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1 引言

《礼记·中庸》有云：“君子慎独，不欺暗室”，表达了古人对高尚道德品质的追求，要求人们在无人监督时也要保持正直与行为规范。而在网络技术飞速发展的当下，互联网已渗透到了人们生活的每个角落，“君子慎独”的崇高品质似乎愈发难以传承与彰显，有学者指出互联网容易发生偏差行为[1]，其匿名性和低门槛性使得人们容易忘记道德的约束，产生诸多网络道德失范行为[2]。已经有很多研究者关注到了网络道德失范行为，并从不同角度探究网络道德失范行为的影响因素。有研究表明，公正世界信念能够直接预测网络道德失范行为[3]，但对于其影响路径的研究少之又少。而网络道德情感作为网络道德行为的心理基础，具有评价、调节和信号作用，能够正向预测人们的网络道德行
为[4]。基于此，本研究将探讨公正世界信念对网络道德失范行为的影响以及网络道德情感在其中的中介作用和性别的调节作用。

1.1 公正世界信念与网络道德失范行为的关系

蔡蓉英指出，网络道德失范现象源于网络空间内基本道德准则的缺失与不完善，这一现象削弱了社会道德在网络环境中的调节功能，进而导致其效能降低甚至失效。此状况进一步引发了网络社会行为层面的广泛混乱与无序状态，影响了网络环境的整体秩序与健康发展［5］。大学生网络道德失范行为是当前社会普遍关注的问题，随着互联网的普及和大学生群体的网络活跃度不断提升，他们在网络空间中的行为越来越受到社会各界的关注。大学生网络道德失范行为的表现形式多种多样，包括但不限于：发布虚假信息、恶意攻击他人、侵犯他人隐私、参与网络暴力、传播不良信息等[6]。这些行为不仅损害了网络环境的健康与和谐，也对大学生的个人成长和社会责任感的培养造成了负面影响。

公正世界信念是指大部分的人认为世界的本质是有序公正的，万物发展遵循规律，确保稳定和谐。在这个公正的世界中，个体行为受公正评估，获得相应回报或承担惩罚，体现社会机制公正性[7]。按照类型可以分为个人公正世界信念和一般公正世界信念[8]。其中，个人公正世界信念（personal belief in a just world，PBJW）是个体在经历一系列公正或不公正事件后，形成的关于自己是否得到了公平对待的稳定看法、态度或信念。它主要关注的是个体在特定情境下感受到的公正性，即个体是否相信自己得到了应有的待遇。一般公正世界信念（general belief in a just world，GBJW）则是个体对于世界整体公正性的看法，它不仅仅局限于个体自身的经历，而是涉及对整个社会、群体或现象的公正性评价。一般公正世界信念是个体对于世界是否普遍秉持公正原则的信念，其核心聚焦于评估世界对广泛社会成员是否展现公正性。研究表明，个人的公正世界观深刻影响其心理健康状态及心理调节机制的效能。相比之下，一般公正世界信念的广泛持有，倾向于与个体对遭遇不利境遇人群所持的冷漠或疏离态度相关联，这一发现为理解社会公正感知的复杂性及其对人际互动模式的影响提供了新的视角。[9]。

已有研究发现，公正世界信念具有适应性功能，为人们提供了一种安全感和可控制感，是个体重要的心理缓冲[9]，张玮玮等人的研究表明，公正世界信念作为一种内隐的正义动机，对个体身心发展具有积极作用［10］。也就是说，对公正世界持有强烈信念的人更有可能做出亲社会行为[11]。而那些与既有信念相冲突的反面证据往往也可能导致显著的颠覆性影响，鉴于这种潜在的破坏性，人们往往被强烈的动力驱使，去采取一系列措施以确保自己的信念体系得以维持，进而避免信念的动摇和瓦解。换句话说，公正世界信念具有使个体能更好适应社会的正面功能，但在对待遭受不公正事件的受害者上，个体可能会将不公正现状合理化，通过贬低、责备受害者等方式来捍卫公正世界信念[12]。而在具有高匿名性和远距离感的网络环境中，个体往往更容易受到自身信念和偏见的驱动，“因果轮回”等观念也具有被极端化的风险。故本研究提出假设一：公正世界信念可显著负向预测个体的网络道德失范行为。

