Impact of Belief in a Justice World on the Undergraduate' Ethical Voice and Proactive Responsibility-Taking Behaviors——Functional Mechanism of Moral Potency and Moral Identity

大学时期是个体道德观形成和发展的重要阶段，当代大学生道德发展状况总体向善向好，但还存在网络言行、社会公德、情感道德失范以及价值取向错位等不容忽视的问题。鉴于这些问题的危害性，管理者和研究人员有必要更好地了解、掌握如何有效激发大学生的主动性道德行为。建言和承担责任是展现主动性道德行为的关键方式。伦理建言(Ethical Voice)作为一种特殊的建言行为，是挑战并寻求改变当前不符合规范的行为、程序和政策的表达^[1]。主动担责行为(Taking Charge)作为一种主动性行为，是个体自愿而主动地优化、改进和提升其所处职位、团队或组织的工作方法和流程而采取的有建设性的行为^[2]。有研究表明：伦理建言和主动担责行为可以帮助预防不道德行为对个人及组织的潜在损害^[3]；个体伦理建言可以提升组织效能或规避组织风险^[4]；主动担责行为具有很强的利他性与利组织性，有助于提升员工的工作体验与绩效水平^[5]。伦理建言和主动担责行为具有挑战现状的特征，可能给个体带来较大风险。因此，为有效激发大学生伦理建言和主动担责行为，扩大积极效果，有必要进一步深入挖掘前因。

公正世界信念(Belief in a Just World)是个体相信自身所处的世界是公正的，在这个世界里，人们得其所得，所得即应得，即从个体内在因素出发考察其对公正的感知^[6]。秉持公正世界信念可以使个体有更强的安全感和控制感，促使个体更加灵活地应对复杂环境，促进个体对长远目标的追求，并遵循社会规范行事^[7]。有研究表明：公正世界信念存在跨情境动机效应^[8]，可以增强大学生的总体生活满意度和他们在考试情境中的诚实行为^[9]，与组织公民行为显著正相关^[10]。因此，本研究认为，公正世界信念作为个体的一种重要心理资源，可能是激发大学生伦理建言和主动担责行为的重要前因。

动机是驱动个体主动性道德行为的内在力量。根据莎伦·帕克(Sharon K.Parker)等的主动动机模型(Proactive Motivation Model)，个体的价值观会通过“有理由去做(Reason to Motivation)”“有能力去做(Can Do Motivation)”“有热情去做(Energized to Motivation)”三种主动性动机影响其主动性行为^[11]。道德潜能(Moral Potency)作为一种积极的心理资源，是个体在面临道德决策的环境中有能力采取行动达到目的并有勇气面对挑战的信念^[12]，包含道德所有权(Moral Ownership)、道德效能(Moral Efficacy)和道德勇气(Moral Courage)三个方面，分别代表了以上三种主动性动机。因此，本研究将探讨公正世界信念是否会通过道德潜能的中介作用，进而对大学生的伦理建言和主动担责行为产生积极影响。

主动动机模型还认为，个体的主动性动机和行为的激发过程，会受到个体差异或人格特质的影响。道德认同(Moral Identity)作为一组与道德相关的重要特质(如诚实、善良、乐于助人等)，对个体的自我图式或概念会有重要影响^[13]，反映了道德特质在个体自我评价中的重要程度^[14]。在理解个体道德行为过程中，道德认同扮演着重要角色。根据社会认知理论(Social Cognitive Theory)，道德认同在个体行为的形成过程中起着重要的规范作用，有利于个体的自我约束和对不道德行为的抑制^[15]。个体对道德标准的认可程度越高，道德价值就越重要，个体管理自身道德行为就越有效^[16]。这表明道德认同可能对个体公正世界信念与道德潜能之间的关系产生调节作用。因此，本研究将探讨道德认同是否会调节公正世界信念与伦理建言、主动担责行为之间的关系，是否会调节道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为关系之间的中介效应。

伦理建言和主动担责行为是两种相关而又不同的主动性道德行为^{[3, 17]}，伦理建言侧重于口头提出改善道德状况和挑战现状的想法^[18-19]。然而，个体要表现出这种主动性道德行为，可能既具有挑战性又令人生畏，因为直言不讳和主动担责行为往往会带来风险^[20]。

