多个认同。人们拥有多个社会认同，这些认同在不同情境下变得或多或少显著（例如，Abrams, 1994; Giles & Johnson, 1987; Hinkle & Brown, 1990; Hogg, 1992; Turner, Hogg, Oakes, Reicher, & Wetherell, 1987）。通过唤起抽象的社会认同（例如，种族），人们可能会在不知情的情况下唤起其他具有共同特征的认同（例如，政治认同）。相比之下，此处提出的道德认同定义以及为测量其自我重要性而开发的工具是围绕经实证证明与成为有道德的人的含义相关的特定特质组织的。因此，预计基于特质的道德认同测量方法不太可能唤起重叠的认同，因为它是内容特异性的。

​ 最后，前面提到埃里克森（Erikson, 1964）认为在行动中保持真实是认同的另一个方面。这一论点意味着，具有强烈道德认同的人应努力保持其道德自我概念与世界中的行动之间的一致性。其他几位作家也提出了类似的主张（Blasi, 1984; Hart et al., 1998; Younis & Yates, 1999）。此处提出的道德认同定义暗示，如果认同与个人的自我概念深层链接，它往往随时间相对稳定。但这并不意味着道德认同是一种人格特征。像构成一个人社会自我图式的其他社会认同一样，它可以被情境、甚至个体差异变量激活或抑制（Forehand et al., in press）。随着社会情感成熟度和生活经验的变化，道德认同的重要性也可能随时间增加或减少（Hart et al., 1998）。尽管如此，假定定义一个人道德认同的道德特质的自我重要性越强，该认同在各种情境中被唤起的的可能性就越大，其与道德认知和道德行为的关联也就越强。

区分道德认同与道德推理

​ 道德认同并不取代认知发展模型或将道德推理作为道德行动预测因素的观点。相反，它通过识别道德行为的社会心理动机来补充这种方法。然而，道德认同不同于道德推理，前者的关键理论要素不是一个人的认知复杂程度。根据科尔伯格（Kohlberg, 1969）的观点，从事道德行为在一定程度上取决于认知和观点采择能力，这一假设得到了显示智商和观点采择技能与道德成熟度之间正相关关系的研究支持（Rest, 1979）。相比之下，根据此处提出的定义，道德认同与行为之间的动机驱动因素是一个人将某些道德特质视为其自我概念本质部分的可能性。虽然有人争辩说没有理论理由假定低认知或观点采择能力会阻碍这一过程（参见 Haidt, 2001），但有理由相信，概念化决定稳定自我的一致特质确实需要一定水平的认知复杂性和对人格的理解（参见 Selman, 1980）。尽管如此，此处提出的道德认同概念认为，认知能力（如通过智商等指标测量）相对于认知发展模型而言不那么重要。

​ 总之，虽然道德推理和认知道德发展是解释道德行为的重要变量，但它们只是故事的一部分。想象一个人真正相信一套道德理想是他或她是谁的本质部分；事实上，它定义了他或她的理想自我。这个思想练习可能会让人想起特蕾莎修女、马丁·路德·金或耶稣基督等典范。此前对道德行为和道德品格的分析中奇怪地缺失的是对个人自我概念和社会认同的明确考虑。这种遗漏在理论上是有意义的，因为如果没有对自我概念的直接隐含意义，道德推理、道德认知甚至善意感都不一定导致道德行动。基于上述概念论证，以下部分描述了一系列旨在进一步发展道德认同自我重要性构念并证明其预测道德认知和行为能力的研究。

第一阶段：测量道德认同

预研究 1：特质识别

​ 为了测量此处定义的道德认同，首先需要识别一组能够可靠唤起该认同的特质。这是预研究 1 的目的。值得注意的是，这些特质仅用作显著性诱导刺激。换句话说，基于前述论点，即道德特质形成了高阶构念道德认同的联想网络，假定无需识别构成一个人独特道德认同的全部特质集合来唤起该认同。所需要的只是，用于使一个人的道德认同显著的一些特质刺激与形成该人自我概念一部分的其他特质相链接。

​ 有实证证据支持 tapping 某些特质刺激可以唤起更广泛的 related 特质联想网络的观念。过去的研究表明，诸如单词之类的刺激线索可以提高特定社会认同的显著性（Chatman & von Hippel, 2001; Forehand et al, in press; Hong, Morris, Chiu, & Benet-Martínez, 2000）。自然主义道德观念和道德品格的最新研究已开始识别关键道德特质及其代表的道德-认知原型（Lapsley & Lasky, 2001; Walker & Pitts, 1998）。同样，通过归纳过程，在预研究 1 中，我们试图识别许多人可能认为是有道德的人的特征的一组特质。然后，我们在后续研究中使用这些特质作为认同唤起刺激，认识到它们并不构成所有地方所有人认为对其独特道德认同至关重要的详尽特质集。

​ 特拉华大学的116名男性和112名女性本科商科学生参与了特质识别预研究，以部分满足研究要求。平均年龄为20.4岁（SD = 2.3）。在报告人口统计数据的人中，10人是非裔美国人，4人是亚裔或太平洋岛民，202人是白人，1人是西班牙裔，11人回答“其他”。他们被要求思考有道德的人拥有的个人特质、特征或品质。参与者随后被要求以开放式回答格式列出尽可能多的特质。此程序导致识别出376个不重叠的道德特质、特征或品质。对特质进行了内容分析，其中合并了无争议的同义特质。此程序将列表减少到19个不同的特质：关怀（caring）、富有同情心（compassionate）、尽责（conscientious）、体贴（considerate）、可靠（dependable）、合乎伦理（ethical）、公平（fair）、宽容（forgiving）、友好（friendly）、慷慨（generous）、乐于奉献（giving）、勤奋（hardworking）、乐于助人（helpful）、诚实（honest）、善良（kind）、忠诚（loyal）、虔诚（religious）、值得信赖（trustworthy）和理解（understanding）。

​ 社会认知的先前理论（Kihlstrom & Cantor, 1984）表明，应包括几个特质作为刺激，以增加激活映射到一个人道德认同的网络的可能性。此外，为了确保特质主要映射到道德认同而不是其他社会认同，最好只选择那些合理比例的受访者识别为有道德的人的特征的特质。为了平衡广度和精度，我们仅选择了至少30%的受访者提到的特质作为刺激。此阈值导致选择了以下九个特质：关怀、富有同情心、公平、友好、慷慨、乐于助人、勤奋、诚实和善良。

