نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری روانشناسی تربیتی، گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران
2 گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران، اهواز
3 دانشجوی دکتری مدیریت دولتی، واحد شوشتر، دانشگاه آزاد اسلامی، شوشتر، ایران
چکیده
مقدمه: شناسایی عوامل دخیل در ارتکاب قلدری نوجوانان، به ویژه سازوکارهای اخلاقی، برای هدایت تحقیقات، سیاستگذاری و کاربرد عملی در جهت پیشگیری و کاهش رفتار قلدری نوجوانان حائز اهمیت است. بنابراین، بر اساس مدل شناختی- اجتماعی هویت اخلاقی و نظریه شناختی- اجتماعی عاملیت اخلاقی، مطالعه حاضر به بررسی رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان ایرانی و نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در این رابطه پرداخته است.
روش: شرکت کنندگان متشکل از 392 دانش آموز (217 پسر و 175 دختر) دوره متوسطه دوم شهرستان کوهدشت با دامنه سنی 15 تا 18 سال (44/16 = میانگین و 72/0= انحراف استاندارد) بودند. آنها با روش نمونه گیری تصادفی چندمرحله‌ای انتخاب شدند و ابزار روابط نوجوانان همسال پرادا (2000)، مقیاس هویت اخلاقی آکوینو و رید (2002) و مقیاس سازوکارهای عدم التزام اخلاقی بندورا (1996) را تکمیل کردند. داده ها با استفاده از تحلیل عامل تأییدی و مدلیابی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شدند.
یافته ها: نتایج نشان داد، هویت اخلاقی بهطور منفی و معنیدار قلدری (37/0- = β) و عدم التزام اخلاقی (27/0- = β) را پیش بینی میکند. همچنین، عدم التزام اخلاقی نقش مثبت و معنیداری در پیش بینی قلدری داشت (23/0 = β). افزون بر این، نتایج حاصل از مدلیابی معادله ساختاری حاکی از آن بود که عدم التزام اخلاقی به طور معنیداری رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری را میانجیگری میکند (051/0- = β).
نتیجهگیری: در مجموع، این یافته ها نقش هویت اخلاقی و عدم التزام اخلاقی را در رفتار قلدری نوجوانان برجسته میکند. مفاهیم نظری و عملی این یافته ها و جهتگیری ها برای تحقیقات آینده مورد بحث قرار گرفته است.
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
Designing and Testing the Causal Model of the Relationship between Moral Identity and Bullying with the Mediation of Moral Disengagement among Iranian Adolescents
نویسندگان [English]
- Kamyar Azimi 1
- Manijeh Shehni Yailagh 2
- Mehrdad Khoshnamvand 3
1 PhD Student in Educational Psychology, Department of Education and Psychology, Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran
2 Professor in Department of Psychology, Faculty of Psychology and Education Sciences, Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran
3 PhD Student in Public Administration, Shushtar Branch, Islamic Azad University, Shushtar, Iran
چکیده [English]
Introduction: Identifying the factors implicated in adolescent bullying perpetration, particularly moral mechanisms, is important for driving research, policy, and practice to prevent and reduce adolescent bullying behavior. Therefore, based on the social-cognitive model of moral identity and the social-cognitive theory of moral agency, the present study examined the relationship between moral identity and bullying of Iranian adolescents with the mediating role of moral disengagement.
Methods: The participants consisted of 392 adolescent (217 male and 175 female) high school students in Kuhdasht, aged 15-18 years (M = 16.44 and SD = 0.72). They were selected using a multistage random sampling method and completed the Parada Adolescent Peer Relations Instrument (2000), Aquino and Reed's Moral Identity Scale (2002), and Bandura’s Mechanisms of Moral Disengagement Scale (1996). Data were analyzed using confirmatory factor analysis and structural equation modeling.
Findings: The findings showed that moral identity negatively and significantly predicted bullying (β = -0/37) and moral disengagement (β = -0/27). Also, moral disengagement played a positive and significant role in predicting bullying (β = 0/23). In addition, the results of structural equation modeling indicated that moral disengagement significantly mediated the relationship between moral identity and bullying (β = -0/051).
Conclusion: In sum, these findings highlight the role of moral identity and moral disengagement in adolescent bullying behavior. Theoretical and practical implications of these findings and directions for future research are discussed.
کلیدواژه‌ها [English]
- Moral Identity
- Moral Disengagement
- Bullying
- Adolescents
مقدمه
قلدری[1] یک شکل فراگیر از رفتارهای ضداجتماعی است (ایموتا[2] و همکاران، 2022) و اشاره به رفتاری پرخاشگرانه دارد که به‌واسطه قدرت فیزیکی و عاطفی و با هدف آسیب رساندن، تحقیر نمودن، ترساندن یا منزوی کردن فرد ضعیف‌تر انجام میشود و میتواند شامل رفتارهایی، از قبیل آزار دادن فیزیکی یا کلامی، ایجاد تهدید، شایعه‌پراکنی، تمسخر، ناسزاگویی و یا بهطور عمد کسی را از گروه راندن باشد (یوسپ، حکمت و ماردیه[3]، 2023). میتوان بین قلدری سنتی (نظیر، فیزیکی[4]، کلامی[5] و رابطهای[6]) که چهره به چهره و در محیطهای واقعی رخ میدهد و قلدری سایبری[7] (برخط) که از طریق رایانه، تلفن همراه و سایر دستگاههای الکترونیکی انجام میشود، تمایز قائل شد (تورنبرگ[8]، 2023؛ عبدالمحمدی، غدیری و محمدزاده، 1402). با وجود به رسمیت شناختن پدیده قلدری بهعنوان یک مسئله اجتماعی جدی طی 20 سال گذشته و علیرغم دهه‌ها تحقیق، این پدیده همچنان یک چالش و تهدید با شیوع بالا برای والدین، معلمان و مدارس قلمداد میشود و اثر نامطلوبی بر رشد نوجوانان سراسر جهان دارد، بدین‌صورت که تقریباً 30 % از آنها را تحت تأثیر قرار میدهد (نیومن، الکساندر و روورز[9]، 2023؛ وایلانکورت، برایتین، فارل، کریگزمن و ویتورولیس[10]، 2023). قلدری در ایران نیز رایج است (رحمتی، شهنی ییلاق، عالیپور، رشنو و مکتبی، 1400؛ بابایی، واحدی، ایمان زاده و ادیب، 1399). قلدری میتواند پیامدهای اجتماعی مهم و اثرات نامطلوب عمیقی بر سلامت جسمی و روانی، رشد تحصیلی، روابط بین فردی و سازگاری افراد درگیر در قلدری (قلدر، قربانی و تماشاگر) داشته باشد و تا بزرگ‌سالی ادامه یابد (درزی، یعقوبی و رشید، 1400؛ دهقانی و خرمائی، 1400؛ سلیک، هاپکینز و اوریلی[11]، 2023). دادههای شیوع شناسی ملّی و بینالمللی مربوط به نوجوانان، نگرانی جامعه علمی و آموزشی را برای پیشبرد بیشتر در مطالعه این پدیده اجتماعی پیچیده، بهمنظور ریشه‌کنی آن توجیه میکند. یکی از نگرانی‌های اصلی، درک عمیق عواملی است که نوجوانان را به سمت ارتکاب قلدری سوق میدهند. بنابراین، شناسایی عوامل بالقوه خطرآفرین و محافظتی مؤثر بر قلدری در هنگام اتخاذ راهبردهای پیشگیرانه، حائز اهمیت و ضروری است.
اخیراً ادبیات پژوهشی نشان داده است که هویت اخلاقی[12] بهعنوان یک مفهوم نوظهور، نقش اساسی در ارتکاب قلدری ایفا میکند (تنگ، یانگ، استامسکی، نای و گائو[13]، 2022؛ پاتریک، روت، گیبس و بسینجر[14]، 2019). مطالعه حاضر، کارکرد هویت اخلاقی را بر اساس مدل شناختی-اجتماعی[15] ارائه شده توسط آکوینو و رید[16] (2002) بررسی میکند. بوگرشاوزن[17] و همکاران (2015) هویت اخلاقی را بهعنوان شبکهای از تداعیهای صفات اخلاقی (مانند مراقبت و سخاوت) که بهطور جمعی شخصیت اخلاقی یک فرد را تعریف میکند، مفهوم‌سازی کردهاند. از دیدگاه شناختی-اجتماعی، هویت اخلاقی صفات، ارزشها و طرحوارههای شخصی فرد را تعیین و نقش خود-تنظیمی در حفظ تصویر اخلاقی ایفا میکند (آکینو و همکاران، 2009). این امر برای رفتار اخلاقی مهم تلقی میشود؛ چراکه پیشنهاد شده است اگر شخصی درک قوی از هویت خود داشته باشد و قطبنمای اخلاقی او برای هویتش مهم باشد، انگیزه لازم برای عمل اخلاقی سازگار با هویت خود را خواهد داشت (داوسون، هاون و چویی[18]، 2021). مطابق با نظریه روانی-اجتماعی اریکسون[19] (1964) مبنی بر اینکه یک هویت پخته، عمیقاً در هسته وجودی شخص ریشه دارد و دربرگیرنده تعهد به خود در عمل است، مفهوم‌سازی هویت اخلاقی در مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی آکوینو و رید (2002)، شامل دو بُعد درونی سازی[20] و نمادسازی[21] است که به ترتیب مربوط به جنبه‌های شخصی و عمومی خود میباشند. بُعد درونی سازی، به میزان اهمیتی از اصول و ویژگیهای اخلاقی (مانند، مهربانی و دلسوزی) اشاره دارد که برای خود-پنداره فرد ارزشمند هستند و دیگران لزوماً این ویژگیها را نمیبینند یا از آنها اطلاعی ندارند؛ در حالی که بُعد نمادسازی، بیانگر میزان تمایل فرد برای نشان دادن ویژگیهای اخلاقی بهصورت بیرونی به دیگران، از طریق عمل و رفتار، است (رحمان، هانوم و فیردوس[22]، 2023).