公正世界信念作为个体的重要心理资源，对个体自身具有重要的适应性功能。社会生态学理论(Socioecological Theory)认为，个体的行为受到个人和环境因素的共同影响。公正世界信念可以显著正向预测大学生社会责任感^[21]；员工建言行为受到公正世界信念的显著正向影响^[22-23]；个人公正世界信念可以显著正向预测个体的助人意愿^[24]。持有高公正世界信念的个体，更倾向于采取积极的想法和态度解决问题^[25]；会在一定程度上高估他人的亲社会行为，进而容易受到亲社会行为的影响而表现得更加利他^[26]；如果有人寻求帮助，当有能力和信心提供帮助时，他们更意愿表现出亲社会行为^[27]。另外，个体的不公正感越强烈，就越可能参与不道德行为^[28]。因此，提出假设：

H1a：公正世界信念正向影响伦理建言。

H1b：公正世界信念正向影响主动担责行为。

道德潜能作为推动个体将道德认知转化为道德动机与行为的能力集合，其特征是个体对所处环境道德方面的归属感，能够增强个体实现道德目标的信念，以及在逆境中恪守道德并有坚持不懈的勇气^[12]。本研究在主动动机模型的基础上，提出公正世界信念可以通过影响大学生的三种主动性动机，进而激发其表现出较多的伦理建言和主动担责行为。

首先，公正世界信念可以激发个体的“有能力去做”的动机，进而增强其道德效能感，由此让其表现出较多的伦理建言和主动担责行为。道德效能感是个体面对道德困境时，对自己去组织和调动动机、认知资源、手段和行为过程以实现既定道德目的能力的信念^[29]。有研究证实，个体的道德效能感越高，其越愿意表现组织公民行为和按组织规定行事，并越愿意指出组织存在的不道德现象^[30]。个体对道德行为的支持感越高，在面对组织利益和道德困境矛盾时，其道德信念越强，也更有动机和能力解决不道德行为带来的利益诱惑^[31]，进而有助于减少不道德行为^[32]。道德潜能促进了道德判断转化为道德行为。

其次，公正世界信念可以激发个体的“有理由去做”的动机，进而增强其道德所有权，由此让其表现出较多的伦理建言和主动担责行为。道德所有权是个体对自身、他人及组织产生道德责任感，并认为自己有责任采取行动影响周围环境的道德水平^[12]。可以帮助个体在实施道德相关行为前进行责任判定，使其认识到自己需要逐步采取适当的行动^[33]。当道德(价值观、责任感等)处于个体身份中心地位时，个体将产生道德所有权，进而产生强烈的动机，并促使其按这些道德标准行事，建立自我一致性^[12]。因此，具有较高道德所有权的个体面对道德困境时，较少产生道德脱离，而是更有可能参与其中。

最后，公正世界信念可以激发个体的“有热情去做”的动机，进而增强其道德勇气，由此让其表现出较多的伦理建言和主动担责行为。道德勇气是个体感到坚持道德原则存在困难时，能够使之抵抗压力、坚持自己的原则和行为模式的能力^[29]；是影响个体是否采取道德行为的关键因素；能够为个体提供内在动力，并促进道德行为产生^[34]。有研究发现，个体的道德勇气与道德行为显著正相关^[29]；个体的道德勇气越高，其越容易采取道德行为^[35]；当个体面对需要违背道德规范获得利益时，道德勇气高的个体通常能恪守道德标准，并倾向于采取道德行为^[36]。

基于以上分析提出假设：

H2a：道德潜能在公正世界信念与伦理建言的正向关系之间起中介作用。

H2b：道德潜能在公正世界信念与主动担责行为的正向关系之间起中介作用。

道德认同是由一组与道德相关的个性特征(如诚实、善良、乐于助人等)所建构的自我图式^{[13, 37]}，作为一种自我调节机制规范个体行为并激发道德行为^[38]。一般而言，具有较高道德认同的个体具有较高的道德标准^[39]。从班杜拉关于道德的社会认知理论的角度看，对具有高水平道德认同的个体而言，道德认同与规范在其自我概念和图式中有着极其重要的意义。有研究表明，高道德认同者更倾向于激活道德自我调节功能，更重视自我道德承诺，且更容易抑制违反道德规范的认知和行为，从而使行为和道德标准保持一致^[40-41]。因此，高道德认同的个体在认知过程中会较多地运用道德规范进行自我调节，进而更好地理解自身所处世界公平正义的意涵和重要性，促使其相信自己有更多理由、能力和热情去主动实践道德行为，进而展现较多的伦理建言和主动担责行为。相反，对低水平道德认同的个体而言，由于其自我概念和图式中的道德机制无法被轻易启动或触发，他们可能不会很好地理解自身所处世界公平正义的意涵和重要性，因此不会认为展现伦理建言和主动担责行为是多么的重要。据此假设：