​ 此时，有人可能会争辩说，这九个特质并不是有道德的人的唯一特征。此外，有人可能会争辩说，所选的九个特质中的某些甚至对于成为有道德的人来说都不是必不可少的。对此，我们重申，预研究 1 的目标不是生成映射到每个人道德认同的详尽特质列表。从不同样本收集的数据可能会导致选择不同的特质集。然而，支撑当前道德认同定义的概念前提仅要求所选特质唤起与个人道德自我概念一致的其他特质的联想集合。这些特质可能是上面列出的九个特质，或者可能包括与特定个人更相关的其他特质。话虽如此，我们还应注意，所选特质是通过归纳过程识别的，并被相当大比例的受访者认可为有道德的人的特征。这些特质似乎也具有内容效度，因为它们对应于许多道德教育家（例如，Bennett, 1991; Damon, 1977）和品格建设组织（例如，Character Counts Coalition）确定的定义有品格的人的特质。此外，识别出的特质与调查道德-认知原型的其他研究紧密对应（Lapsley & Lasky, 2001; Walker & Pitts, 1998）。尽管如此，我们决定应该获得进一步的证据，证明这九个特质作为认同唤起刺激具有足够的内容效度。这是预研究 2 的目的。

预研究 2：特质验证

方法
样本由三组具有不同教育、工作和生活经验水平的人组成。第一组由芝加哥大学的工商管理硕士（MBA）学生组成。第二组由南佛罗里达一所高中的高中生组成。第三组由特拉华大学选修物理课程的本科生组成。表1显示了每个样本的描述性统计信息。

每组参与者都获得了预研究 1 中识别的九个道德特质的列表，并被要求在从1（绝对不必要）到5（绝对必要）的量表上指示他们认为某人必须具备每种特征才能被视为有道德的人的程度。为了比较，还包括了两个被认为可能是不道德的人的特征的特质——自私（selfish）和冷酷无情（ruthless），以及特质疏远（distant），这在道德品格判断中应被视为相当中性。

结果与讨论
表2显示了九个道德特质以及比较特质的平均评分。平均而言，这群多样化的受访者判断所有道德特质都高于量表的中点，表明相当数量的受访者认为这些特质对于描述有道德的人是必要的。这些特质被认为比那些被认为不太道德（冷酷无情、自私）或相当中性（疏远）的特质必要得多。基于这些结果，将所有九个特质包括为显著性诱导刺激是合理的。

(表1和表2数据略，详见原文)

开发用于测量这些特质自我重要性（即道德认同）的工具将在下一节中描述。

研究 1：工具开发

​ 两项预研究识别了一组可能可靠激活一个人道德认同的特质。本节描述了开发测量这些特质自我重要性的量表。项目构建基于埃里克森（Erikson, 1964）描述的认同的以下理论属性：(a) 认同根植于一个人存在的核心，以及 (b) 认同意味着在行动中忠于自己。道德认同的这两个方面遵循社会心理学研究的长期传统，该传统假定自我具有私人和公共维度（参见 Fenigstein, Scheier, & Buss, 1975; James, 1890/1950; Schlenker, 1980）。例如，理论家认为，一般自我意识可能以不同的内省过程为特征，即对内思想和 feelings 的内省（即认同的内部方面）和对作为对社会对象产生影响的自我的一般敏感性（即社会情境中的自我；参见 Fenigstein et al., 1975）。

​ 七个项目改编自据称测量种族认同自我重要性的先前工具（例如，Larkey & Hecht, 1995）。另外开发了六个项目以评估可能代表道德认同的社会象征性演示的一系列行动（见表3）。在两个样本中评估了这些项目的心理测量特性。在第一个样本中，我们使用探索性因子分析（EFA）检查了项目的底层因子结构。然后，我们在第二个样本中使用验证性因子分析（CFA）交叉验证了 resulting 因子结构。

EFA 方法

​ 样本和程序。 样本由来自三所大学的363名本科生组成。144名受访者是特拉华大学的商科学生，193名是佛罗里达大学的商科学生，26名是莫尔豪斯学院选修营销研究课程的商科学生。特拉华大学和佛罗里达大学的样本完成问卷以部分满足研究要求。莫尔豪斯学院的学生将调查作为课堂练习的一部分完成。在报告性别的人中，200人为男性，161人为女性。他们平均年龄为19.70岁（SD = 3.30）。在提供种族信息的人中，255人自认为是白人，54人为非裔美国人，20人为亚裔，23人为西班牙裔，1人为美洲原住民。在特拉华大学和佛罗里达大学的样本中，参与者在市场营销系的行为实验室完成了问卷。莫尔豪斯学院样本的参与者在课堂上完成了调查。所有管理调查的课程教师都不知道研究的目标。

** 测量。** 九个刺激特质和13个评估其自我重要性的项目用于测量道德认同（见表3）。调查的主干问题如下：下面列出了一些可能描述一个人的特征[九个特质列表]。拥有这些特征的人可能是你，也可能是其他人。 momentarily，在脑海中想象拥有这些特征的那种人。想象那个人会如何思考、感受和行动。当你对这个人是什么样有了清晰的图像时，回答以下问题。

​ 参与者使用5点李克特量表（1 = 强烈不同意，5 = 强烈同意）回答了表3中显示的13个项目。

结果与讨论

对组成道德认同工具的项目进行了主成分分析和方差最大旋转。结果也显示在表3中。

检查特征值、碎石图和因子载荷显示，这些项目 underlying 两个因子。使用以下标准确定项目是否加载在其 underlying 因子上：(a) 项目在一个因子上的因子载荷必须为.50或更好，(b) 项目在第二个因子上的载荷必须小于.40，以及 (c) 两个因子之间的交叉载荷差异必须小于.20。11个项目符合这些标准。第一个因子由六个项目组成， taping 特质在受访者世界行动中的反映程度，此后称为象征化（Symbolization）。第二个因子由五个项目组成， taping 道德特质在自我概念中的中心程度，此后称为内化（Internalization）。将这些项目平均成量表，显示出可接受的内部一致性信度，象征化和内化分别为.77和.71。使用新样本交叉验证了这个双因子模型。

CFA 方法

​ 此 CFA 的样本由遍布美国的成年社区居民组成。社区居民均为特拉华大学商业与经济学院的校友。学院校友办公室提供了927名校友的姓名和联系信息列表。邮件调查发送给列表中报告美国地址的人员。道德认同测量是更全面调查评估的一部分，其中包括几个对本研究直接兴趣不大的其他测量。调查包括一封附信，解释说研究的目的是评估人们对从事某些活动的信念。信件告知受访者，对调查的所有答案都将保密。在收到调查的人中，347人提供了有关道德认同项目的可用数据（响应率为37%）。