مطالعات رشدی نشان داده است هویت اخلاقی بهطور قابل‌توجهی در طول دوره نوجوانی رشد میکند و در دوران جوانی تحکیم بیشتری مییابد (سولنیر و کرتناور[23]، 2023). بر اساس مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی (آکوینو و رید، 2002؛ آکینو، فریمن، رید، لیم و فلپس[24]، 2009)، نوجوانانی که دارای احساسات نیرومندتری از هویت اخلاقی هستند، احتمال بیشتری میرود به نسخههای رفتاری سازگار با خود-طرحواره اخلاقی خود پایبند باشند تا از خود-محکوم سازی اجتناب کنند (تنگ و همکاران، 2022). از اینرو، نوجوانان با سطوح هویت اخلاقی بالا، ممکن است رفتار اجتماعی بیشتری داشته باشند (مانند، داوطلب شدن برای کمک به دیگران) و کمتر درگیر پرخاشگری و ارتکاب قلدری شوند (پاتریک و همکاران، 2019). تا به امروز، بررسی رابطه هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان در بافت‌های تحصیلی-آموزشی، کانون مطالعات معدودی بوده است (وانگ[25] و همکاران، 2020؛ تنگ و همکاران، 2020؛ پوزولی، جینی[26] و تورنبرگ، 2016). یافتههای حاصل از این تحقیقات با بیان اینکه هویت اخلاقی ارتباط منفی معنیداری با قلدری نوجوانان دارد، دیدگاه مذکور را تأیید میکنند. با وجود اینکه شواهدی وجود دارد که هویت اخلاقی را به رفتار قلدری در تحصیل پیوند میدهد، اما تحقیقات هنوز بهاندازه کافی اهمیت نسبی هویت اخلاقی را برای ارتکاب قلدری در بین نوجوانان، بهویژه جمعیت ایرانی، بررسی نکردهاند.
از سوی دیگر، در رابطه با رفتار قلدری نوجوانان، فراتحلیلها (کیلر، باسی، هاوز و هانت[27]، 2019) و مطالعات انجام شده در طول دو دهه گذشته (وانگ و همکاران، 2017) بر عدم التزام اخلاقی[28] بهعنوان اصلیترین متغیر شناختی-اجتماعی مؤثر بر قلدری تأکید کردهاند. عدم التزام اخلاقی یک فرآیند خودتنظیمی است که میتواند به افراد در کاهش تنش به وجود آمده از رفتار اعمال شده بر دیگران (مانند، قلدری) که با استانداردها و هنجارهای اخلاقی آنها مطابقت ندارد، کمک کند (وانگ و همکاران، 2020). در واقع، افرادی که عدم التزام اخلاقی دارند، ممکن است برخی از اشکال رفتار ضداجتماعی (مانند، قلدری) را منطقی یا موجه تفسیر کنند، حتی اگر قوانین اخلاقی منع‌کننده این رفتار را درک کرده و پذیرفته باشند (کوکینوس و کیپریتسی[29]، 2018). بر اساس نظریه شناختی-اجتماعی بندورا در مورد عاملیت اخلاقی[30] (بندورا[31]، 2016)، عدم التزام اخلاقی با اتخاذ تحریفهای شناختی-اجتماعی که با فرآیندهای خودتنظیمی اخلاقی افراد در تداخل است، باعث میشود آنها رفتار قلدرانه خود را توجیه کنند، نادیده بگیرند یا توضیح دهند. در نتیجه، این دسته از افراد میتوانند به رفتارهای پرخاشگرانه خود، بهویژه قلدری، بدون احساس گناه، پشیمانی یا خود-محکوم سازی ادامه دهند. بهعنوان مثال، نوجوانان احتمال دارد استدلال کنند که قلدری در خدمت یک هدف اخلاقی و ارزشمند است (برای نمونه، «من این کار را برای کمک به دوستانم انجام میدهم»؛ توجیه اخلاقی). ادبیات بهطور گسترده نقش عدم التزام اخلاقی را بهعنوان یک عامل مخاطرهآمیز برای ارتکاب و توسعه قلدری در نوجوانان مستند کرده است (گائو، لی، وائو[32] و وانگ، 2023؛ تورنبرگ، 2023).
در خصوص نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری، اخیراً شواهد تجربی نشان داده است که هویت اخلاقی بالا، سازوکارهای عدم التزام اخلاقی را بازداری میکند (دترت، تروینو و سویتزر[33]، 2008؛ آکوینو و رید، 2007). بهطور خاص، هویت اخلاقی مانع فرآیندهای شناختی میشود که با به حداقل رساندن یا سوءتعبیر سطح آسیب به دیگران از اقدامات ضداجتماعی (مانند، قلدری)، پیامدها را تحریف میکند (هاردی، باین و اولسن[34]، 2015). بر اساس این دانش، مطالعات شناختی-اجتماعی پیشنهاد میکنند هویت اخلاقی نه تنها ممکن است تأثیر مستقیمی بر رفتار قلدری نوجوانان داشته باشد، بلکه این پتانسیل احتمالی را دارد که با غیرفعالسازی سازوکارهای عدم التزام اخلاقی، رفتار قلدری نوجوانان را نیز کاهش دهد (سولنیر و کرتناور، 2023؛ وانگ و همکاران، 2020). با وجود این تا به امروز، اطلاعات قابل‌قبول کمی وجود دارد که عدم التزام اخلاقی میتواند بهعنوان یک متغیر میانجی در رابطه بین هویت اخلاقی و رفتار قلدری نوجوانان عمل کند. با توجه به این موضوع، نیاز روشنی به وارسی نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در ارتباط بین هویت اخلاقی و رفتار قلدری نوجوانان وجود دارد.
در مجموع، مطالعات قبلی ارتباط بین هویت اخلاقی، عدم التزام اخلاقی و قلدری نوجوانان را بهصورت مجزا از هم بررسی کرده و نشان دادهاند. با توجه به دانش موجود، هیچ مطالعهای هر سه سازه را با هم وارسی نکرده است. همچنین، بیشتر مطالعات قبلی که به بررسی ارتباط بین هویت اخلاقی، عدم التزام اخلاقی و قلدری نوجوانان پرداختهاند، در کشورهای غربی انجام شدهاند. مشخص نیست که آیا این یافتهها برای سایر کشورهای دارای تفاوت و فاصلههای فرهنگی بزرگ، مانند ایران، قابل استفاده است یا خیر. علاوه بر این، تاکنون مطالعهای در سطح ملّی و بینالمللی سازه عدم التزام اخلاقی را بهعنوان یک متغیر میانجی مورد بررسی قرار نداده است تا چگونگی نقش آن را در نحوه تأثیر هویت اخلاقی بر رفتار قلدری نوجوانان واشکافی کند؛ چراکه تعیین نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری، برای پیشبرد درک بهتر قلدری و ارائه رهنمودها جهت تدوین و کاربست مداخلات بهمنظور کاهش ارتکاب آن مهم خواهد بود (هاردی و همکاران، 2015). بنابراین، مطالعه حاضر با تکیه بر مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی (آکوینو و رید، 2002)، نظریه شناختی-اجتماعی عاملیت اخلاقی (بندورا، 2016) و در پرتو ادبیات موجود، به دنبال گسترش تحقیقات معدود در زمینه قلدری و ارائه درک جامعتری از مکانیسمهای نهفته در پیشبینی قلدری نوجوانان از طریق طراحی و آزمون یک مدل نظری است. بهطور خاص، برای پرداختن به شکافهای پژوهشی مذکور، این مطالعه بر دو هدف متمرکز شده است: اول، ارتباط مستقیم بین هویت اخلاقی، عدم التزام اخلاقی و قلدری در بین نوجوانان ایرانی بررسی شد. دوم، نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و رفتار قلدری نوجوانان ایرانی آزمون شد. نمودار 1، مدل پیشنهادی پژوهش را نشان میدهد.