H3a：道德认同在公正世界信念与伦理建言的正向关系之间起调节作用。

H3b：道德认同在公正世界信念与主动担责行为的正向关系之间起调节作用。

根据假设H2a和H2b的论述，如果个体的公正世界信念可以强化其道德潜能，进而激发其伦理建言和主动担责行为，那么该间接影响过程是否会受到其他因素的调节作用呢？从主动动机模型来看，就主动性道德行为的形成过程而言，个体的道德认同差异可能是影响该影响过程的重要因素。结合H3a和H3b的分析，本研究推测道德认同能够调节公正世界信念与道德潜能之间的关系。高道德认同的个体为恪守其自身道德准则，保持自身道德认知与道德行为的一致性，其道德潜能受公正世界信念的影响较强。对低道德认同的个体而言，公正世界信念对其道德潜能的影响较弱。根据上述分析，提出假设：

H4：道德认同在公正世界信念与道德潜能的正向关系之间起调节作用。

综合假设H2a、H2b和假设H4所揭示的关系，进一步表现为被调节的中介模式。具体来说，道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为之间起中介作用，但该中介作用的强弱会受到道德认同的调节。个体的道德认同程度越高，其公正世界信念对道德潜能的正向影响越大，因而道德潜能更多地传导积极效应，公正世界信念对伦理建言和主动担责行为的正向影响就越大。反之，道德潜能将更多地传导消极效应，公正世界信念对伦理建言和主动担责行为的正向影响就越小。由此，提出假设：

H5a：公正世界信念通过道德潜能影响伦理建言的间接效应受到道德认同的正向调节，表现为被调节的中介模式。

H5b：公正世界信念通过道德潜能影响主动担责行为的间接效应受到道德认同的正向调节，表现为被调节的中介模式。

综上所述，构建本研究的理论模型，如图 1所示。

在面向全国招生、学科门类齐全的重庆某综合性大学，通过辅导员向在读大学生发放电子问卷，并要求学生在规定时间内、自愿参与、按照自己实际想法作答，完成问卷全部问答后方能成功提交；同时，承诺采集的信息仅用于研究的整体性分析，不做个案研究并绝对保密。最终收回电子问卷1 791份，剔除出现作答题项答案完全相同(如“赞同”)、作答题项有明显反应倾向(如答案以某种规律出现)、作答反向题答案出现明显矛盾等情况的无效问卷，最终获得有效问卷1 568份，问卷有效率为87.55%。有效问卷调查对象中，男性占41.01%，女性占58.99%，年龄范围为18~23岁，平均年龄为18.87岁。

本研究变量的测量均采用国内外使用频率较高且具有良好信效度的量表，并结合具体情境改编。所有量表均采用Likert 5点计分法，测量公正世界信念、道德潜能、道德认同的三个量表，1~5表示从“非常不赞同”到“非常赞同”；测量伦理建言、主动担责行为的两个量表，1~5表示从“非常不符合”到“非常符合”。

根据林恩·戴恩(Linn Van Dyne)和杰弗里·勒派恩(Jeffrey A.LePine)编制的量表^[42]改编而成，共6个题项，如“我会就影响班集体的道德问题提出建议”“我强烈呼吁并鼓励班集体中的其他人一起讨论道德问题”。本研究该量表的Cronbach’s α值为0.90。

根据伊丽莎白·莫里森(Elizabeth Wolfe Morrison)和科里·菲尔普斯(Corey C.Phelps)编制的量表^[2]改编而成，共6个题项，如“我经常尝试建立对班集体更为有效的新工作方法”“我经常努力执行应对班集体紧迫问题的解决方案”。本研究该量表的Cronbach’s α值为0.86。