​ 70%的受访者为女性。参与者的平均年龄为42.1岁（SD = 10.7），平均工作经验为19.9年（SD = 11.1）。29%的受访者报告在 executive level 职位工作，17%为高层管理人员，28%为中层管理人员，4%为基层主管，22%为非管理员工。96%的受访者为白人。

结果与讨论

​ 对校友样本进行了 CFA，以交叉验证 EFA 产生的双因子解。使用 LISREL 8.3 (Jöreskog & Sörbom, 1993) 评估 proposed 模型的拟合度。协方差矩阵用作 CFA 的输入。遵循博伦（Bollen, 1989）关于解释多个拟合指数的建议。因此，检查了 LISREL 拟合统计信息，包括卡方检验、均方根残差（RMSR）、规范拟合指数（NFI; Bentler & Bonnet, 1980）、 goodness-of-fit 指数（GFI; Bentler, 1990）和比较拟合指数（CFI; Bentler, 1990）。

​ CFA 显示，EFA 指示的双因子模型与数据拟合 reasonably well，χ² (43, N=347)= 205.96, p < .001, RMSR=.04, GFI=.90, CFI=.87, NFI=.84。然而，一些拟合统计未达到推荐水平（Bollen, 1989）。当模型未能达到良好拟合时，删除有问题的指标是首选解决方案（J. G. Anderson & Gerbing, 1988）。检查修正指数和标准化残差表明，我们可以通过删除项目“我经常购买传达我拥有这些特征的事实的產品”来改善拟合。删除该项目后，所有拟合统计都在可接受范围内，χ² (34, N = 347) = 85.46, p <.001, RMSR =.03, GFI =.95, CFI =.95, NFI=.92。此外，所有指标的参数估计均显著。

​ 我们将修订后的双因子模型与单因子模型进行比较，以查看道德认同项目是否更好地表示为 tapping 单个 underlying 构念。卡方差异检验表明，双因子模型比单因子模型显著更好地拟合数据，Δχ² (10, N = 347) = 302.77, p <.001。加载在各自因子上的项目被组合成量表。量表适度相关（r =.44, p <.001），并且都显示出可接受的内部一致性信度。内化（M = 4.6, SD = 0.4）和修订后的象征化（M = 3.1, SD = 0.8）量表的 Cronbach’s alpha 分别为.73和.82。

​ CFA 的结果在很大程度上支持了 EFA 的发现，除了测量象征化的单个项目外。由于基于模型拟合的统计考虑，象征化量表被修改为修订后的10项量表，因此希望在另一个样本中交叉验证结果。此外，还需要检查修订后的明确测量的收敛、 nomological 和区分效度，以提供构念效度的额外证据。² 这些是第二阶段的主要目的。

第二阶段：建立构念效度

​ 如果一个量表与同一构念的替代测量相关，则表明它具有收敛效度（Campbell & Fiske, 1959）。当一个量表与概念上不相似的构念的测量无关时，则显示区分效度。如果一个测量以预期的方式与理论上相关的测量相关，则表明它具有 nomological 效度。虽然以下内容不是测量的详尽汇编，但每个测量都被选中，要么是因为它代表了一个在概念上与本文中定义的道德认同相似但不相同的构念，要么是因为它是一个假定在概念上不同的构念。检查这些测量与我们道德认同测量之间的关系模式，使我们能够评估道德认同量表的 nomological 和区分效度。来自五个独立样本的数据用于评估收敛、 nomological 和区分效度。来自其中三个样本的数据用于进行第二次 CFA。下面简要描述样本。表4总结了每个样本的人口统计特征。

样本 A
53名宾夕法尼亚大学选修入门营销课程的本科生在学期初完成了道德认同测量。大约6周后，他们完成了相同的问卷以及其他几个用于提供构念效度证据的问卷。学生因其参与获得课程学分。在完成初始道德认同测量的53名学生中，44人在6周后完成了测量以及其他问卷。

样本 B
100名华盛顿大学的本科生完成了两次道德认同测量（间隔6周）以满足研究要求。在第二次，学生还完成了其他几个问卷。在完成初始道德认同测量的学生中，53人在6周后完成了测量以及其他问卷。

样本 C
57名佐治亚州立大学的本科生完成了两次道德认同测量（间隔4周）。在第二次，他们还完成了其他几个问卷。参与者因其参与获得课程学分。在完成初始道德认同测量的学生中，51人完成了道德认同测量以及其他问卷。

样本 D
138名宾夕法尼亚大学选修入门营销课程的本科生在学期初完成了道德认同测量。四周后，原始138名参与者中的124人完成了用于建立收敛效度的 implicit 测量（如下所述）。学生因其参与获得课程学分。

样本 E
55名选修特拉华大学两门硕士级组织行为学课程的学生在关于组织中人格角色的课堂讲座之前完成了道德认同测量。六周后，在进行涉及伦理决策的案例分析之前，他们完成了雷斯特的（Rest, 1979）定义问题测试（DIT）以评估道德推理。我们通过为每个调查分配代码号来保持学生回答的机密性。DIT 的分数由讲师用于将学生分配到小组进行与本 study 无关的非分级课堂练习。在学生完成两份问卷后，向他们报告了汇总结果，并用作商业伦理课堂讨论的基础。52名学生完成了两份问卷。

(表4数据略，详见原文)

研究 2：通过道德自我关联强度的收敛效度

​ 我们没有意识到现有的测量道德认同自我重要性的工具。因此，作为收敛效度的初步评估，我们开发了一种测量道德关联对自我概念的自动性的工具。我们预计该测量将与修订后的10项明确道德认同测量的两个维度呈正相关，因为过去的研究表明，明确构念的 implicit 测量往往代表理论上不同但相关的构念（参见 Greenwald & Farnham, 2000, Experiment 1, p. 1,027）。因此，我们预计会有正相关，因为道德认同的明确测量测量道德特质对个人自我概念自我重要性，而 implicit 测量评估个人自我概念与第一阶段识别的道德特质之间的非意识、自动关联强度（参见 Greenwald, McGhee, & Schwartz, 1998）。

方法

Implicit 测量
隐性关联测试（IAT; Greenwald et al., 1998）是一种测试目标概念之间自动关联强度的通用程序。开发 implicit 测量是因为假定许多人会有动机表达他们拥有 questioned 的特质， either 为了取悦实验者（Schlenker, 1980）或作为更一般的自我积极性偏差的反映（Taylor & Brown, 1988）。除了提供收敛效度证据外，评估道德特质与自我概念之间关联强度的 implicit 测量受自我呈现 concerns 的影响较小，因为此类测量往往不易受 conscious 控制（Greenwald & Farnham, 2000; Greenwald et al., 1998）。IAT 的详细描述及其内部和外部效度分析在其他地方存在（Dasgupta, McGhee, Greenwald, & Banaji, 2000; Greenwald & Farnham, 2000; Rudman, Greenwald, Mellott, & Schwartz, 1999）。为了简洁起见，我们不在这里重复这些，除了描述用于 implicit 测量的实验程序。程序的更详细描述可从 Americus Reed, II 处获得。