|
هویت اخلاقی |
|
عدم التزام اخلاقی |
|
قلدری |
|
نمودار 1. مدل پیشنهادی پژوهش |
روش
پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی با رویکرد مقطعی است. بهمنظور بررسی روابط بین متغیرهای مورد مطالعه، از مدلیابی معادله ساختاری[35] (SEM) استفاده شد. جامعه آماری این پژوهش متشکل از تمام دانشآموزان پسر و دختر دبیرستان‌های متوسطه دوره دوم شهر کوهدشت بودند که در سال تحصیلی 1402-1401 به تحصیل اشتغال داشتند. کلاین[36] (2023) پیشنهاد کرده است که در مطالعات مربوط به مدلیابی معادله ساختاری (SEM)، اندازه نمونه 10 تا 20 پاسخگو به ازای هر پارامتر تخمین زده شده کافی است. در واقع، مدلیابی معادله ساختاری (SEM)، یک رویکرد آماری با نمونه بزرگ است. در این راستا، 400 دانشآموز جمعیت نمونه این مطالعه را تشکیل دادند. انتخاب شرکتکنندگان بر اساس نمونهگیری تصادفی چندمرحله‌ای انجام شد. به این ترتیب که از هر یک از نواحی دوگانه آموزش و پرورش شهر کوهدشت، 4 دبیرستان پسرانه و 4 دبیرستان دخترانه بهصورت تصادفی انتخاب و از هر دبیرستان سه کلاس در هر رشته و پایه تحصیلی بهطور تصادفی تعیین شدند؛ سپس، کلیه دانشآموزان حاضر در کلاس مورد ارزیابی قرار گرفتند. از این شرکتکنندگان، دادههای 8 شرکتکننده به دلیل مخدوش بودن اطلاعات آنها حذف شد. در مجموع، دادههای مربوط به 392 شرکتکننده برای تجزیه و تحلیل استفاده شد. شرکتکنندگان شامل 217 پسر (4/55 %) و 175 دختر (6/44 %) با میانگین سنی 44/16 سال (72/0 = انحراف معیار) بودند. از بین شرکتکنندگان، 235 نفر (9/59 %) رشته علوم انسانی، 156 نفر (8/39 %) رشته علوم تجربی و 1 نفر (3/0) رشته ریاضی فیزیک بودند. از نظریه پایه تحصیلی، 237 نفر (5/60 %) در پایه دهم، 150 نفر (3/38 %) در پایه یازدهم و 5 نفر (3/1 %) در پایه دوازدهم مشغول به تحصیل بودند. همچنین، از نظر وضعیت تأهل والدین، 358 نفر (3/91 %) متأهل، 3 نفر (8/0) مطلقه، 10 نفر (6/2 %) بیوه، 1 نفر (3/0 %) ازدواج مجدد و 20 نفر (1/5 %) موارد دیگر بودند. افزون بر این، از نظر وضعیت تحصیلات والدین، 172 نفر (9/43 %) دارای تحصیلات دبیرستان و کمتر، 110 نفر (1/28 %) دارای تحصیلات دیپلم، 23 نفر (9/5 %) دارای تحصیلات فوق‌دیپلم، 53 نفر (5/13 %) دارای تحصیلات کارشناسی و 34 نفر (7/8 %) دارای تحصیلات کارشناسی ارشد و بالاتر بودند.
ابزارهای پژوهش
الف) ابزار روابط نوجوانان همسال: ابزار روابط نوجوانان همسال[37] یک پرسشنامه 36 گویهای میباشد (پرادا[38]، 2000) که برای اندازهگیری ارتکاب قلدری و قربانی شدن[39] در بین نوجوانان، هر کدام در رابطه با سه خرده حیطه کلامی، اجتماعی و فیزیکی، تدوین و توسعه یافته است. بهطور خاص، برای هدف مطالعه حاضر، ابعاد حیطه قلدری حاوی 18 گویه (قلدری کلامی گویه های 1، 3، 5، 7، 10 و 14؛ قلدری اجتماعی گویه های 4، 8، 11، 13، 17 و 18؛ قلدری فیزیکی گویه های 2، 6، 9، 12، 15 و 16) بهکار گرفته شده است. برای حیطه قلدری، از شرکتکنندگان خواسته میشود تا فراوانی یک مجموعه از رفتارهای انجام شده علیه دانشآموزان دیگر را در طول سال تحصیلی گذشته بر اساس یک مقیاس لیکرت شش گزینهای (1 = هرگز تا 6 = هر روز)، ارزیابی کنند (برای مثال، به دانشآموزی سیلی یا مُشت زدم). دامنه نمرهها بین 18 تا 108 متغیر است، به‌طوری که نمرههای بالاتر نشاندهنده سطوح بیشتر در رفتار قلدری میباشد. نشان داده شده است که ابزار روابط نوجوانان همسال دارای روایی سازه و تشخیصی (واگرای) مناسبی است (مارش[40] و همکاران، 2011؛ گاسکن-کانواس، روسو د لئون، کوزار فرناندز و هردیا کالزادو[41]، 2017). همچنین، کارتر، ون در وات و استرهویس[42] (2023) ضریب آلفای کرونباخ حیطه ارتکاب قلدری ابزار روابط نوجوانان همسال را برابر با 89/0 گزارش کردند. در جمعیت نوجوانان ایرانی، نتایج مطالعه هاشمی و همکاران (1393) حکایت از آن داشت که این ابزار از روایی خوبی برخوردار است و ضریب پایایی حیطه قلدری را به شیوه آلفای کرونباخ برابر 92/0 گزارش کردند. در مطالعه حاضر، از روش تحلیل عاملی تأییدی برای اطمینان از روایی سازه ابزار روابط نوجوانان همسال استفاده شد. نتایج حاکی از آن بود که مدل اندازهگیری شده تناسب خوبی با دادهها دارد (12/3 = χ2/df ,986/0 = CFI , 989/0 = TLI , 971/0 = GFI ,057/0 = RMSEA). افزون بر این، آلفای کرونباخ برای ارزیابی پایایی ابزار مذکور محاسبه شد. ضرایب آلفای کرونباخ کلی حیطه قلدری و سه خرده حیطه کلامی، اجتماعی و فیزیکی به ترتیب برابر با 90/0، 78/0، 75/0 و 76/0 بود.
ب) مقیاس هویت اخلاقی: برای ارزیابی هویت اخلاقی، از مقیاس هویت اخلاقی[43] (آکوینو و رید، 2002) استفاده شد که یک ابزار خودگزارشی 10 مادهای و متشکل از دو خرده مقیاس درونی سازی (مادههای 1، 2، 4، 7 و 10) و نمادسازی (مادههای 3، 5، 6، 8 و 9) است. مطابق با مقیاس هویت اخلاقی، ابتدا شرکتکنندگان فهرستی از 9 صفت اخلاقی شخصیت (بهعنوان مثال، مهربانی، دلسوزی، منصف و راست‌گویی) را مشاهده و می‌خوانند، سپس از آنها خواسته میشود که شخصی با چنین ویژگی‌هایی را در ذهن خود مجسم کنند و زمانی که تصویر روشنی از نحوهی تفکر، احساس و عمل این شخص بهدست آوردند، به چند سؤال در مورد اینکه چگونه این محرک‌ها با جنبه‌های خصوصی و عمومی خود-پنداره اخلاقی‌شان مرتبط هستند، پاسخ دهند. پاسخ‌دهندگان میزان موافقت خود با هر ماده را بر اساس یک طیف لیکرت هفت درجهای از 1 «کاملاً مخالفم» تا 7 «کاملاً موافقم» نمره‌گذاری میکنند. لازم به ذکر است مادههای 4 و 7 بهصورت معکوس و سایر مادهها بهطور مستقیم نمره‌گذاری میشوند. نمرههای هر دو خرده مقیاس با هم جمع و یک نمره کلی هویت اخلاقی به دست میآید که دامنه آن بین 10 تا 70 متغیر است، به‌طوری که نمرههای بالاتر نشاندهنده تأیید کلی بیشتر هویت اخلاقی است. یوسف، شهارم و کوئه[44] (2021) روایی مقیاس هویت اخلاقی را به شیوه تحلیل عامل تأییدی در نمونهای از نوجوانان مالزی مطلوب گزارش کردند (952/0 = CFI، 921/0 = TLI و 080/0 = RMSEA). بهعلاوه، پایایی این ابزار بر اساس ضریب آلفای کرونباخ برای خردهمقیاسهای درونسازی و نمادسازی به ترتیب برابر 81/0 و 85/0 تعیین شد که نشان میدهد مقیاس هویت اخلاقی از پایایی همسانی درونی قابل قبولی برخوردار است (یوسف و همکاران، 2021). اخیراً در ایران، جوکار و حق نگهدار (1395)، روایی (به روش تحلیل عاملی اکتشافی) و پایایی (ضرایب آلفای مقیاس هویت اخلاقی 74/0، خرده مقیاس درونی سازی 66/0 و خرده مقیاس نمادسازی 62/0) این مقیاس را مطلوب گزارش کردند. در این مطالعه، تحلیل عاملی تأییدی برای بررسی روایی سازه مقیاس هویت اخلاقی انجام شد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی بیانگر آن بود که شاخص روایی مقیاس هویت اخلاقی، تناسب مطلوبی را نشان میدهد (33/4 = χ2/df ,979/0 = CFI , 964/0 = TLI , 969/0 = GFI ,035/0 = RMSEA). همچنین، پایایی مقیاس مذکور با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برآورد شد. ضرایب آلفای کرونباخ برای مقیاس هویت اخلاقی و دو خرده مقیاس درونی سازی و نمادسازی به ترتیب برابر با 80/0، 65/0 و 82/0 احراز گردید.