1.2 网络道德情感与性别：有调节的中介作用

网络道德情感是指人们遵循着一定的道德规范和伦理守则，后在进行道德活动时所能体会到的情绪态度体验，已有研究发现，网络道德情感是影响个体网络道德失范行为的重要因素，大学生主体意识强烈，情绪管控能力较弱，在网络内容的传播过程中过分主张以自我为中心和行为自由，而缺少良性的“共建互享”的情感交流，因此个体在网络空间这一虚拟领域中，容易陷入自我认知的迷茫，进而可能诱发网络道德行为的偏离与失范现象[13]。但当个体内心牢固树立起强烈的公正世界信念时，他们更有可能对网络上的不公正、不道德行为产生不满和愤怒，从而激发积极的网络道德情感。也就是说，公正世界信念为网络道德情感提供了基本的道德框架和判断标准，个体在面对网络道德事件时，会根据其公正世界信念来评估事件的公正性和道德性，从而产生相应的网络道德情感，可能会影响其网络道德失范行为的产生，已有研究对此没有予以讨论。基于此，本研究提出假设二：网络道德情感在公正世界信念和网络道德失范行为之间起中介作用。

与此同时，已有研究发现不同性别的大学生网络道德失范行为差异显著[14]，在网络道德情感上的性别差异同样显著[4]，由此，本研究提出假设三：性别在网络道德情感与网络道德失范行为的关系中起调节作用，形成一个有调节的中介模型，如图1所示。

图 1 有调节的中介模型

Figure 1 A moderated mediation model

2 方法

2.1 研究对象

采用方便取样法，利用脑岛平台收集了来自全国不同地区的749份问卷，排除109份因作答时间异常短暂或明显缺乏认真态度的问卷，最终获得640份有效问卷，有效率85.45%。考虑到本研究探究个体的公正世界信念对网络道德失范行为的影响，秉持方便取样原则的同时，力求实现性别与年龄分布的均衡，其中男性241人，女性399人；年龄16～36岁，平均年龄为（21.39±2.319）岁；本科生占85.46%，硕士研究生占13.13%，博士研究生占1.41%；被试的专业分布为：理工类占49.84%，人文类占11.25%，社科类占36.56%，艺术类及其他类占2.34%。

2.2 测量工具

2.2.1 公正世界信念量表

公正世界信念量表由达尔伯特（Dalbert）等编制，苏志强等修订[15]。量表共13个项目，由个人公正世界信念和一般公正世界信念两个维度组成。量表采用李克特六点计分，从1到6分别代表“非常不同意”到“非常同意”，分数越高，表明个体的公正世界信念程度越高。本研究中，量表的Cronbach’s α系数为0.93。

2.2.2 网络道德失范行为量表

大学生网络道德失范行为量表由刘慧瀛等编制[16]。量表共17个项目，包括网络言论失范、网络学习失范、网络侵权失范三个维度。量表采用李克特四点计分，从1到4分别代表“从不”到“总是”，分数越高，表明个体越容易产生网络道德失范行为。量表的Cronbach’sα系数为0.86。

2.2.3 网络道德情感量表

采用潘玮琳编制的大学生网络道德情感问卷[4]。问卷包含三个分问卷，共计35个项目，采用李克特五点计分，从1到5分别代表“完全不符合”到“完全符合”。其中，网络羞耻感分问卷共12个项目，包括“侵权”“色情”“虚假”三个维度，得分越高表明网络羞耻感越高，该问卷的Cronbach’sα系数为0.91；网络责任感分问卷共10个项目，包括“他人责任感”和“自我责任感”两个维度，得分越高表明网络责任感越强，该问卷的Cronbach’sα系数为0.77；网络移情分问卷共13个项目，包括“认知移情”“情感移情”和“行为移情”三个维度，得分越高表明网络移情程度越高，该问卷的Cronbach’sα系数为0.83。总问卷Cronbach’sα系数为0.90。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

使用Harman单因素检验对问卷中的所有项目进行共同方法偏差进行检验[17]。结果表明，此次探究中有12个因子特征值高于1，且当中首个因子的变异性解释率为18.05%，低于临界标准40％。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2 各变量的描述性统计及相关分析

公正世界信念、网络道德情感、网络道德失范行为与性别四个变量的描述统计和相关分析结果如表1所示，公正世界信念、网络道德情感与网络道德失范行三个变量两两之间均为显著相关。其中，公正世界信念与网络道德情感呈显著正相关（r=0.28，p<0.00001），与网络道德失范行为呈显著负相关（r= -0.17，p<0.00001）；网络道德情感与网络道德失范行为呈显著负相关（r=-0.30，p<0.00001）。此外，性别与网络道德失范行为呈显著负相关。

表 1 描述统计和相关分析结果

Table 1 Descriptive statistics and correlation analysis

注：性别为二分变量（男生=0，女生=1），其他变量均为连续变量，性别与其他变量的相关采用点二列相关，其他变量之间的相关采用皮尔逊积差相关；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.3 有调节的中介模型检验