参与者和程序
样本 D 完成了10项明确的道德认同自我重要性测量。一个月后，他们完成了 implicit 测量。我们通过让参与者响应代表可能关联的概念和属性对的两组项目（例如，预研究 1 中的19个不重叠特质、它们的反义词以及目标概念“我”与“非我”）在计算机上管理 implicit 测量。推断共享响应的概念和属性之间的关联更强，参与者对平衡的属性对和目标概念的随机交替配对的响应速度越快（Greenwald & Farnham, 2000）。因此，我们通过观察道德特质（及其反义词）和“我”（“非我”）目标概念一起呈现的条件（通常快）与道德特质（及其反义词）和“非我”（“我”）目标概念呈现的条件（通常慢）之间的速度差异，来测量预研究 1 中识别的原始19个道德特质的关联强度。如果10项修订后的明确道德认同测量实际上是在 tapping 链接到一个人道德认同的道德特质的自我重要性，那么明确测量应与道德特质与一个人自我概念的关联强度测量（即上述 implicit 测量）呈正相关。

数据缩减
仅保留关键试验块的数据。与 Greenwald 等人（1998）的程序一致，数据缩减包括三个步骤：(a) 删除每个数据收集块的前两个练习试验，因为它们的延迟通常较长，(b) 大于3,000毫秒的延迟重新编码为3,000毫秒，小于300毫秒的延迟重新编码为300毫秒，以及 (c) 使用对数转换来 normalize 每个试验中原始响应延迟的分布。

结果与讨论
初始分析检查了道德特质（及其反义词）和“我”（“非我”）目标概念一起呈现的条件与道德特质（及其反义词）和“非我”（“我”）目标概念一起呈现的条件的顺序效应。该变量对关键试验的平均响应延迟没有显著影响。总体而言，与先前使用 IAT 的研究一致，当将“我”（“非我”）与积极概念（即道德特质）或消极概念（即道德特质的反义词）关联时，参与者的响应速度快得多。隐性关联效应（自我+消极—即道德特质反义词块—的平均延迟减去自我+积极—即道德特质块—的平均延迟）很强（Cohen’s d = 1.31），F(1, 124) = 188.00, p <.001。补充分析显示，参与者的性别没有调节隐性关联效应的大小（F < 1.00）。

​ 表5按性别分类报告了10项修订后的明确道德认同自我重要性测量的内化和象征化维度的平均值。对道德认同明确测量的方差分析（ANOVA）显示，性别对内化没有影响，但对象征化有适度影响。与研究1一致，内化（Cronbach’s α=.83）和象征化（Cronbach’s α =.82）的两个测量适度相关（r=.41, p <.001）。内化与 implicit 测量相关（r =.33, p <.001; N = 124），但 implicit 测量与象征化不相关（r=.11, p >.20; N = 124）。乍一看， implicit 测量和内化维度之间的相关性幅度似乎不大。然而，重要的是要注意，这些相关性的幅度与其他研究中发现的调查种族态度的 implicit 和明确测量之间（McConnell & Leibold, 2001）以及自尊的 implicit 和明确测量之间（Greenwald & Farnham, 2000）的相关性相当。例如，Greenwald 和 Farnham（2000, p. 1,027）报告了四种 separate 自尊明确测量与两种 separate 自尊 implicit 测量之间的平均相关性为.17（范围在.11和.27之间；N = 145）。此外，本研究中的明确测量是在 implicit 测量前1个月进行的，而在大多数测试 implicit 和明确测量的研究中，测量通常在横截面设计中管理（Greenwald & Farnham, 2000）。

综上所述，这些结果为收敛效度提供了一些证据，因为评估道德特质与个人自我概念 underlying 关联强度的替代方法与道德认同明确测量的内化维度呈正相关。此外，由于道德认同自我重要性的明确测量仅使用了 implicit 测量中使用的道德特质子集（9个）（预研究 1 中的原始19个），本研究中的正相关为理论断言提供了初步和间接证据，即只需包括特质刺激的子集即可激活一个人的道德认同。

(表5数据略，详见原文)

研究 3：Nomological 和区分效度测试

方法
评估明确测量与假定测量理论上相关构念的分数之间的关联，以建立 nomological 效度。下面描述的所有测量，除了 DIT（Rest, 1979），都是从样本 A、B 和 C 收集的。DIT 是从样本 E 收集的。

Nomological 效度测量

• 失范（Normlessness）。 使用四项（α =.76）失范量表（Kohn & Schooler, 1983）来测量人们批准在社会上不批准的行为是实现给定目标所必需的情况的倾向。预计该构念应与道德认同的自我重要性负相关，因为失范的核心思想是以个人为中心的观点，即某些人在某些时候可能不尊重规范，可能不信任他人尊重规范，可能认为在适当行为方面没有共识，并准备以越轨方式行事。
• 宗教性（Religiosity）。 宗教性与道德之间的关系复杂且有争议。例如，虽然 Walker 和 Pitts（1998）发现证据表明道德人概念在某种程度上独立于宗教道德概念，但他们的数据表明，体现他们研究中识别的道德特质对于成为“高度虔诚的人”至关重要（第408页）。因为道德认同假定反映广泛认可的道德理想和原则，这些原则可能与某些宗教价值观部分重叠，人们可能会预期略微正相关但 somewhat 弱的关系。使用 Brown（1962）宗教性测量的五项其他正统基督教信念子量表（α=.74）来测量一个人持有各种宗教信仰的程度。
• 同情（Sympathy）。 道德的一个定义特征是个人表现出对他人的需求和福祉的关注（Eisenberg, 2000）。因此，预计与那些道德特质自我重要性不高的人相比，具有强烈道德特质自我重要性感的人应报告对帮助可能需要帮助的人更具同情心。使用接受福利量表（Ahmed & Jackson, 1979）的八项养育维度（α=.73）来测量这种取向。
• 负面互惠规范（Negative reciprocity norm）。 负面互惠规范指的是对身体或象征性虐待进行报复是适当的原则（Gouldner, 1960）。该规范赞成对造成伤害的人进行复仇。如果道德行为进一步促进人类福祉，那么具有强烈道德认同的人对负面互惠规范持不太 favorable 的观点似乎是合理的，因为它有可能对他人造成伤害或 injury。该规范使用 Eisenberger, Lynch 和 Rohdieck（2002）开发的九个项目（α =.93）进行测量。
• 道德推理（Moral reasoning）。 虽然本文认为道德推理与道德认同不同，但如果具有强烈道德认同的人在思考伦理困境时更有动力投入认知资源，则这两个构念可能相关。如果这个论点正确，那么具有强烈道德认同的人在面临伦理问题时更可能 engage 复杂的决策过程，而具有弱道德认同的人可能满足于使用简单的决策启发式方法。我们通过使用 Rest（1979）DIT 的短版本（三个困境）来评估道德推理，从而检查了这种可能性。DIT 是使用最广泛的认知-道德发展测量，数百项研究验证了其可靠性和有用性（参见 Rest & Navarez, 1994 的研究总结）。P 分数用于指示一个人的道德推理水平接近科尔伯格（Kohlberg, 1971）认为的最高道德推理水平的程度（Rest, 1979）。如果具有强烈道德认同的人在理解和试图解决伦理困境上投入更多认知努力，那么 DIT 分数可能与道德认同正相关。来自52名 MBA 学生受访者中的5人的数据，其 DIT 的 M 分数（衡量受访者是否遵循指示的措施）超过 recommended cutoff（Center for the Study of Ethical Development, 1993），在相关分析中被删除。