ج) مقیاس سازوکارهای عدم التزام اخلاقی: مقیاس سازوکارهای عدم التزام اخلاقی[45] توسط بندورا و همکاران (1996) ساخته شده است که در این مطالعه برای اندازهگیری تمایل فرد به استفاده از سازوکارهای شناختی که میتواند خود-محکوم سازیهای او را از بین ببرد و بهطور معمول بهمنظور تنظیم رفتار و توجیه استفاده از رفتارهای خشن و قلدرانه آن شخص نسبت به دیگران بهکار گرفته میشوند (عدم التزام اخلاقی)، مورد استفاده قرار گرفت. این مقیاس حاوی 32 ماده است که هشت سازوکار عدم التزام اخلاقی، از جمله توجیه اخلاقی[46] (مادههای 1، 9، 17 و 25)، برچسب زدن مدبرانه[47] (مادههای 2، 10، 18 و 26)، مقایسه سودمند[48] (مادههای 3، 11، 19 و 27)، جابهجایی مسئولیت[49] (مادههای 5، 13، 21 و 29)، رهایی از مسئولیت[50] (مادههای 4، 12، 20 و 28)، بیاعتنایی به پیامدها[51] (مادههای 6، 14، 22 و 30)، نسبت دادن سرزنش[52] (مادههای 8، 16، 24 و 32) و غیرانسانی کردن[53] (مادههای 7، 15، 23 و 31) را شامل میشود. در نسخه اصلی، پاسخهای دانش آموزان با مقیاس سه گزینهای از نوع لیکرت اندازهگیری میشود. با این حال، روبیو-گری، آمور و کاراسکو[54] (2017) استدلال کرده است که با توجه به دادههای بهدست آمده از مطالعات طولی در مورد ثبات و تغییرپذیری عدم التزام اخلاقی، طیف گستردهتری از مقیاس سه گزینهای برای تغییرپذیری پاسخ به مادهها و روایی و پایایی اندازهگیری این مقیاس مناسب است. بدینسان، در این مطالعه از طیف لیکرت پنج گزینهای (1 = کاملاً مخالفم تا 5 = کاملاً موافقم) استفاده شد. دامنه پاسخها برای هر خرده مقیاس از 4 تا 20 و برای کل مقیاس از 32 تا 160 متغیر است. در نهایت، پاسخها به تمام مادهها با هم جمع میشوند تا نمره کل به دست آید که مطابق با آن نمرههای بالاتر نشاندهنده سطوح بیشتری از عدم التزام اخلاقی است. زیک و لورانت[55] (2019)، روایی مقیاس سازوکارهای عدم التزام اخلاقی را به شیوه تحلیل عامل تأییدی مناسب گزارش کردند (970/0 = CFI، 951/0 = NFI و 057/0 = RMSEA). افزون بر این، پایایی این ابزار بر اساس ضریب آلفای کرونباخ برای خردهمقیاسهای توجیه اخلاقی، برچسب زدن مدبرانه، مقایسه سودمند، جابهجایی مسئولیت، رهایی از مسئولیت، بیاعتنایی به پیامدها، نسبت دادن سرزنش و غیرانسانی کردن به ترتیب برابر 64/0، 68/0، 71/0، 67/0، 63/0، 71/0، 63/0 و 76/0 نشان داده شد (زیک و لورانت، 2019). در یک مطالعه با نوجوانان ایرانی (سوری و همکاران، 1398)، ویژگیهای روانسنجی (مانند، ساختار عاملی و روایی) نسخه فارسی مقیاس عدم التزام اخلاقی مطلوب و ضریب پایایی آن به روش آلفای کرونباخ برای کل مقیاس برابر با 84/0 گزارش شد. در مطالعه حاضر، تحلیل عاملی تأییدی برای بررسی روایی سازه مقیاس سازوکارهای عدم التزام اخلاقی انجام شد. نتایج نشان داد همه بارهای عاملی از 55/0 تا 95/0 متغیر بودند و مدل اندازهگیری شده بهطور مطلوبی با دادهها تناسب دارد (25/2 = χ2/df ,926/0 = CFI , 921/0 = TLI , 925/0 = GFI ,044/0 = RMSEA). همچنین، پایایی مقیاس مذکور با استفاده از روش آلفای کرونباخ سنجش شد. برای نمونه فعلی، ضرایب آلفای کرونباخ مقیاس کلی سازوکارهای عدم التزام اخلاقی و خرده مقیاسهای توجیه اخلاقی، برچسب زدن مدبرانه، مقایسه سودمند، جابهجایی مسئولیت، رهایی از مسئولیت، بیاعتنایی به پیامدها، نسبت دادن سرزنش و غیرانسانی کردن به ترتیب برابر با 92/0، 68/0، 67/0، 65/0، 65/0، 66/0، 77/0، 73/0 و 79/0 به دست آمد.
شیوه اجرا
این پژوهش توسط معاونت پژوهش و برنامهریزی آموزشی و کمیته اخلاق اداره آموزش و پرورش شهر کوهدشت مورد تأیید قرار گرفت. قبل از گردآوری دادهها، رضایت شرکتکنندگان اخذ شد. دانشآموزان آزاد بودند تا در هر زمان از شرکت در مطالعه خودداری کنند یا از آن انصراف دهند. ناشناس و محرمانه بودن پاسخهای آنها قبل از گردآوری دادهها مورد تأکید قرار گرفت، چراکه به تضمین کیفیت پاسخها و کاهش سوگیری مطلوبیت اجتماعی تا حدودی کمک کرد. شرکتکنندگان منتخب از هر مدرسه، ابزار را در یک کلاس آرام و بدون سروصدا در مدرسه محل تحصیل خود تکمیل کردند. وقتی کار تکمیل ابزار به پایان رسید، تمامی آنها از نظر کامل بودن مورد بررسی قرار گرفتند. تکمیل ابزار تقریباً 15 تا 20 دقیقه به طول انجامید.
دادههای گردآوری شده با استفاده از بسته آماری برای علوم اجتماعی (SPSS) نسخه 21 و برنامه تحلیل ساختارهای گشتاوری AMOS)) نسخه 24 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند. اول، همه متغیرهای مشاهده شده برای اندازهگیری اندازههای از دست رفته[56] ارزیابی شدند. هیچ مورد از دست رفتهای پیدا نشد. دوم، تحلیل عاملی تأییدی برای اطمینان از روایی سازه ابزار اجرا و مقادیر آلفای کرونباخ برای بررسی پایایی هر یک از ابزار اندازهگیری محاسبه شد. سوم، آمار توصیفی و همبستگی صفر مرتبه پیرسون روی متغیرهای اصلی مطالعه برآورد شد. چهارم، مدلیابی معادله ساختاری با روش برآورد درستنمایی بیشینه[57] برای آزمون و تعیین ضرایب مسیر مدل پیشنهادی مورد استفاده قرار گرفت. پنجم، برای برآورد و تعیین معنیداری نقش میانجیگری (اثر غیرمستقیم) از روش بوت استراپ[58] با 5000 نمونهگیری مجدد استفاده شد.
برازش مدل بر اساس چندین شاخص، از جمله آماره نسبت مجذور کای بر درجه آزادی[59] (χ2/df)، شاخص برازش تطبیقی[60] (CFI)، شاخص توکر-لوئیس[61] (TLI)، شاخص برازش افزایشی[62] (IFI)، شاخص نیکویی برازش[63] (GFI) و ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب[64] (RMSEA) با فاصله اطمینان 90/0 ارزیابی شد. برای شاخصهای CFI TLI, IFI, و GFI مقادیر بیشتر از 90/0 نشاندهنده برازش مطلوب و مقادیر بالاتر از 95/0 نشاندهنده برازش عالی است. افزون بر این، برای ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب، مقادیر 05/0 > برابر با برازش خوب، مقادیر 05/0 تا 08/0 > برابر با برازش متوسط و مقادیر 10/0 < برابر با برازش ضعیف است (کلاین، 2023).
یافتهها
شاخصهای آمار توصیفی (میانگین، انحراف معیار، کجی و کشیدگی) و ضرایب همبستگی صفر مرتبه پیرسون بین متغیرها محاسبه و در جدول 1 گزارش شده است. همانطور که مشاهده میشود، نتایج ماتریس همبستگی بیانگر آن است که بین اکثر متغیرهای مورد مطالعه رابطه وجود دارد. این یافتهها از دادههای اولیه برای بررسی آزمون مدل پیشنهادی پژوهش حمایت میکند.