采用克劳迪娅·达尔伯特(Claudia Dalbert)编制的量表^[43]，由一般公正世界信念和个人公正世界信念两个维度构成，共有13个题项，如“我认为这个世界基本上是公正的”“我通常受到了公正的对待”等。本研究该量表的Cronbach’s α值为0.77。

根据肖恩·汉娜(Sean T.Hannah)和布鲁斯·阿沃里奥(Bruce J.Avolio)编制的量表^[12]改编而成，由道德所有权、道德勇气、道德效能三个维度组成，共12个题项，如“当看到不道德的行为，我认为自己有责任制止”“如果我的同学做出不道德的行为，我会与其当面对质”“通过与其他人合作来解决道德争议”。本研究该量表的Cronbach’s α值为0.86。

采用卡尔·阿基诺(Karl Aquino)和阿梅里克斯·里德(Americus Reed)编制的量表^[13]，共6个题项。要求被试阅读一段道德特征的导语后作答，如“做一个具有这些特征的人会让我感觉很好”“我积极参加那些向别人传递出我具有这些品质的活动”。本研究该量表的Cronbach’s α值为0.75。

人口统计学特征是公认的潜在影响建言行为的因素^[44]，人口统计学变量会影响主动担责行为^[45]。为确保结果的准确性和可靠性，本研究将性别、年龄、受教育程度作为控制变量处理。

首先，使用LISREL 8.7软件进行验证性因素分析，确认本研究涉及主要变量的构念效度；其次，使用SPSS 26.0软件进行描述性统计分析和相关性分析；最后，使用MPLUS 8.3软件进行多层回归分析，并结合杰弗里·爱德华兹(Jeffrey R.Edwards)和丽莎·兰伯特(Lisa Schurer Lambert)的路径分析技术^[46]，检验中介效应、调节效应以及有调节的中介效应。

使用LISREL 8.7软件检验5个主要变量的聚合效度和区分效度。测量结果显示，五因子模型的各因子载荷及t值均达到0.05的显著性水平，拟合指数优于其他竞争模型(χ²/df=12.80，NNFI=0.90，CFI=0.90，SRMR=0.08)，表明本研究所提出的五因子模型在解释观测变量方面较为理想，具有良好的聚合效度和区分效度，确实是不同的构念，详见表 1。此外，为了避免共同方法偏差的影响，采用Harman单因子法进行检验，结果表明第一个因子的解释方差为26.27%，未达到40%的标准，因此，可以认为本研究的共同方法偏差并不严重。

表 2呈现了各变量的平均值、标准差、相关系数和内部一致性系数。由表 2可知，公正世界信念与道德潜能显著正相关(r=0.30，p < 0.01)，与伦理建言(r=0.25，p < 0.01)和主动担责行为(r=0.26，p < 0.01)显著正相关；道德潜能与伦理建言(r=0.61，p < 0.01)和主动担责行为(r=0.54，p < 0.01)显著正相关。这些结果初步验证了本研究的理论模型。

假设H1a和H1b提出，公正世界信念正向影响伦理建言和主动担责行为。由表 3(模型M4、M7)可知，在控制了性别、年龄和受教育程度等人口统计学变量后，公正世界信念对伦理建言(b=0.39，p < 0.01)和主动担责行为(b=0.35，p < 0.01)均具有显著的正向直接效应。由此，假设H1a和H1b得到验证。

假设H2a和H2b提出，道德潜能在公正世界信念与伦理建言之间、公正世界信念与主动担责行为的正向关系之间起中介作用。由表 3(模型M5、M8)可知，当道德潜能进入模型后，道德潜能对伦理建言(b=0.77，p < 0.01)和主动担责行为(b=0.56，p < 0.01)均具有显著的正向影响，公正世界信念对伦理建言(b=0.11，p < 0.01)和主动担责行为(b=0.15，p < 0.01)依然具有显著的正向影响，但显著程度有所降低，这表明道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为的关系之间起部分中介作用。

为进一步检验该假设，采用Bootstrapping方法。数据分析结果表明，公正世界信念可以通过道德潜能的中介作用，对伦理建言(indirect effect=0.283，95%CI=[0.044，0.179])和主动担责行为(indirect effect=0.206，95%CI=[0.166，0.249])产生间接的积极影响。由此，假设H2a和H2b得到支持。