区分效度测量
我们通过检查明确道德认同测量与假定理论上不相关的构念之间的关系来评估区分效度。我们预计10项明确的道德认同自我重要性测量将与下面列出的构念产生低或可忽略的相关性。样本 A、B 和 C 完成了这些工具。

• 自尊（Self-esteem）。 Rosenberg（1965）的10项自尊量表（α=.85）旨在测量 global 自我价值感或自我接受感。未假设道德认同以任何方式依赖于自尊；因此，预计道德认同不应与 overall global 自尊相关。
• 控制点（Locus of control）。 administered 24项控制点测量（Levenson, 1981）。该测量（α=.68）评估三个方面：人们相信自己对自己生活的控制程度，人们相信其他人控制生活中事件的程度，以及人们相信 chance 影响其经历和结果的程度。预计道德认同与控制点不相关。
• 社交焦虑（Social anxiety）。 还 administered 公共和私人自我意识量表（Fenigstein et al., 1975）的六项社交焦虑子量表（α=.83）。直观地说，人们不期望道德认同与社交焦虑相关，因为社交焦虑定义为在他人在场时的一般不适（即显著的 real 或 imagined 观众）。在概念上，这一理论 notion 似乎与由明确量表的内化和象征化测量定义的道德特质的相对自我重要性不相关。

结果与讨论
在评估收敛和区分效度之前，我们进行了第二次 CFA 以交叉验证研究1中报告的 CFA 结果。样本 A、B 和 C 合并用于此分析。在这三个样本中，分析了在重测设计的时间1完成道德认同测量的210名参与者的回答。遵循研究1中描述的相同分析程序，我们使用样本协方差矩阵作为数据输入。CFA 显示，修订后的因子模型与新样本的数据拟合非常好，χ²(34, N = 210) = 77.88, p <.001, RMSR =.04, GFI =.93, CFI =.93, NFI =.88。量表也显示出可接受的内部一致性，内化（M = 4.5, SD = 0.5）和象征化（M = 3.0, SD = 0.6）测量的 Cronbach’s alpha 分别为.77和.76。

​ 随后基于第二次 CFA 中获得的 strong 结果对这些测量进行了 nomological 和区分效度评估。道德认同明确测量的两个维度与相似和不相似测量之间的相关性显示在表6中。

​ 结果模式 generally 符合上述预测。正如预期的那样，道德认同的两个维度都与同情和负面互惠适度相关。然而，这两个维度在与失范、宗教性和道德推理的相关性方面显示出不同的模式。虽然内化与失范和道德推理的相关性强于象征化，但在宗教性方面情况相反。关于区分效度， earlier 做出的理论预测也得到了 largely 支持。道德认同的两个维度都与 presumably 不相关的构念显示出弱或不显著的关系。唯一的例外是象征化维度与自尊适度相关。

​ 除了评估 nomological 和区分效度外，我们还检查了道德认同工具的重测信度。内化和象征化量表的重测信度分别为.49和.71（n = 148），时间间隔根据样本不同从4到6周不等。这些关系幅度适中支持了一般论点，即道德认同不是稳定的特质，不应如此对待。相反，它可能在不同情境中变得或多或少显著。决定该认同在情境间稳定程度的可能是使认同显著的 comparable 或 equivalent 情境刺激的存在。某些人格特质也可能影响其稳定性也是可能的。

​ 最后，评估测量道德认同两个维度的量表对社会期望反应偏差的敏感性。使用 Paulhus（1989）量表的16个项目（α =.74）来测量印象管理。该工具的分数与两个道德认同量表的分数相关。结果显示，内化（r = .18, p <.05）和象征化（r=.26, p <.05）都与印象管理弱相关。这种关系， although not extremely strong，表明该量表的项目可能对自我呈现和印象管理 concerns somewhat 敏感。

​ 综上所述，上述报告的相关性模式支持10项明确的道德认同自我重要性测量的构念效度。值得注意的是，这些关系源于在不同时间点收集的数据，时间跨度从4到6周不等。这种时间滞后可能解释了为什么理论上相关的测量与道德认同之间的关联不强。尽管如此，它们不是 extremely strong 的事实支持了道德认同与这些构念不同的论点。

(表6数据略，详见原文)

第三阶段：预测心理和行为结果

​ 本研究的第二阶段为道德认同明确测量的构念效度提供了证据。在第三阶段，我们通过测试其与几种心理和行为结果的关系来检查测量的预测效度。这些结果包括 (a) 自发自我概念描述涉及道德主题的程度，(b) 自我报告的志愿服务，以及 (c) 实际捐赠食物以帮助 needy。

研究 4：道德认同与道德自发自我概念的出现

​ McGuire, McGuire, Child 和 Fujioka（1978）提出，如果一个人在社会环境中的成员身份具有独特性，则特定的群体成员身份对该人是显著的。例如，McGuire, McGuire 和 Winton（1979）要求小学生谈论自己几分钟。结果显示，与性别占多数的家庭中的女孩相比，性别占少数的家庭中的女孩更有可能提及性别。这种效应是 termed 自发自我概念（spontaneous self-concept）的构念的证据（McGuire et al., 1978, 1979）。在另一项研究中证明了类似的效果，其中发现种族认同的显著性影响非正式自我描述（McGuire et al., 1978; 参见 also Forehand & Deshpandé, 2001; Forehand et al., in press; Grier & Deshpandé, 2001）。如果道德认同的明确测量实际上 taps 围绕道德特质组织的社会自我图式的一个方面，那么人们会 expect 对指令“描述你自己”的开放式回答 likely eliciting 反映道德自我定义的自发自我描述，特别是对于那些具有强烈内化或象征化道德认同的人。