جدول 1. میانگین، انحراف معیار، کجی، کشیدگی و ماتریس همبستگی بین متغیرهای اندازهگیری شده
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
|
1 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
**35/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
03/0- |
04/0- |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
**22/0- |
*10/0- |
**57/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
**35/0- |
01/0- |
**43/0 |
**63/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
*11/0- |
01/0- |
**44/0 |
**47/0 |
**52/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
7 |
**29/0- |
04/0- |
**42/0 |
**55/0 |
**68/0 |
**50/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
8 |
06/0- |
01/0- |
**56/0 |
**55/0 |
**49/0 |
**55/0 |
**52/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
9 |
*12/0- |
05/0- |
**58/0 |
**52/0 |
**50/0 |
**50/0 |
**54/0 |
**62/0 |
- |
|
|
|
|
|
10 |
*10/0- |
01/0 |
**40/0 |
**46/0 |
**47/0 |
**66/0 |
**55/0 |
**53/0 |
**49/0 |
- |
|
|
|
|
11 |
**20/0- |
**24/0- |
**26/0 |
**22/0 |
**13/0 |
*13/0 |
**20/0 |
**17/0 |
**26/0 |
**23/0 |
- |
|
|
|
12 |
**28/0- |
**21/0- |
**18/0 |
**22/0 |
**23/0 |
**20/0 |
**26/0 |
**18/0 |
**23/0 |
**26/0 |
**74/0 |
- |
|
|
13 |
**35/0- |
**19/0- |
07/0 |
**22/0 |
**26/0 |
*13/0 |
**26/0 |
**14/0 |
**19/0 |
**22/0 |
**60/0 |
**73/0 |
- |
|
میانگین |
74/28 |
03/24 |
93/9 |
52/8 |
46/7 |
83/9 |
39/9 |
74/7 |
72/9 |
54/9 |
32/8 |
27/7 |
60/7 |
|
انحراف معیار |
08/6 |
91/7 |
62/3 |
07/3 |
04/3 |
39/3 |
34/3 |
28/3 |
08/3 |
43/3 |
91/3 |
75/2 |
10/3 |
|
کجی |
78/0- |
44/0- |
32/0 |
68/0 |
87/0 |
30/0 |
22/0 |
89/0 |
19/0 |
38/0 |
61/0 |
57/0 |
64/0 |
|
کشیدگی |
42/0- |
72/0- |
45/0- |
25/0 |
48/0 |
16/0- |
44/0- |
25/0 |
07/0- |
30/0- |
79/0 |
81/0 |
18/0 |
|
حداقل نمره |
12 |
5 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
6 |
6 |
6 |
|
حداکثر نمره |
35 |
35 |
20 |
19 |
19 |
20 |
20 |
19 |
20 |
20 |
31 |
27 |
22 |
*p < 05/0, **p < 01/0
1 = هویت اخلاقی درونی سازی، 2 = هویت اخلاقی نمادسازی، 3 = توجیه اخلاقی، 4 = برچسب زدن مدبرانه، 5 = مقایسه سودمند، 6 = جابهجایی مسئولیت، 7 = رهایی از مسئولیت، 8 = بیاعتنایی به پیامدها، 9 = نسبت دادن سرزنش، 10 = غیرانسانی کردن، 11 = قلدری کلامی، 12= قلدری اجتماعی، 13 = قلدری فیزیکی
بهمنظور بررسی مدل پیشنهادی پژوهش، از رویکرد مدلیابی معادله ساختاری استفاده شد. قبل از انجام تحلیل اصلی، مفروضههای زیربنایی مدلیابی معادله ساختاری، از جمله دادههای پرت تک متغیری و چندمتغیری، نرمال بودن تک و چندمتغیری و همخطی چندگانه[65] مورد بررسی قرار گرفتند (کلاین، 2023). با استفاده از نمودارهای جعبهای[66]، 7 مورد داده تک متغیری شناسایی شد، اما هیچیک از آنها بهاندازه کافی غیرمعمول یا افراطی نبودند که نیاز به حذف آنها باشد. دادههای پرت چندمتغیری نیز با محاسبه فاصله مهالانوبیس[67] (001/0 > p) غربالگری شدند. نتایج نشان داد مقدار فاصله مهالانوبیس دادههای هیچ شرکتکنندهای بزرگتر یا مساوی مقدار 467/18 نبود که این یافته بیانگر فقدان دادههای پرت چندمتغیری است. افزون بر این، نرمال بودن تک متغیری به کمک برآورد مقادیر کجی و کشیدگی ارزیابی شد. برونداد کجی و کشیدگی در جدول 1 نشان داده شده است. همانطور که مشاهده میشود، برای متغیرهای مورد مطالعه، مقدار کجی در دامنه 2± و اندازه کشیدگی در دامنه 7± قرار دارند که بر اساس این آمارهها نرمال بودن توزیع نمرهها تأیید میشود (میرز، گامست و گوارینو[68] 2016). نرمال بودن چندمتغیری نیز با استفاده از ضریب مردیا[69] اندازهگیری و مورد تأیید قرار گرفت، چراکه ضریب مردیا (886/2) و نسبت بحرانی (112/2) بهدست آمده در این مطالعه کوچکتر از 4 است (میرز و همکاران، 2016).
بهعلاوه، همخطی چندگانه متغیرهای پیشبین از طریق آماره تحمل[70] و عامل تورم واریانس[71] بررسی شد. نتایج بیانگر آن بود که مقادیر حاصل از آماره تحمل (بزرگتر از 10/0) و عامل تورم واریانس (کوچکتر از 10) در دامنه پذیرش قابل‌قبول قرار دارند که نشاندهنده عدم وجود همخطی چندگانه بین متغیرهای پژوهش است. پس از کسب اطمینان از رعایت مفروضههای مدلیابی معادله ساختاری، برازش مدل پیشنهادی با روش برآورد درستنمایی بیشینه مورد آزمون قرار گرفت. جدول 2، خلاصهای از شاخصهای برازش را نشان میدهد.
جدول 2. شاخصهای برازش مدل فرضی پژوهش
|
مدل |
χ2/df |
CFI |
TLI |
IFI |
GFI |
RMSEA |
|
مدل پیشنهادی |
04/4 |
927/0 |
914/0 |
928/0 |
917/0 |
041/0 |
|
معیار برش (کلاین، 2023) |
3 > خوب، 5 > قابل‌قبول |
95/0 < عالی، 90/0 < خوب |
05/0 > خوب، 05/0 تا 08/0 > متوسط و 10/0 < ضعیف |
|||
همانطور که در جدول 2 مشاهده میشود، نتایج حکایت از آن دارد که مدل پیشنهادی پژوهش از برازش مناسبی با دادهها برخوردار است (04/4 = χ2/df ,927/0 = CFI ,914/0 = TLI ,928/0 = IFI ,917/0 = GFI ,041/0 = RMSEA)؛ بدینسان، میتوان گفت مدل پیشنهادی بهعنوان مدل نهایی این مطالعه تأیید شد. ضرایب استاندارد برای مدل پیشنهادی در نمودار 2 نشان داده شده است.
نمودار 2. مدل پیشنهادی رابطه علّی بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان ایرانی با میانجیگری عدم التزام اخلاقی
همچنین، جدول 3، ضرایب استاندارد مسیرهای مستقیم ارائه شده در نمودار 2 را نشان میدهد. با بررسی تحلیلهای مسیرهای مستقیم، مشاهده میشود که هویت اخلاقی به قلدری (37/0- = β) و عدم التزام اخلاقی (27/0- = β) بهطور منفی و معنیدار میباشند. علاوه بر این، عدم التزام اخلاقی به قلدری (23/0 = β) بهطور مثبت و معنیدار است. این مقادیر نشان میدهند که 07/0 از واریانس عدم التزام اخلاقی مربوط به هویت اخلاقی و 24/0 از واریانس قلدری مربوط به پیشبینی کنندههای هویت اخلاقی، عدم التزام اخلاقی و مقدار خطا میباشد.
جدول 3. ضرایب استاندارد مسیرهای مستقیم مدل پیشنهادی
|
متغیر |
مسیر |
متغیر |
ضرایب مسیر استاندارد شده |
خطای معیار |
نسبت بحرانی |
سطح معنیداری |
|
هویت اخلاقی |
قلدری |
37/0- |
07/0 |
46/4- |
001/0 |
|
|
هویت اخلاقی |
|
عدم التزام اخلاقی |
27/0- |
05/0 |
51/3- |
001/0 |
|
عدم التزام اخلاقی |
|
قلدری |
23/0 |
08/0 |
73/3 |
001/0 |
از سوی دیگر، برای آزمون معنیداری آماری اثر میانجی عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان، از روش بوت استراپ با 5000 نمونهگیری مجدد در فاصله اطمینان 95/0 استفاده شد. کلاین (2023)، اظهار میدارد اگر دامنه برآوردهای حد پایین و حد بالا از صفر عبور نکند، اثر غیرمستقیم معنیدار در نظر گرفته میشود. بر این اساس، نتایج نشان داد که تأثیر غیرمستقیم هویت اخلاقی بر قلدری از طریق عدم التزام اخلاقی، منفی و معنیدار است (حد پایین 113/0- و حد بالا 016/0- = فاصله اطمینان 95/0,051/0- = β). بنابراین، از آنجایی که تأثیر مستقیم هویت اخلاقی بر قلدری با وجود میانجیگری نیز معنیدار بود (37/0- = β)، میتوان متذکر شد عدم التزام اخلاقی بهطور جزئی رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری را میانجیگری میکند. خلاصه تحلیل میانجیگری (اثر غیرمستقیم) در جدول 4 ارائه شده است.
جدول 4. تجزیه و تحلیل اثر غیرمستقیم (میانجیگری)
|
رابطه |
اثر غیرمستقیم |
فاصله اطمینان |
سطح معنیداری |
همبستگی |
|
|
حد پایین |
حد بالا |
||||
|
هویت اخلاقی به قلدری از طریق عدم التزام اخلاقی |
051/0- |
113/0- |
016/0- |
001/0 |
جزئی |
تعداد نمونهگیری مجدد بوت استرپ = 5000 بار
بحث و نتیجهگیری
قلدری رفتار ضداجتماعی مخاطرهآمیزی است که در مدارس سراسر جهان وجود دارد. با اینکه تحقیقات در مورد قلدری بسیار کارساز بوده است، هنوز شکافهای زیادی در ادبیات وجود دارد که باید برای درک و کاهش قلدری مورد توجه قرار گیرند. در واقع، تحقیقات کنونی بهاندازه کافی اهمیت نسبی عوامل اخلاقی را در رفتار قلدرانه نوجوانان بررسی نکردهاند. برای پرداختن به این شکاف و کسب بینشهای بیشتر در این حوزه از دانش، مطالعه حاضر به مسئله اجتماعی خطیر و فراگیر قلدری نوجوانان با بررسی نقش هویت اخلاقی و عدم التزام اخلاقی که ممکن است بازدارنده و برانگیزاننده ارتکاب قلدری باشند، پرداخت. بهطور خاص، با اتخاذ مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی (آکوینو و رید، 2002) و نظریه شناختی-اجتماعی بندورا در مورد عاملیت اخلاقی (بندورا، 2016)، ارتباط بین هویت اخلاقی، عدم التزام اخلاقی و قلدری در بین نوجوانان مورد بررسی قرار گرفت. مهمتر از آن، نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان مورد آزمون قرار گرفت. علاوه بر این، برخلاف بسیاری از ادبیات که بر رفتار قلدری نوجوانان غربی متمرکز بودهاند، این مطالعه با نوجوانان ایرانی بهعنوان شرکتکننده انجام شد. اهمیت و پیامدها برای نظریه، تحقیق و کاربست، به تفضیل در زیر مورد بحث قرار گرفته است.