假设H3a、H3b、H4提出，道德认同在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为、道德潜能的正向关系之间起调节作用。由表 3(模型M3、M6、M9)可知，公正世界信念与道德认同的交互项对道德潜能(b=0.26，p＜0.01)、伦理建言(b=0.28，p＜0.01)和主动担责行为(b=0.18，p＜0.01)均具有显著的正向影响，假设H3a、H3b、H4得到初步验证。

为更准确判断调节效应的显著性和方向，以均值加减一个标准差区分道德认同的高低，对调节效应进行简单斜率检验以供进一步分析，结果如图 2、图 3、图 4所示。

图 2中简单斜率检验结果表明，当个体的道德认同程度较高时，公正世界信念对伦理建言具有较强的正向作用(b=0.378，95%CI=[0.277，0.479])；当个体的道德认同程度较低时，公正世界信念对伦理建言的正向影响相对较弱(b=0.116，95%CI=[0.013，0.220])。假设H3a再次得到验证。

图 3中简单斜率检验结果表明，当个体的道德认同程度较高时，公正世界信念对主动担责行为具有较强的正向作用(b=0.301，95%CI=[0.216，0.387])；当个体的道德认同程度较低时，公正世界信念对主动担责行为的正向影响相对较弱(b=0.136，95%CI=[0.048，0.224])。假设H3b再次得到验证。

图 4中简单斜率检验结果表明，在个体的道德认同程度较高的情况下，公正世界信念对道德潜能的正向影响显著(b=0.349，95%CI=[0.276，0.422])；在个体的道德认同程度较低的情况下，公正世界信念对道德潜能的正向影响较弱(b=0.112，95%CI=[0.037，0.187])。假设H4得到支持。

假设H5a和H5b提出了一个有调节的中介作用模型，即道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为正向关系之间的中介作用会受到道德认同调节。采用MPLUS 8.3软件，结合路径分析方法检验该效应。数据分析结果(表 4)表明，在道德认同程度较高的情况下，公正世界信念通过道德潜能与伦理建言正相关的间接效应为0.233(95%CI=[0.173，0.293]，p < 0.01)；而在道德认同程度较低的情况下，公正世界信念通过道德潜能与伦理建言正相关的间接效应为0.088(95%CI=[0.036，0.142]，p < 0.01)。此外，两种条件下的组间差异为0.145(95%CI=[0.079，0.212]，p < 0.01)。综上所述，假设H5a得到支持。

相似地，公正世界信念通过道德潜能对主动担责行为的影响过程中，在高道德认同条件下，间接效应为0.154(95%CI=[0.112，0.195]，p < 0.01)；而低道德认同条件下，间接效应仅为0.058(95%CI=[0.025，0.096]，p < 0.01)；两种条件下的间接效应差异值为0.096(95%CI=[0.052，0.141]，p < 0.01)，差异显著。因此，假设H5b得到验证。

本研究把大学生伦理建言和主动担责行为纳入公正世界信念的影响研究之中，研究发现大学生的公正世界信念能够正向影响其伦理建言和主动担责行为。国内外已有的相关研究探讨了公正世界信念对员工建言行为^[22-23]、组织公民行为^[10]的影响和作用机制，对大学生社会责任感^[21]、利他行为^[47]、亲社会行为^[48]和学习成绩^[49]等方面的影响和作用机制，但公正世界信念对主动担责行为的影响和作用机制鲜见报道。

主动担责行为与伦理建言不同，更多强调对组织现状的变革与改进，往往更具挑战性和风险性^[50]。这不仅需要个体的能力，更需要个体在心智上做出改变。而公正世界信念作为个体的重要心理资源，能帮助个体改善心智。由内而外获得成长的个体往往更具备发起变革的意愿和能力，更有可能展现敢于挑战现状的主动担责行为。本研究将公正世界信念与伦理建言、主动担责行为联系起来考察其间的关系，凸显了主动担责行为在当今高度动态环境中的重要性和独特性。

综上可见，本研究揭示了公正世界信念对大学生伦理建言和主动担责行为的积极效应，深化了公正世界信念的理论认识，拓展了公正世界信念作为心理资源的影响效应研究，丰富了伦理建言和主动担责行为前因的理论研究。