方法

参与者
160名南佛罗里达高中生样本参与了研究。他们的平均年龄为16.7岁（SD = 1.3）。在提供人口统计信息的人中，82人自认为是女性，73人自认为是男性。69人报告其种族为白人，41人为非裔美国人，5人为亚裔或太平洋岛民，24人为西班牙裔，3人为美洲原住民，1人为中东人，6人为其他。

程序
一位不知道研究假设的高中老师在三个时间段收集数据。告知学生参与是自愿的，拒绝参与不会受到任何惩罚。

测量
在时间1，学生填写了明确的道德认同测量。两个月后，他们完成了七项每周写作作业。对于其中一项写作作业，他们被要求回应以下陈述：“你会如何描述你自己——讨论你作为一个人的身份，什么对你很重要，你喜欢/不喜欢自己的哪些品质或特征。将你的回答写在附带的纸上。”

道德自我概念
三名本科生研究助理 independently 判断自发自我概念描述。评委被要求在7点李克特量表（1=不道德，7=高度道德）上评级每个描述，以评估道德自我定义的显著性。每位评委都获得了九个特质的列表并被要求检查它们。然后，评委被要求阅读每个参与者的自我描述，并对自我描述的道德强度进行评级——即自我描述 holistically 反映九个特质自我表达的程度。评分者间信度 sufficient（Cronbach’s α=.81）。评委的评级被平均以代表通过特质表达表明一个人是高度道德的人的程度。

结果与讨论
结果显示，内化（M = 4.0, SD = 0.7, r =.39, p <.001）和象征化（M = 3.0, SD= 0.7, r=.28,p <.001）都与外部评委对自我概念描述道德内容的评级显著相关。虽然这些相关性的幅度适中，但重要的是要记住，自我描述的道德内容出现， even though 参与者本可以在描述自己时谈论 absolutely anything。因此，在他们可以向他人展示自己的所有可能方式中，似乎许多人选择了围绕道德特征组织的自我描述。此外，这样做的倾向与大约2个月前进行的明确道德认同自我重要性测量呈正相关。这一发现与 prior research 一致。Hart 和 Fegley（1995）调查了一组30名预先确定为致力于关心社区其他人的少数族裔个体的自我理解与道德判断之间的联系。他们的发现与研究4的结果一致，因为他们发现，与匹配的对照组相比，预先确定为亲社会维度高的参与者更有可能用道德人格特质和目标来描述自己。因此，本研究中 presented 的证据在概念上与道德认同确实是可能构成一个人自我图式（即 working self-concept; McGuire et al., 1978）的潜在认同之一的想法一致，并且本文开发的明确测量正在 tap 该认同。

研究 5：道德认同与自我报告的志愿服务

​ 在道德发展理论家的传统中（例如，Eisenberg, 2000; Gilligan, 1982），道德行动被定义为对社会其他人需求的响应。鉴于这一定义，预计道德认同将预测人们从事有益于他人活动的频率。此外，预计他们参与这些活动的心理反应将受到其道德认同自我重要性的影响， such that 道德认同高的人将报告更强烈的自由选择从事这些活动的感觉。这一预测基于这样的假设：道德认同高的人更可能在没有外部或社会压力的情况下追求道德行动（Hart et al., 1998）。还预测这些人将从这些活动中获得更大的内在满足感和更高水平的心理参与，因为这些行动与他们的自我概念一致（Hart et al., 1998; Younis & Yates, 1999）。

方法

参与者
参与者来自研究1第一阶段中描述的特拉华大学校友样本。来自研究1 CFA 部分描述的样本中的330名参与者为本研究的所有变量提供了可用数据。

测量

• 道德认同。 使用修订后的10项工具测量该构念。内化和象征化量表的 Cronbach’s alpha 信度分别为.70和.80。
• 自我报告的志愿服务。 参与者被指示表明他们在过去2年内是否参与了以下活动：在当地 homeless shelter 志愿服务，帮助喂养 hungry，组织食品 drive，辅导 troubled youth，以及探望 nursing home 的患者。选择这些活动是因为它们是 clearly promote human welfare 的行为。参与者对此问题回答“是”或“否”。如果他们对这些特定活动回答“否”，则被要求列出他们在过去2年内可能参与的任何类似活动。如果他们报告从事研究人员 presented 的任何活动或他们列出的类似活动，则被编码为在过去2年内 acted in the service of human welfare。因此，该变量的编码格式是 dichotomous（0 = 否，1 = 是）。
• 对志愿服务的心理反应。 如果参与者报告从事研究人员向他们 described 的特定活动或他们 identified 的其他类似活动，则被问及几个关于他们这些活动 experience 的问题。这些问题评估了 (a) 他们从这些活动中获得的内在满足感数量，(b) 他们参与这些活动的自愿程度，以及 (c) 他们感到 deeply involved 在这些活动中的程度。使用 Unger 和 Kernan（1983）的主观休闲感知测量来评估这些心理状态。受访者以5点李克特量表格式（1 = 强烈不同意，5 = 强烈同意）回答每个问题。内在满足感、自愿选择和参与深度测量的 Cronbach’s alpha 信度分别为.88、.77和.74。
• 控制变量。 自我报告的志愿服务可能受社会期望 concerns 的影响。此外，本研究的第二阶段表明，道德认同自我重要性的明确测量 may be susceptible to social desirability response bias。因此，调查中包括了 Paulhus（1989）印象管理测量的16个项目以控制这种效应（α=.80）。性别作为模型中的控制变量 也包含其中，因为有人认为女性可能比男性更倾向于护理伦理（Gilligan，1982）。因此，他们可能更有可能自愿参加直接为人类福祉做出贡献的活动。该变量是虚拟编码的（0=男性，1=女性），使得男性代表参考类别。年龄也被用作控制变量，因为不同生命阶段的人投入志愿者活动的时间可能会有所不同。一方面，随着人们年龄的增长和承担更多的责任，他们可以分配给志愿服务的时间就会减少。然而，也可能是，一旦他们达到一定年龄并且经济上更加安全，他们就更愿意并且能够抽出时间去做志愿者。由于年龄效应的方向尚不清楚，而且该变量与我们的研究没有直接关系，因此我们没有对其与志愿服务的关系做出任何预测，只是认为它是一个可能的预测因子，应在测试道德认同的影响之前用作对照。