یک یافته مهم و مستقیم این بود که هویت اخلاقی بهطور منفی و معنیداری، قلدری را پیشبینی کرد. این یافته را میتوان بر مبنای مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی آکوینو و رید (2002) توضیح داد. بر اساس این دیدگاه، افرادی که هویت اخلاقی را مهمتر از احساس خود میدانند، انگیزه بیشتری برای اخلاقی بودن پیدا میکنند و از لحاظ شناختی برای پردازش در موقعیت‌ها و زمینههای مختلف، طرحوارههای اخلاقی مرتبطتری دارند. به این ترتیب، هویت اخلاقی بهعنوان یک منبع مهم انگیزش اخلاقی، میتواند منجر به هماهنگی بیشتر بین اصول اخلاقی و رفتارهای اخلاقی فرد شود. در نتیجه، ارزش نهادن به ویژگیهای اخلاقی و شخصیت اخلاقی به‌مثابه مهم‌ترین خصوصیت خود، ممکن است نوجوانان را به اجتناب از اقدامات غیراخلاقی، از جمله قلدری، تشویق کند. در یک توجیه دیگر، میتوان چنین بیان داشت که هویت اخلاقی نقش خودتنظیمی را در حفظ تصویر اخلاقی فرد از خود (خودانگاره) ایفا میکند. بنابراین، هنگامی که نوجوانان در مدرسه علاقهمند به نشان دادن رفتارهای قلدرانه هستند، آنهایی که هویت اخلاقی بالاتری دارند، تفاوتهای بیشتری بین تصاویر اخلاقی موجود و آیده آل خود احساس میکنند و فشار روانی بزرگتری را تحمل کرده که به‌نوبه خود، مانع ارتکاب رفتارهای قلدری آنها میشود (پاتریک و همکاران، 2019). این یافته همخوان با کارهای قبلی (تنگ و همکاران، 2022؛ وانگ و همکاران، 2020)، یکی از معدود پژوهشهای تجربی است که بهطور سازمانیافته نشان میدهد نوجوانان با سطوح بالایی از هویت اخلاقی، کمتر دیگران را مورد آزار و اذیت قرار میدهند.
از طرف دیگر، نتایج نقش منفی و معنیدار هویت اخلاقی را در پیشبینی عدم التزام اخلاقی برجسته کرد، یعنی اینکه هویت اخلاقی بالاتر بهطور مستقیم و منفی با عدم التزام اخلاقی مرتبط است. این یافته اهمیت هویت اخلاقی را بهعنوان پیشایند و بازدارنده عدم التزام اخلاقی نشان میدهد و با مطالعات قبلی همسو است (هاردی و همکاران، 2015؛ دترت و همکاران، 2008؛ آکوینو و همکارانش، 2007). از دیدگاه مدل شناختی-اجتماعی هویت اخلاقی (آکوینو و رید، 2002)، یک توضیح احتمالی برای یافته فعلی این است فردی که به خود از نظر نگرانیها و تعهدات اخلاقی فکر میکند و اخلاقمداری را برای خودپنداره خود مهم و اساسی در نظر میگیرد، کمتر احتمال دارد از لحاظ اخلاقی به شیوههایی که آسیب به دیگران را به حداقل می‌رساند یا به اشتباه تعبیر میکند (مانند، نسبت دادن سرزنش و غیرانسانی کردن)، بپردازد. با این حال، این یافته در تضاد با بحثهای عدم التزام اخلاقی توسط بندورا (2016) است. بندورا (2016) اظهار میدارد عدم التزام اخلاقی شیوهای است برای افرادی که می‌خواهند خود را اخلاقی ببیند تا بتوانند دست به اعمال غیراخلاقی بزنند و در عین حال، احساس هویت اخلاقی خود را حفظ کنند. بنابراین، از نظر بندورا (2016)، هویت اخلاقی تحت تأثیر عدم التزام اخلاقی است و عدم التزام اخلاقی متأثر از موقعیت است. در مقابل، یافتههای تجربی فعلی از این دیدگاه حمایت میکند که عدم التزام اخلاقی تحت تأثیر هویت اخلاقی است، چراکه هویت اخلاقی بهصورت منفی عدم التزام اخلاقی را پیشبینی کرد. علیرغم نتایج فوقالذکر، این رابطه به‌وضوح حوزهای است که نیاز به وارسی بیشتری دارد و تحقیقات آینده برای روشن شدن بیشتر این نقشها مورد نیاز میباشد.
یکی دیگر از یافتههای اساسی این بود که عدم التزام اخلاقی بهطور مثبت و معنیدار، قلدری را پیشبینی کرد. این یافته، همسو با مطالعات قبلی (هاردی و همکاران، 2015)، نقش مهم عدم التزام اخلاقی را در زمینه ارتکاب قلدری نوجوانان برجسته میکند. بر اساس نظریه شناختی-اجتماعی عاملیت اخلاقی بندورا (2016)، افرادی که درگیری قلدری هستند، بیشتر احتمال دارد که از سازوکارهای عدم التزام اخلاقی استفاده کنند تا هنگام آسیب رساندن به دیگران، احساس خود-محکومسازی و عیبجویی از خود را تجربه نکنند. در واقع، مرتکبین قلدری، اعمال پرخاشگرانه و غیراخلاقی را با عدم التزام به استانداردهای اخلاقی (مانند، مقایسه سودمند یا رهایی از مسئولیت)، توجیه میکنند و با تجربه کردن احساس گناه یا شرم کمتر در ارتباط با ارتکاب زورگویی، بیشتر درگیر رفتارهای قلدری میشوند. شایان توجه است که این موضوع میتواند بهویژه مشکلساز باشد، چراکه مانع از هرگونه انگیزه مشخصی برای تغییر رفتار میشود، در نتیجه احتمال تکرار آن رفتار (قلدری) را بیشتر میکند. بهطور کلی، مطالعه حاضر حمایتهای بیشتری برای این مفهوم فراهم میکند که تمایل نوجوانان به تأیید باورهای اخلاقی بدون التزام در مورد پرخاشگری و قلدری نسبت به دیگران با خطر مشارکت داشتن آنها در ارتکاب قلدری مرتبط است.
در نهایت، نتایج حاصل از مدلیابی معادله ساختاری نشان داد که عدم التزام اخلاقی تا حدی واسطه ارتباط بین هویت اخلاقی و قلدری است. این یافته حاکی از آن است نوجوانانی که اصول اخلاقی آنها برای خودشان مهمتر است (هویت اخلاقی)، با فعال کردن بیشتر شناختهای اخلاقی خود (مانند، ارزیابی احتمال آسیب)، کمتر در معرض سازوکارهای عدم التزام اخلاقی قرار میگیرند که به آنها اجازه میدهند رفتار قلدرانه خود را توجیه و مقبول کنند و در نتیجه، به میزان کمتری مرتکب رفتار قلدری میشوند (دترت و همکاران، 2008؛ آکوینو و رید، 2007). این یافتهها همچنین تأیید میکند که عدم التزام اخلاقی میتواند بهعنوان پلی در ارتباط دادن هویت اخلاقی به ارتکاب قلدری نوجوان عمل کند. به عبارت دیگر، هویت اخلاقی به‌مثابه یک ویژگی فردی مطلوب، احتمال این را کاهش میدهد که نوجوانان یک شخصیت اخلاقی ضعیف، مانند عدم التزام اخلاقی پیدا کنند که به‌نوبه خود، امکان قلدری آنها به دیگران را کاهش میدهد (وانگ و همکاران، 2020). با توجه به دانش فعلی، پژوهش حاضر اولین مطالعهای است که بهطور تجربی شواهدی مبنی بر نقش میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان در سطح ملی و بینالمللی ارائه و مستند میکند و کارهای قبلی (وانگ و همکاران، 2017؛ سولنیر و کرتناور، 2023) را گسترش میدهد.