在控制专业与独生子女身份变量的同时，本研究采纳具有调节效应的中介模型检验法[18]，使用SPSS中PROCESS4.1的模型14进行检验，结果如表2所示，方程1中个体的公正世界信念被证实为网络道德失范行为的一个显著负向预测因子，即持有更强公正世界信念的个体倾向于表现出较少的网络道德失范行为；方程2中公正世界信念对网络道德情感具有显著的正向影响，表明信念的坚定能够积极促进正面网络道德情感的形成与发展；方程3中网络道德情感可显著负向预测网络道德失范行为，且公正世界信念对网络道德失范行为的直接预测作用显著，可见网络道德情感在公正世界信念和网络道德失范行为之间起部分中介作用，中介效应量为0.08，置信区间为［-0.12，-0.04］，未包括0，中介效应显著；方程4中性别和网络道德情感交互作用项的预测作用显著，将不同性别的被试分为2组，采用Bootstrap法分别计算网络道德情感在公正世界信念与网络道德失范行为之间的中介效应值及95%的置信区间，如表3所示。综上，本研究所构建的包含调节效应的中介模型得到了充分的验证。具体而言，公正世界信念能够通过网络道德情感的中介作用对网络道德失范行为进行显著预测，且中介作用的后半段受到了性别的调节作用。

表 2 公正世界信念对网络道德失范行为的有调节的中介效应检验

Table 2 A test of the moderated mediating effect of just-world beliefs on online moral misbehavior

表 3 不同性别下网络道德情感在公正世界信念与网络道德失范行为之间的中介效应

Table 3 The mediating effect of online moral emotions between just-world beliefs and online moral misbehavior under different genders

为检验中介的后半段（即网络道德情感对网络道德失范行为的影响）是如何受到性别的调节作用，将被试按照不同性别分为两组，分析网络道德情感对网络道德失范行为的预测作用。简单斜率检验结果如图2所示，表明人们在网络道德情感消极时，男性的网络道德失范行为倾向明显高于女性，而在网络道德情感积极时，男性与女性的网络道德失范行为倾向的差距变小。也就是说，网络道德情感对男性的网络道德失范行为倾向的负向预测作用更为明显（Bsimple=-0.39，p<0.00001），而网络道德情感虽然也对女性的网络道德失范行为倾向有负向预测作用，但影响减弱（Bsimple slope=-0.16，p<0.001）。

图 2 性别在网络道德情感与网络道德失范行为之间的调节作用

Figure 2 The moderating role of gender between online moral emotions and online moral misbehavior

4 讨论

4.1 个体网络道德失范行为受公正世界信念的影响

本研究发现，个体的公正世界信念显著负向预测网络道德失范行为，验证了假设一。公正世界信念作为一种内在的道德规范，在个体的道德体系中占据着重要地位。这种信念促使个体相信世界是公平的，同时充当着重要的个体资源或心理缓冲，影响着个体对不公正事件的认知处理方式，进而降低个体因感知不平等而做出道德失范行为的可能性[9]。在网络环境中，公正世界信念同样发挥着重要作用。由于网络的匿名性和远程性，个体在面对不公现象时可能会感到更加无助和愤怒，这时公正世界信念就能够起到积极的调节作用，帮助个体保持“正义不会缺席”的积极信念，避免产生过度的愤怒和不满，从而减少网络道德失范行为的发生。同时，较强的公正世界信念还可以激发个体的道德责任感，具有较强公正世界信念的个体更有可能将道德规范内化为自己的行为准则以维护“世界公正”的信念，并在网络空间中积极维护公正和秩序。他们不仅自己遵守道德规范，还会对他人的不道德行为进行监督和抵制，从而促进网络环境的健康发展。

综上所述，公正世界信念对网络道德失范行为具有显著的负向预测作用，这为我们提供了一种新的视角来理解和应对网络道德失范行为。在今后的研究中，我们可以进一步探讨公正世界信念的形成机制、影响因素，以及与其他道德规范的相互作用关系等问题，以更好地促进网络环境的健康发展。

4.2 网络道德情感的中介作用

本研究还发现，网络道德情感在公正世界信念对网络道德失范行为之间发挥着中介作用，验证了假设二。这与以往研究结果一致，卢家楣等认为，道德情感在品德的复杂构架中占据着举足轻重的地位，扮演着道德认知与道德行为之间不可或缺的桥梁角色。道德认知只有与道德情感链接融合，才能催生道德动机的萌芽，这一动机进而成为驱动、掌控并导向道德行为的关键力量[19]。在本研究中，公正世界信念正是道德认识的一种体现，它反映了个体对道德原则和规范的接受和遵循。换句话说，个体的公正世界信念作为一种道德认识，通过正向影响网络道德情感，调动起个体积极或消极的网络道德情感，进而影响了他们在网络环境中的道德判断和行为选择。同时，由表2可知，网络道德情感显著负向预测网络道德失范行为，即个体的网络道德情感越积极，其网络道德失范行为的发生概率就越低。当个体的公正世界信念被激活时，他们会更倾向于关注网络环境中的道德议题，并产生诸如责任感、正义感等积极的道德情绪。这些积极的道德情感将促使个体在网络环境中更加自觉地遵守道德规范，有效遏制道德失范行为的出现。