基于主动动机模型，探讨并检验了道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为关系之间的作用机制。研究发现，公正世界信念通过道德潜能的中介作用对伦理建言和主动担责行为产生积极影响。即公正世界信念作为个体的一种具有强大适应功能的心理资源，可以激发大学生的道德潜能，进而促进大学生的伦理建言和主动担责行为。本研究将公正世界信念对大学生伦理建言和主动担责行为的影响视为一种促进心理道德认知和主动动机的过程。个体在面对诸多挑战和生活中的不公事件或灾难时，其道德潜能增强了有能力去做、有理由去做、有热情去做、有勇气去做的主动性道德行为，这种积极向上的心态代表着大学生的心理正能量，有助于大学生增强伦理建言和表现主动担责行为。主动动机模型强调个体内部和外部因素对行为的影响，并提供了解释个体行为的理论基础，这与公正世界信念的本质、伦理建言和主动担责行为有很强的关联性。虽然已有研究探讨了公正世界信念对员工建言行为的影响^[22-23]，但从主动动机模型和道德潜能作用路径视角来解释的鲜见报道。本研究基于主动动机模型，引入道德潜能为作用路径，为理解公正世界信念的本质及其对大学生主动性道德行为的影响提供了一个新视角。

本研究基于社会认知理论将道德认同纳入研究框架，探讨并检验道德认同在公正世界信念、道德潜能、伦理建言、主动担责行为关系间的作用机制。研究发现，道德认同在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为、道德潜能的关系之间起调节作用，道德潜能在公正世界信念与伦理建言、主动担责行为关系之间的中介作用会受到道德认同的调节，表现为被调节的中介模式。一方面，个体的道德认同水平越高，其公正世界信念对伦理建言、主动担责行为、道德潜能的直接效应越显著。即在大学生道德认同程度较高的情况下，大学生对主动性道德行为持较为正面的期望和行动，其自身道德潜能的正向效应较大，这为大学生考虑其道德价值观和自身形象的一致性提供了参考依据，公正世界信念对大学生的道德能力、意愿和动力提供了支持，其伦理建言、主动担责行为、道德潜能也会得到提高。反之，他们会对主动性道德行为持较为负面的解读，其伦理建言、主动担责行为、道德潜能也得不到有效的激发。另一方面，个体的道德认同水平越高，其公正世界信念通过道德潜能对伦理建言和主动担责行为的影响越显著。即大学生的道德认同程度越高，其公正世界信念对道德潜能的正向影响越大，因而道德潜能会传导更多的积极效应，公正世界信念对伦理建言和主动担责行为的正向影响也就越大。反之，道德潜能将更多地传导消极效应，公正世界信念对伦理建言和主动担责行为的正向影响就越小。由于个体自我调节系统会受到自身因素的影响，同时对公正世界信念和个体道德认同加以考虑，更有利于全面反映心理资源对大学生主动性道德行为的影响和作用效果。本研究对道德认同边界条件的检验，充实了公正世界信念对伦理建言和主动担责行为作用研究的边界条件，为理解道德认同在公正世界信念、道德潜能、伦理建言、主动担责行为关系中发挥的调节作用提供了参考。

公正世界信念对大学生伦理建言和主动担责行为的影响过程中是否存在其他变量也能够中介或调节其间的关系，值得有更多的研究加以探究检验。未来研究的数据获取可采用多个评级来源(例如，学生及其老师)，以加强研究结果的稳健性。此外，鉴于伦理建言和主动担责行为的重要性，它们也值得有更多的研究。

公正世界信念、道德潜能和道德认同是影响主动性道德行为的重要因素，在涵养大学生主动性道德行为品格方面发挥着重要作用。

第一，鉴于公正世界信念对大学生的伦理建言和主动担责行为具有正向预测作用，这提示管理者要提升大学生的公正世界信念并充分发挥其作用。一方面，现实生活之中，大学生在面对不公正事件时，公正世界信念为其提供有意义的解释框架和重建公正的途径，在认知层面对不公正的原因、结果的重新解释以及对受害者性格、品行的重新评价，在现实层面对受害者的帮助和补偿等，可以为大学生提供应对不公正事件的心理资源或心理缓冲。另一方面，公正世界信念与中华传统文化中善恶有报思想有类似之处，大学生要从中华优秀传统文化中汲取养分，不断提升公正世界信念，以涵养主动性道德行为品格。