结果与讨论

​ 使用二元 logit 模型分析参与者对第一个因变量的回答：他们是否报告在过去2年内从事有益于人类福祉的活动。61%的受访者报告曾为某些社区服务活动志愿服务。预测志愿服务的模型包括年龄、性别和印象管理测量作为控制变量，以及内化和象征化作为自变量。所有变量之间的均值、标准差和相关性显示在表7中。表8显示了 logit 和回归分析的结果。

年龄、内化和象征化有显著效应。表格显示，内化每增加一个单位，一个人从事某种志愿活动的几率增加104%，χ²(5, N = 330)= 4.94, p =.02，象征化每增加一个单位，一个人在过去2年内从事某种志愿活动的几率增加75%，χ² (5, N = 330)= 8.15, p =.004。³

对于第二组因变量，对与志愿服务相关的三种心理状态进行了回归分析。像 logit 分析一样，模型包括年龄、性别和印象管理作为控制变量，以及内化和象征化。这些结果也呈现在表8中。

​ 表格显示年龄（β=-.16, p <.05）和象征化（β=.28,p <.001）对从志愿活动中获得的内在满足感有显著效应。正如预期的那样，效应的方向显示，在道德认同象征化测量上得分较高的人更可能报告对其过去在道德认同象征化测量上得分较高的人更可能报告对其过去2年内自我报告的志愿活动具有更高水平的感知内在满足感。内化对参与者感到自由自愿参与这些活动的程度有显著影响（β=.32,p<.001β=.32,p<.001）。效应的方向表明，在内化和象征化测量上得分较高的人更可能报告他们是自由选择参与志愿活动的。最后，年龄（β=−.18,p<.01β=−.18,p<.01）和象征化（β=.35,p<.001β=.35,p<.001）对参与者感到心理上深入参与这些活动的程度有显著影响。

​ 总体而言，预测自我报告志愿服务及其心理反应的结果模型均符合理论预测。然而，就与这些活动相关的心理状态而言，象征化似乎比内化与这些结果的关系更为密切。

研究5有两个明显的局限性。首先，设计是横断面的。其次，尽管使用了印象管理测量作为控制变量，但该研究依赖于容易受到回忆错误或社会期望反应偏差影响的自我报告志愿服务数据。进行研究6旨在解决这些局限性。本研究对本篇文章开头提出的概念论点提供了更强的检验，因为道德认同的自我重要性与因变量在时间上是分离的。此外，因变量是由外部观察者记录的实际行为。

研究 6：道德认同与实际捐赠行为

​ 遵循本文的基本论点，即道德认同应与道德行为相关，研究6使用道德认同的明确测量来预测人们捐赠食物以帮助贫困者的意愿。预计与道德认同较低的人相比，道德认同较高的人 (a) 更愿意捐赠食物，以及 (b) 更愿意捐赠更大数量的食物。

方法

参与者和程序 本研究的参与者是研究4中描述的高中生。在该样本的160名学生中，145人提供了所有研究变量的可用数据。在完成道德认同工具三个月后，以及在完成自发自我概念写作作业一个月后，学生们获得了一个从事道德行为的机会。老师将一次食品募捐活动作为学期末常规工作的一部分引入课堂。这次食品募捐为研究道德认同与道德行为之间的联系提供了一个自然的实地实验。它是促进公民参与和参与的更广泛的学校基于项目的一部分。老师对食品募捐活动作了如下描述：

“在接下来的两天里，我会在教室前面放一个箱子，你们可以在里面投放不同的食物物品，然后我会将这些物品捐赠给[老师说出当地一家向贫困者捐赠食物的慈善机构的名称]。是否捐赠任何食物物品完全由你们决定，这样做与否不会对你们的课程成绩产生任何影响。只要物品不易腐烂，你们可以捐赠任意数量的食物物品。这意味着你们不应捐赠新鲜水果、肉类、蔬菜或任何需要冷冻的食物。罐头食品、可储存在橱柜中的预制食品或粉末状饮料或汤料混合物都是可以的。”

从描述中可以看出，老师向所有学生充分解释了他们捐赠食物的意愿绝不会影响他们的成绩。在活动结束后，老师向学生充分说明了收集道德认同数据的目的，以及他们之前完成的调查可能与向贫困者捐赠食物的意愿有关。

测量

• 道德认同。 使用第二阶段开发的修订版10项明确测量来测量该构念。内化和象征化量表的 Cronbach’s alpha 信度分别为 .78 和 .69。
• 捐赠行为。 为了不干扰课堂教学，打算捐赠罐头的学生被告知在2天收集期间的上课前30分钟或35分钟的午餐期间将罐头放入塑料袋中交上来。学生们不知道的是，老师暗中且秘密地记录了哪些学生上交了罐头。此程序用于最小化因老师告诉学生他们的捐赠将被直接记录而可能产生的实验者需求效应。由老师而不是外部观察者记录学生的贡献，因为食品募捐只是学生全年参与的几项社区服务活动之一。因此，使用老师记录数据保留了学生进行日常活动的环境的自然属性。这种捐赠行为被编码为 0（未捐赠）或 1（已捐赠）。后来，当学生不在场时，老师清点了每个捐赠学生的罐头数量，并将计数汇总在主列表中。最后，在2天的收集期结束后，老师将罐头放入一个集中箱并发送给慈善组织。
• 规范性影响。 因为老师给出了食品募捐的指示，有些学生可能会因为受到权威的影响而顺从。因此，在评估道德认同的问卷中包含了一个10项的易受影响力测量（α=.61α=.61）。这些项目来自 Cloninger, Svrakic 和 Przybeck（1993）的性格清单中的奖励依赖子量表。

结果与讨论

​ 进行了两项分析。第一项是逻辑回归，预测学生是否捐赠食物的二分变量；第二项是线性回归，预测捐赠的食物罐头数量。年龄、性别和对规范性影响的易感性作为控制变量 included，内化和象征化测量作为自变量。表9显示了所有变量之间的均值、标准差和相关性。逻辑回归和线性回归分析的结果显示在表10中。

​ 表10显示，捐赠行为最强的预测因子是性别。女孩向食品募捐活动捐赠罐头的几率是男孩的2.33倍。模型中唯一其他显著的预测因子是内化。具有强烈内化道德认同的学生比没有的学生更可能捐赠食物。更具体地说，内化每增加一个单位，捐赠罐头的几率增加80%。

​ 预测捐赠食物数量的模型显示，只有内化显著预测了该变量。正如预期的那样，内化对捐赠罐头数量有显著的正向影响。当然，应该指出的是，研究6仅检查了一个客观可验证的行为结果：向贫困者捐赠食物。应通过其他道德和不道德的行为结果获得道德认同预测效度的额外证据。尽管如此，综上所述，上述结果与志愿服务的自我报告研究的结果以及本文中概述的道德认同理论概念一致。具体而言，它们表明至少有一个维度的道德认同预测了明显促进他人利益的行为。这个维度大概测量了一个人认为道德特质是其自我概念重要部分的程度。