این مطالعه، پیامدهای نظری و عملی مهمی برای پیشگیری و مداخله در ارتکاب قلدری نوجوانان دارد. از دیدگاه نظری، این پژوهش، دانش ارزشمند در ادبیات مربوط به قلدری نوجوانان را با تأیید اثر میانجیگری عدم التزام اخلاقی در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری گسترش داد. این نتایج میتواند به درک عمیقتر از اینکه چگونه هویت اخلاقی بهصورت مستقیم و از طریق میانجیگری عدم التزام اخلاقی بر قلدری نوجوانان تأثیر میگذارد، کمک کند. از دیدگاه عملی، مطالعه حاضر دو رویکرد ممکن را پیشنهاد میکند که اولیای امور، مددکاران اجتماعی، روانشناسان مدرسه، مشاوران، والدین و معلمان، میتوانند از آنها برای کاهش قلدری در بین نوجوانان استفاده کنند. راهبرد اول این است که یافتهها نیاز به گنجاندن یک مؤلفه اخلاقی در مداخلات مبتنی بر پیشگیری و کاهش قلدری را برجسته میسازند. این موضوع را میتوان با افزودن بخشها یا مراحل خاص به مداخلات مبتنی بر شواهد موجود، مانند برنامه پیشگیری از قلدری اولویس[72] (اولویس و لیمبر[73]، 2010) یا مداخلات و حمایتهای رفتاری مثبت[74] (برادشاو[75]، 2013) حاصل کرد. این برنامههای مداخلهای جامع، در حال حاضر شامل فعالیتهایی است که باید در هر کلاس یا گروههای کوچکی از همکلاسیها اجرا شود و به‌راحتی میتوان آنها را برای گنجاندن بخشها و محتوای اخلاقی، تطبیق داد؛ به‌صورتی که در این برنامهها به دانشآموزان پیامهای روشنی در مورد استانداردهای اخلاقی ارائه میشود که صراحتاً غیرقابل بودن قلدری را تحت هر شرایطی بیان میکند. راهبرد دوم برای کاهش قلدری در بین نوجوانان، بهبود هویت اخلاقی است. در واقع، با توجه به نقش پیشگیرانه و پیشایندی هویت اخلاقی که در این مطالعه پدیدار شد، مدارس باید رشد فرهنگی را که به رشد هویت اخلاقی نوجوانان کمک میکند، مورد توجه قرار دهند و بر اهمیت «یک فرد خوب» و ارتقاء آن بهعنوان یک مؤلفه اصلی هویت خود، ارزشگذاری کنند. بنابراین، آموزشهای اخلاق محور در مدارس باید بر تقویت هویت اخلاقی برای جلوگیری از قلدری در بین نوجوانان تأکید کند. رهنمودهای بیشتر برای کاربست روشهای ارتقای هویت اخلاقی توسط برنامه آموزش اخلاقی ناروائز و بوک[76] (2014) ارائه شده است که شامل (الف) برقراری رابطه دلسوزانه و محبت‌آمیز با هر نوجوان، (ب) ایجاد جَو (فضای) حمایتگر پیشرفت و شخصیت اخلاقی، (ج) آموزش مهارت‌های اخلاقی از نظر حساسیت اخلاقی، قضاوت اخلاقی، تمرکز اخلاقی و عمل اخلاقی و (د) پرورش خود آفرینندگی[77] و خودتنظیمی نوجوان است.
در کنار بینشهای ایجاد شده در این مطالعه، محدودیتهایی وجود دارد که باید در هنگام تفسیر یافتهها مورد توجه قرار گیرد. اول، دادهها از طریق ابزار خودگزارشی گردآوری شدند. تکیه بر دادههای خودگزارشی ممکن است منجر به مشکلاتی، مانند سوگیری مطلوبیت اجتماعی[78] شود. بنابراین، اطلاعات حاصل از روشهای اندازهگیری دیگر (نظیر، مشاهده یا مصاحبه) با منابع اطلاعاتی مختلف (مثل، همسالان، والدین و معلمان) باید در مطالعات آینده مورد استفاده قرار گیرند تا بتوان شواهد منسجم و قابلاطمینانتری را ارائه داد. دوم، ماهیت مطالعه حاضر مقطعی و از نوع همبستگی است که تنها امکان آزمون این روابط را بر مبنای نظری ممکن میسازد و هیچ نتیجهگیری و استنباط علّی از روابط بین متغیرهای مورد مطالعه را ترسیم نمیکند. مطالعات آتی باید از طرحهای آزمایشی و طولی استفاده کنند تا امکان استنتاج روابط علّی بین متغیرهای مورد بررسی و تأیید قابلیت اطمینان و اثربخشی یافتههای کنونی فراهم شود. سوم، عدم التزام اخلاقی فقط بهعنوان یک میانجیگر جزئی و نه کامل در رابطه بین هویت اخلاقی و قلدری نوجوانان تلقی شد. از اینرو، سایر متغیرهای میانجیگر و تعدیل‌کننده فردی و زمینهای (مانند، همدلی، هیجانات اخلاقی، محیط مدرسه و روابط با همسالان) باید در این رابطه در نظر گرفته شوند تا درک جامعی از رفتارهای قلدری به دست آید.
تقدیر و تشکر
بدینوسیله از تمامی دانشآموزان و دستاندرکاران مدارس (مدیران و معلمان) و آموزش و پرورش شهرستان کوهدشت که با شکیبایی و اشتیاق در این پژوهش مشارکت و همکاری داشتند، کمال تشکر و قدردانی به عمل میآید.
[1]. bullying
[2]. Imuta
[3]. Yosep, Hikmat & Mardhiyah
[4]. physical
[5]. verbal
[6]. relational
[7]. cyberbullying
[8]. Thornberg
[9]. Newman, Alexander & Rovers
[10]. Vaillancourt, Brittain, Farrell, Krygsman & Vitoroulis
[11]. Celik, Hopkins & O'Reilly
[12]. moral identity
[13]. Teng, Yang, Stomski, Nie & Guo
[14]. Patrick, Rote, Gibbs & Basinger
[15]. social-cognitive
[16]. Aquino & Reed
[17]. Boegershausen
[18]. Dawson, Han & Choi
[19]. Erikson
[20]. internalization
[21]. symbolization
[22]. Rahman, Hanum & Firdaus
[23]. Saulnier & Krettenauer
[24]. Freeman, Lim & Felps
[25]. Wang
[26]. Pozzoli & Gini
[27]. Killer
[28]. moral disengagement
[29]. Kokkinos & Kipritsi
[30]. moral agency
[31]. Bandura
[32] .Gao, Li & Wu
[33]. Detert, Trevino & Sweitzer
[34] .Hardy, Bean & Olsen
[35]. Structural Equation Modeling (SEM)
[36] .Kline
[37]. Adolescent Peer Relations Instrument (APRI)
[38]. Parada
[39]. victimization
[40]. Marsh
[41] .Gascon-Canovas, Russo de Leon, Cozar Fernandez & Heredia Calzado
[42] .Carter, van der Watt & Esterhuyse
[43] .Moral Identity Scale
[44]. Yusoff, Shaharum & Kueh
[45] .Mechanisms of Moral Disengagement Scale (MMDS)
[46] .moral justification
[47] .euphemistic language
[48] .advantageous comparison
[49] .displacement of responsibility
[50] .diffusion of responsibility
[51] .distorting consequences
[52] .attribution of blame
[53] .dehumanization
[54]. Rubio-Garay, Amor & Carrasco
[55]. Zych & Llorent
[56]. missing
[57]. Maximum Likelihood Estimation
[58]. bootstrapping
[59]. chi-square statistic divided by degrees of freedom
[60]. Comparative Fit Index
[61]. Tucker–Lewis Index
[62]. Incremental Fit Index
[63]. Goodness-of-Fit Index
[64]. Root Mean Square Error of Approximation
[65]. multicollinearity
[66]. box plots
[67]. Mahalanobis distance
[68]. Meyers, Gamst & Guarino
[69]. Mardia’s coefficient
[70]. Tolerance
[71]. Variance Inflation Factor (VIF)
[72]. Olweus Bullying Prevention Program
[73]. Olweus & Limber
[74]. Positive Behavioral Interventions and Supports
[75]. Bradshaw
[76]. Narvaez & Bock
[77]. self-authorship
[78]. social desirability bias
- بابایی، ابوالفضل؛ واحدی، شهرام؛ ایمان زاده، علی و ادیب، یوسف (1399). اثربخشی آموزش مهارت حساسیت اخلاقی بر کاهش مکانیسم بی‌تفاوتی اخلاقی و ارتکاب قلدری نوجوانان. پژوهشهای روانشناسی اجتماعی، 10(37)، 139-123.
- جوکار، بهرام و حقنگهدار، مریم (1395). رابطهی هویت اخلاقی با بیصداقتی تحصیلی: بررسی نقش تعدیلی جنسیت. مجلهی مطالعات آموزش و یادگیری، 8 (2)،162-143.
- درزی، محم؛ یعقوبی، ابوالقاسم و رشید، خسرو (1400). رابطه پیوند با مدرسه و شایستگی اجتماعی با قلدری دانش آموزان با نقش میانجی همدلی. فصلنامه پژوهشهای نوین روانشناختی، 16 (62)، 17-1.
- دهقانی، شهلا و خرمائی، فرهاد (1400). رابطه منش‌های اخلاقی و پرخاشگری در دانشجویان: نقش واسطه‌ای هیجانات شرم و گناه. پژوهشهای روانشناسی اجتماعی. 11(44)، 72-47.
- رحمتی، صمد؛ شهنی ییلاق، منیجه؛ عالیپور، سیروس؛ رشنو، عبدالرضا و مکتبی، غلامحسین (1400). شیوع شناسی و بررسی عوامل خطرساز و حفاظت کننده فردی مزاحمت سایبری. فصلنامه پژوهشهای اطلاعاتی و جنایی، 16(4)، 188-159.
- سوری، حسین؛ کدیور، پروین؛ کرامتی، هادی و حسنآبادی، حمیدرضا (1398). بررسی ساختار عاملی، پایایی و روایی نسخه فارسی مقیاس عدم درگیری اخلاقی. دو فصلنامه راهبردهای شناختی در یادگیری، 7(12)، 32-17.
- عبدالمحمدی، کریم؛ غدیری، فرهاد و محمدزاده، علی (1402). پیشبینی پرخاشگری سایبری بر اساس همدلی، بی‌تفاوتی اخلاقی و نشخوار خشم در نوجوانان. پژوهشهای روانشناسی اجتماعی. 13(50)، 30-15.