第二，由于道德潜能在大学生公正世界信念与伦理建言、主动担责行为关系之间起中介作用，这说明大学生表现伦理建言和主动担责行为的直接原因是他们感知到自身有能力、有理由、有热情、有勇气去这样做。有研究显示，伦理课程能显著加强学生对伦理意义的认知，提升其道德效能感与道德勇气^[51]。这提示管理者要充分发挥伦理培训对大学生道德潜能的积极作用，加强道德教育培训，深化道德教育引导，激发道德潜能。

第三，鉴于道德认同能够调节道德潜能在大学生公正世界信念与伦理建言、主动担责行为关系之间的中介作用，这提示管理者要注重提升大学生的道德认同水平，要把道德认同水平较低的学生作为重点对象，大力加强品德教育，努力提升道德认同。高校教师对大学生的道德行为模式具有直接和重要的影响，教师要率先垂范，加强道德修养，提升人格品质，规范自身道德行为，激发大学生的道德认同，进而促进伦理建言和主动担责行为。

伦理建言和主动担责行为是展示大学生主动性道德行为能力的关键方式，要坚持以知促行、以行求知、知行合一。

其一，在社会实践中擦亮大学生主动性道德行为能力的底色。“道虽迩，不行不至；事虽小，不为不成。”大学生要胸怀“国之大者”，脚踏实地，深入基层一线，深入人民群众，自觉投身于中国式现代化建设的伟大实践之中，不负时代，不负韶华，在实践中增长才干、展现担当作为。

其二，在风险挑战中锤炼大学生主动性道德行为能力的本色。矛盾与问题、困难与挫折是新时代大学生主动性道德行为的最好试金石，大学生要在应对挑战、抵御风险的实践中，坚持底线思维，增强忧患意识，坚定公正世界信念，提升道德潜能，增强道德认同；要在克服阻力、解决矛盾的实践中，坚持问题导向，增强斗争本领，用艰难环境和复杂形势锻造大学生的伦理建言和主动担责行为。

其三，在本职岗位上增添大学生主动性道德行为能力的成色。大学生要聚焦主责主业，树立梦想从学习开始、事业靠本领成就的观念，坚持正确的道德观、学习观、事业观，在推进强国建设、民族复兴的伟业中展现青春作为、彰显青春风采、贡献青春力量；在为中国人民谋幸福、为中华民族谋复兴、为人类谋和平与发展的征程中，奋力书写挺膺担当的青春篇章，不断提升主动性道德行为能力。

主动性道德行为既受到公正世界信念、道德潜能和道德认同的影响，也有赖于完善的制度和政策。

第一，突出制度的教育性、引导性、人文性，构建和优化主动性道德行为的制度体系。把大学生主动性道德行为内容融入相关制度和政策，体现到章程、条例、办法、规范等文件的制定和完善之中。通过建立公平正义的制度，形成学生、道德与制度之间的互动，制度与主动性道德行为之间的互动，学校制度生活、学生学校生活与学生社会生活之间的互动，发挥好制度对大学生主动性道德行为的引导、约束和规范作用。

第二，健全大学生主动性道德行为的培育机制，落实立德树人根本任务。充分发挥高校作为教育主阵地的作用，明确人才培养的政治要求和价值导向，为党育人，为国育才。要充分挖掘和利用中华优秀传统文化、红色文化和社会主义先进文化蕴含的主动性道德精神，优化培育内容体系，创新培育方式，完善校园文化建设，推进思政课程与课程思政同向同行，着力固本培元、凝心铸魂，增强政治认同、道德修养和文化自信，培育道德人。

第三，坚持环境为重，大力营造培育大学生主动性道德行为的良好环境。发挥高校特色优势，突出价值引领。把校训、大学精神、榜样人物、典型事迹及其背后的故事，与培育主动性道德行为紧密结合起来，让大学生在无意识的、间接的、内隐的育人活动中，不知不觉地受到榜样人物、典型事迹的影响，并内化为价值取向和精神追求。重视榜样力量，发挥示范带动作用。充分利用高校自身教书育人楷模、模范教师、优秀教师、杰出校友等，展现中国灵魂的榜样人物图景和典型事迹图景，传承和弘扬道德担当，提升公正世界信念，激发道德潜能，增强道德认同，促进伦理建言和主动担责行为。