(表9和表10数据略，详见原文)

一般性讨论

​ 本文提供了道德认同构念存在及其预测效度的证据。道德认同被描述为“将‘不应该’（或‘应该’）转化为‘绝不’（或‘必须’）的枢纽”（Goodman, 2000, p. 51）。虽然许多理论家讨论了道德认同作为道德行为动机的重要性，但很少有实证研究测试这种关系（例如，Hart et al., 1998; Younis & Yates, 1999）。本研究的主要贡献在于证明了道德认同作为道德认知和行为预测因子的相关性，并引入了一种可靠、具有构念效度且易于管理的唤起和测量该认同自我重要性的方法。

道德认同的自我重要性：内化和象征化维度

​ 结果表明，此处开发的道德认同明确测量触及了自我重要性的两个维度——一个是私人的，另一个是公共的——这与埃里克森（Erikson, 1964）对认同的理论定义一致。公共自我和私人自我的概念一直是社会心理学中的一个共同主题（参见 James, 1890/1950; Fenigstein et al., 1975; Schlenker, 1980），并且先验地假定道德认同的两个维度触及了自我的这些不同方面。这三个单独的分析支持了这些维度的稳定性，表明公共-私人区分是道德认同的有效理论属性。

​ 然而，这些维度对各种结果和理论上相关构念显示出不同的强度或关联模式。虽然内化维度似乎直接触及道德特征的自我重要性，但象征化维度触及了对作为社会对象的道德自我的一般敏感性，其在世界中的行动可以传达一个人拥有这些特征。数据显示，两个维度都预测了道德自发自我概念的出现（研究4）和自我报告的志愿服务（研究5），但只有内化维度预测了实际捐赠行为（研究6）。此外，在法则效度测试中，内化维度与失范和道德推理显示出最强的关系，而象征化维度与宗教性的相关性更强（研究3）。最后，研究2显示，与象征化相比，内化与评估道德特质与自我概念之间关联强度的隐性测量关系更密切。

​ 对这些差异模式的一种解释是，象征化与具有自我呈现或公共维度的那些结果或测量的相关性更强。例如，象征化与印象管理测量相关，表明其潜在地易受自我呈现 concerns 的影响。此外，象征化与自我报告志愿服务的关系显著，而象征化与隐蔽测量的捐赠行为没有显著关系。宗教性可被视为一个人对某些道德原则 underlying 承诺的象征性表达，它与象征化的关系比与内化的关系更强。相比之下，对于不直接将个人置于公认社会背景中的测量（例如，道德推理、失范、道德关联强度的隐性测量以及自发自我概念测量），与内化维度的关系最强。这里展示的所有研究的结果为本文定义的道德认同构念以及旨在评估其自我重要性的测量的预测能力提供了初步证据。

​ 本文的两个论点是，此处概念化的道德认同构念不同于其他认同，并且用于触及该认同的基于特质的方法最小化了与其他社会认同的潜在特质重叠。然而，并未声称本文描述的测量道德认同自我重要性的方法完全消除了与其他社会认同的任何潜在重叠。鉴于自我的多面性，这样的目标是不可能的。例如，一个人根据宗教认同对自己进行的自我概念化（参见 Walker & Pitts, 1998, Study 1）可能会唤起本研究中识别的一些道德特质的子集（例如，一个高度虔诚的人认为自己富有同情心、诚实、慷慨）。Walker 和 Pitts（1998）的最新研究表明这两个构念之间存在更复杂的关系。例如，Walker 和 Pitts（1998）的原型相似性指数（共享属性与独特属性的比率）表明，道德人概念和宗教人概念有所重叠，但并非同义词。基于原型性评级的统计分析表明，虽然效应具有高度统计显著性，但平均原型性评级的方差非常低，并且道德人概念的独特特征以及与宗教人概念共享的特征的原型性评级都高于原型性量表的中点。Walker 和 Pitts（1998）认为，道德人概念（作为认知原型）在某种程度上独立于宗教-道德概念。这提出了一个问题：道德认同是否在概念上和实证上区别于宗教认同，以至于这两个构念的相对自我重要性会导致不同行为领域的不同理论预测。这是一个应在未来研究中解决的实证问题。不过，此处提出，尽管这两种不同的认同可能在特质上有一些重叠，但它们应与某些类型的结果有不同的关系。例如，一个合理的假设是，与道德认同相比，宗教认同可能与自愿参与帮助持有宗教外群体成员身份的个人的活动关系较弱。

​ 如果要回答这类问题，则需要可靠的仪器来测量各种社会认同的自我重要性。通过开发这样的仪器，本研究对社会认同的一般研究做出了重要的方法论贡献。测量道德认同自我重要性的仪器被证明具有内部一致性，其底层因子结构稳定，具有构念效度，并能预测心理和行为结果。道德认同的明确测量是首次在特质水平上测量特定社会认同的尝试之一（值得注意的例外见 Ethier & Deaux, 1994; Lapsley & Lasky, 2001; Walker & Pitts, 1998）。因此，本研究中采用的基于特质的方法的有效性表明，它可能是比更抽象的测量更有希望的替代方案，因为此处提出的方法可能代表了一个有用的模板，用于测量任何易于生成特质的社会认同。未来的研究有待确定这种方法是否可以成功扩展到其他类型的社会认同。

结论

​ 总之，此处提出的道德认同定义基于自我概念是多方面的观点。该定义借鉴社会认同理论（Tajfel, 1959; Tajfel & Turner, 1979; Turner & Oakes, 1986）提出，道德认同是一个人社会自我图式的可能组成部分之一。这一点很重要，因为一个人的任何社会认同都可以成为感知、行为和行动的基础（例如，Giles & Johnson, 1987; Hinkle & Brown, 1990; Hogg, 1992; Turner et al., 1987）。一个人对自己是谁的感觉应与其行动相关，这是一个极其简单但并不新颖的想法。但是，尽管研究人员承认“有些人可能认为他们的道德是其自我认同的核心，而其他人可能认为它是边缘的”（Damon, 1984, p. 110），但几乎没有实证研究系统地考察道德认同的自我重要性与道德认知和行为之间的关系。因此，本文对道德心理学研究做出了三个相关贡献。首先，它提出了一个扎根于社会认同理论和自我概念理论的道德认同构念定义。其次，它提供了该认同的自我重要性、道德思想和行动之间关系的证据。第三，它为一种易于管理的道德认同明确测量的构念效度和预测效度提供了证据。