4.3 性别的调节作用

本研究进一步发现，性别在上述中介效应的后半段起调节作用，为假设三提供了有力的实证支持，即网络道德情感对男性的网络道德失范行为倾向的负向预测作用较女性更为明显。在本研究中，不同性别的个体的网络道德失范行为的差异显著，与以往研究结论相同。由表1可知，性别与网络道德失范行为呈显著负相关（男性=0，女性=1），即网络道德情感的变化对男性道德行为的影响更大。首先，性别差异在网络道德失范行为中的体现可能与社会性别角色和期望有关。男性在社会中往往被期望扮演更加积极、主动的角色，他们可能面临更多的社会压力和责任[20]。这种压力可能导致男性需要寻找更多的途径来宣泄情感，而网络的匿名性和隐匿性为他们提供了一个相对自由的空间，使得他们更容易在网络环境中表现出失范行为。其次，性别差异可能也与先天因素有关。范戈尔德（Feingold）的研究指出，性染色体间的差异使得男女两个性别在行为模式和气质性格层面上具有鲜明差异，男性在生理和心理上可能更倾向于表现出好斗和竞争的特性[21]。这种特性在网络环境中可能得到进一步的强化，因为网络提供了一个相对无约束的平台，使得男性可以更加自由地表达自己的攻击性和竞争性。另外，性别角色理论深刻阐述了性别角色的形成机制，该理论认为性别角色根植于个体的生理性别之上，并在特定的社会文化脉络中被塑造与强化。这一过程中，社会普遍认可并强加于男性与女性之上的心理特质与行为模式，逐渐内化为各自的性别角色特征。换言之，性别角色是生理性别与社会文化因素交互作用下的产物，它体现了公众对于男性和女性应有的心理状态与行为表现的期待与规范[22]。而在传统的社会性别角色期望下，通常女性被期望表现出更多的亲和力、同理心和责任感，而男性则可能被期望表现出更多的独立性和竞争性［23］。在网络环境中，这些不同的角色期望同样可能影响着男性和女性的行为选择，当网络道德情感消极时，男性的网络道德失范行为倾向明显高于女性，因为女性在社会性别角色期待的影响下，可能更倾向于遵守网络道德规范，较少地受网络道德情感的影响，进而表现出更少的网络道德失范行为，以迎合社会所对女性“亲和”“温柔”的角色期待。

4.4 研究的贡献与展望

研究的主要贡献是：第一，本研究成功构建了一个有调节的中介模型，深入探讨了公正世界信念与网络道德失范行为的关系及作用机制，验证了公正世界信念通过影响个体的网络道德情感，进而对网络道德失范行为产生影响的假设，不仅丰富了网络道德失范行为形成机制的理论解释，还为理解网络道德行为提供了新视角；第二，发现性别对于网络道德情感影响网络道德失范行为的调节作用，并结合社会性别角色理论对其进行解释，为高校制定针对性的大学生网络道德教育策略提供了坚实的理论支撑，为构建和谐网络空间提供了重要参考。

未来研究可以从如下两个方面展开：第一，考虑到本研究主要依赖于问卷调查和文献研究，所得结果主要反映了变量间的相关关系而非明确的因果关系。因此，未来的研究可以引入实验法，以弥补问卷研究不能明确因果关系的不足，更直接地探究公正世界信念对网络道德失范行为影响的作用机制，进而更全面地验证和深化本研究提出的有调节的中介模型。第二，本研究参照前任研究时提到的潜在变量，对性别在网络道德情感对网络道德失范行为影响中的调节作用进行了研究，未来研究可以对更加丰富的调节变量进行探讨，如个体是否为独生子女以及自尊程度的差异等，以期全方位、多层次地阐明公正世界信念如何通过网络道德失范行为的复杂路径发挥其影响力。

5 结论

研究得到以下主要结论：（1）公正世界信念对网络道德失范行为具有显著负向预测作用，即持有更强烈公正世界信念的个体，其网络道德失范行为倾向显著降低；（2）网络道德情感在公正世界信念与网络道德失范行为间起部分中介作用；（3）性别差异在网络道德情感与网络道德失范行为中起调节作用，男性更容易受到网络道德情感的影响进而做出网络道德失范行为的选择。

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