- هاشمی، فرزانه سادات؛ کارشکی، حسین؛ طاطاری، یونس و حسینی، مجتبی (1393). رواسازی و اعتباریابی مقیاس سنجش روابط نوجوانان همسال (APRI) در نوجوانان شهر مشهد. پژوهشهای کاربردی در روانشناسی تربیتی، 1(2)، 61-46.
- Aquino, K., & Reed, A. (2002). The self-importance of moral identity. Journal of Personality and Social Psychology, 83(6), 1423-1440.
- Aquino, K., Freeman, D., Reed, A., Lim, V. K. G., & Felps, W. (2009). Testing a social-cognitive model of moral behavior: The interactive influence of situations and moral identity centrality. Journal of Personality and Social Psychology, 97(1), 123-141.
- Aquino, K., Reed, A. II, Thau, S., & Freeman, D. (2007). A grotesque and dark beauty: How moral identity and mechanisms of moral disengagement influence cognitive and emotional reactions to war. Journal of Experimental Social Psychology, 43(3), 385-392.
- Bandura, A. (2016). Moral disengagement: How people do harm and live with themselves. Worth Publishers.
- Bandura, A., Barbaranelli, C., Caprara, G. V., & Pastorelli, C. (1996). Mechanisms of moral disengagement in the exercise of moral agency. Journal of Personality and Social Psychology, 71, 364-374.
- Boegershausen, J., Aquino, K., & Reed, A. (2015). Moral identity. Current Opinion in Psychology, 6, 162-166.
- Bradshaw, C. P. (2013). Preventing bullying through positive behavioral interventions and supports (PBIS): A multitiered approach to prevention and integration. Theory Into Practice, 52(4), 288-295.
- Carter, M., van der Watt, V.,& Esterhuyse, K. (2023). Parent and peer attachment in bullying experiences among pre-adolescents. Journal of Psychology in Africa, 33(1), 26-34.
- Celik, H. C., Hopkins, L., & O'Reilly, M. (2023). Exploring the perspectives of Turkish adolescents on bullying: A qualitative study. Psychology in the Schools, 1-15.
- Dawson, K. J., Han, H., & Choi, Y. R. (2021). How are moral foundations associated with empathic traits and moral identity? Current Psychology, 1-13.
- Detert, J. R., Trevino, L. K., & Sweitzer, V. L. (2008). Moral disengagement in ethical decision making: A study of antecedents and outcomes. Journal of Applied Psychology, 92, 374-391.
- Erikson, E. H. (1964). Insight and responsibility: Lectures on the ethical implications of psychoanalytic insight. New York: W.W. Norton.
- Finger, L., Yeung, A. S., Craven, R., Parada, R., & Newey, K. (2008). Adolescent peer relations instrument: assessment of its reliability and construct validity when used with upper primary students. Paper presented at Australian Association for Research in Education Annual Conference, Brisbane.
- Gao, L., Li, X., Wu, X., & Wang, X. (2023). Longitudinal associations among student–student relationship, moral disengagement, and adolescents’ bullying perpetration. School Psychology, 1-15.
- Gascon-Canovas, J. J., Russo de Leon, J. R., Cozar Fernandez, A., & Heredia Calzado, J. M. (2017). Cultural adaptation to Spanish and assessment of an Adolescent Peer Relationships Tool for detecting school bullying: Preliminary study of the psychometric properties. Anales de pediatria, 87(1), 9-17.
- Hardy, S. A., Bean, D. S., & Olsen, J. A. (2015). Moral identity and adolescent prosocial and antisocial behaviors: Interactions with moral disengagement and self-regulation. Journal of Youth and Adolescence, 44, 1542-1554.
- Hardy, S., Bhattacharjee, A., Reed, A., & Aquino, K. (2010). Moral identity and psychological distance: The case of adolescent parental socialization. Journal of Adolescence, 33(1), 111-123.
- Imuta, K., Song, S., Henry, J. D., Ruffman, T., Peterson, C., & Slaughter, V. (2022). A meta-analytic review on the social-emotional intelligence correlates of the six bullying roles: Bullies, followers, victims, bully-victims, defenders, and outsiders. Psychological Bulletin, 148(3), 199-226.
- Killer, B., Bussey, K., Hawes, D. J., & Hunt, C. (2019). A meta-analysis of the relationship between moral disengagement and bullying roles in youth. Aggressive Behavior, 45, 450-462.
- Kline, R. B. (2023). Principles and practice of structural equation modeling (5th ed.). New York: The Guilford Press.
- Kokkinos, C. M., & Kipritsi, E. (2018). Bullying, moral disengagement and empathy: Exploring the links among early adolescents. Educational Psychology, 38(4), 535-552.
- Marsh, H. W., Nagengast, B., Morin, A. J. S., Parada, R. H., Craven, R. G., & Hamilton, L. R. (2011). Construct validity of the multidimensional structure of bullying and victimization: An application of exploratory structural equation modeling. Journal of Educational Psychology, 103(3), 701-732.
- Meyers, L. S., Gamst, G., & Guarino, A. J. (2016). Applied multivariate research: Design and interpretation(3rd ed.). Sage Publications.
- Narvaez, D., & Bock, T. (2014). Developing ethical expertise and moral personalities. In L. Nucci & D. Narvaez (Eds.), Handbook of Moral and Character Education (2nd ed.) (pp. 140-158). New York, NY: Routledge.
- Newman, K. L., Alexander, D. S., & Rovers, J. P. (2023). Sadness, hopelessness and suicide attempts in bullying: Data from the 2018 Iowa youth survey. PloS one, 18(2), 1-18.
- Olweus, D., & Limber, S. P. (2010). The Olweus bullying prevention program: Implementation and evaluation over two decades. In S. R. Jimerson, S. M. Swearer, & D. L. Espelage (Eds.), Handbook of bullying in schools: An international perspective (pp. 377-401). Routledge/Taylor & Francis Group.
- Parada, R. (2000). Adolescent Peer Relations Instrument: A theoretical and empirical basis for the measurement of participant roles in bullying and victimization of adolescence: An interim test manual and a research monograph: A test manual. Sydney, Australia: Publication Unit, Self-Concept Enhancement and Learning Facilitation (SELF) Research Center, University of Western Sydney.
- Patrick, R. B., Rote, W. M., Gibbs, J. C., & Basinger, K. S. (2019). Defend, stand by, or join in?: The relative influence of moral identity, moral judgment, and social self-efficacy on adolescents' bystander behaviors in bullying situations. Journal of Youth and Adolescence, 48(6), 2051-2064.
- Pozzoli, T., Gini, G., & Thornberg, R. (2016). Bullying and defending behavior: The role of explicit and implicit moral cognition. Journal of School Psychology, 59, 67-81.
- Rahman, A. A., Hanum, F. F., & Firdaus, D. F. (2023). Moral identity and electronic aggression on Instagram users: Self-control as a moderating variable. Indigenous: Jurnal Ilmiah Psikologi, 8(1), 1-8.
- Rubio-Garay, F., Amor, P. J., & Carrasco, M. A. (2017). Dimensionality and psychometric properties of the spanish version of the mechanisms of moral disengagement scale (MMDS-S). Revista De Psicopatologia Y Psicologia Clinica, 22(1), 43-54.
- Saulnier, L., & Krettenauer, T. (2023). Internet impropriety: Moral identity, moral disengagement, and antisocial online behavior within an early adolescent to young adult sample. Journal of Adolescence, 95(2), 264-283.
- Teng, Z., Nie, Q., Zhu, Z., & Guo, C. (2020). Violent video game exposure and (cyber) bullying perpetration among Chinese youth: The moderating role of trait aggression and moral identity. Computers in Human Behavior, 104, 1-45.
- Teng, Z., Yang, C., Stomski, M., Nie, Q., & Guo, C. (2022). Violent video game exposure and bullying in early adolescence: A longitudinal study examining moderation of trait aggressiveness and moral identity. Psychology of Violence, 12(3), 149-159.
- Thornberg, R. (2023). Longitudinal link between moral disengagement and bullying among children and adolescents: A systematic review. European Journal of Developmental Psychology, 1-32.
- Vaillancourt, T., Brittain, H., Farrell, A. H., Krygsman, A., & Vitoroulis, I. (2023). Bullying involvement and the transition to high school: A brief report. Aggressive Behavior, 1-9.
- Wang, X., Yang, J., Wang, P., Zhang, Y., Li, B., Xie, X., & Lei, L. (2020). Deviant peer affiliation and bullying perpetration in adolescents: The mediating role of moral disengagement and the moderating role of moral identity. The Journal of Psychology, 154(3), 199-213.
- Wang, X., Yang, L., Gao, L., Yang, J., Lei, L., & Wang, C. (2017). Childhood maltreatment and Chinese adolescents’ bullying and defending: The mediating role of moral disengagement. Child Abuse & Neglect, 69, 134-144.
- Yosep, I., Hikmat, R., & Mardhiyah, A. (2023). School-based nursing interventions for preventing bullying and reducing its incidence on students: A scoping review. International Journal of Environmental Research and Public Health, 20(2), 1-13.
- Yusoff, N., Shaharum, M. H., & Kueh, Y. C. (2022). Malay version of Moral Identity Scale: A cross-cultural validation in Malaysian youth. IIUM Medical Journal Malaysia, 21(1), 1-7.
- Zych, I., & Llorent, V. J. (2019). Affective empathy and moral disengagement related to late adolescent bullying perpetration. Ethics & Behavior, 29(7), 547-556.
)