張靜 董寶林 張歡

摘 要：探討道德認同、自我定向、道德推脫對大學生體育學習偏差行為的影響，檢驗多重中介模型適配性。采用道德認同的內在化分量表、運動中任務定向和自我定向問卷的自我定向分量表、體育道德推脫量表和大學生體育學習偏差行為量表，對1 537名大學生（年齡20.42±0.532歲;男874人，女663人）進行調查。結果顯示：道德認同對大學生體育學習偏差行為的負向影響顯著（F = 76.668），自我定向、道德推脫對偏差行為的正向影響分別顯著（F自我定向= 186.899，F道德推脫= 137.076）;在道德認同影響大學生體育學習偏差行為時，自我定向、道德推脫分別具備部分中介效應，而且，二者的多重中介效應也顯著，中介效應分別占總效應的38.10%、5.04%和9.88%，即：道德認同對大學生體育學習偏差行為的間接影響效應占總效應的53.02%。結論：道德認同是改善大學生體育學習偏差行為的心理特質，自我定向、道德推脫是誘發(fā)體育學習偏差行為的前因要素;道德認同既可以直接的方式改善大學生體育學習偏差行為，還可以通過抑制道德推脫機制來緩解自我定向，進而有效避免產生體育學習的偏差行為。本研究可為防范和解決體育教學中的諸多潛在問題提供理論參考和實踐啟示。

關鍵詞：大學生;體育學習;自我定向;道德認同;道德推脫;偏差行為;中介效應

Abstract：The purpose of this study was to explore the influences of ego orientation （EO）， moral identity （MI） and moral disengagement （MD） on the deviant behaviors of undergraduate physical

偏差行為是個體偏離常態(tài)且妨害其生活適應的行為[1]，被教育界視為“青少年常見的違反校規(guī)校紀、背離道德規(guī)范的問題行為”[2]。在《學校體育工作條例》推行與開展的今天，高校體育課程靈活多樣的教學形式、不斷改進的教學方法、不斷提高的教學質量，使大學生體育學習的總體狀況得到一定改善[3]。誠然，仍有相當一部分學生在體育學習中表現出遲到、早退、缺席、懶散、不誠實等偏差行為[4]，這種偏差行為已成為體育學習中一種普遍的不良行為，它不僅影響學生的學習效果、制約學習興趣[5]，還會成為“終身體育”理念的羈絆。體育學習作為促進身心發(fā)展、德育教育于身體活動的學習過程，是學生培養(yǎng)健康生活方式、樹立優(yōu)良道德品質的重要手段。在全民健身國家戰(zhàn)略背景下，探討和解讀大學生體育學習偏差行為的前因要素，有助于防范和解決體育教學中的諸多潛在問題，有助于培養(yǎng)大學生良好的體育學習興趣和習慣，是高校體育亟待攻關的重要議題。

1 文獻梳理與研究假設

近年來，國內外在偏差行為歸因及矯正等方面展開了深入探討，其中，道德認同（Moral identity）和道德推脫（Moral disengagement）被視為決定偏差行為的重要因素[6-7]。1）道德認同是樹立自我概念、正確認識自我的一種穩(wěn)定道德特質，是規(guī)避偏差行為的內在資源[8]。它能在現實道德自我與理想道德自我產生差異時保持外向行為與內部道德標準一致性，避免違規(guī)、不當行為的產生[9];能有效調控特定運動情境下的情緒反應，使個體在運動應激事件中遵守規(guī)范規(guī)則、保持親社會行為、抑制偏差行為[10]。簡言之，作為一種道德品質，道德認同是防范偏差行為的前提[11];作為一種自我圖式，道德認同決定著個體在道德規(guī)范影響下的思考、體驗和行為[12]。2）道德推脫是一種可使個體行為擺脫自身道德準則的特定認知傾向，是促成偏差行為的先決因素，包括重新定義自身行為以減輕危害效應、最大程度減輕自身行為后果的責任、最大限度降低對受傷目標痛苦的認同[13]。偏倚行為是一種不道德的行為[14]，而道德推脫使主體喪失道德調節(jié)功效，在行使偏倚行為后免于自責和內疚[15]，尤其是自我意識發(fā)展期的大學生，道德推脫不僅會促成欺騙、攻擊、欺凌等偏差行為[16]，還會調節(jié)自己違規(guī)行為的傾向性認知評價[17]，淡化偏倚行為的不良后果以緩解愧疚感和自責傾向，降低道德自我抑制力以增加過錯或偏倚行為的發(fā)生概率[18]。

臨床心理學認為，道德認同是制約道德推脫的關鍵心理資源[19]。高道德認同者總伴有穩(wěn)定的道德特質，并表現出較低的道德推脫和較少的偏差行為[6]，換言之，道德認同既對行為具有規(guī)范和引導功效，還可通過制約道德推脫而間接緩解偏差行為[7]。正如道德認同理論闡釋的：人們會在心理上建立群體歸屬，并在道德上形成內群偏好和外群偏見，而高道德認同者更善于擴大道德關注圈，對外群人也會表現出較高的道德關注[20-21]。毛澤東主席曾言：體者，載知識之體而寓道德之舍也。體育是德育教育實踐的重要組成部分，誠然，考察大學生道德認知元素對大學生體育學習行為影響的研究略顯薄弱。據此，提出假設H1：高道德認同的大學生，體育學習偏差行為越少;H2：高道德推脫的大學生，體育學習偏差行為越嚴重;H3：在道德認同影響體育學習偏差行為時，道德推脫具備中介效應。

一系列縱向研究發(fā)現，在道德認同與體育不當行為的影響鏈條上，自我定向同樣扮演著中介的角色[22]。1）首先，道德認同決定著個體的自我定向[20]。道德認同是特定情境中表現出的社會道德認知，相較之下，低道德認同者慣于通過社會比較來衡量自身的能力或成功[23]，傾向于自我卷入的目標取向（即自我定向），以突顯高能力、避免低能力評價為追求的目標[20];道德認同是個體行為與道德規(guī)范的統(tǒng)一，低道德認同者慣于找尋自身利好的因素與他人比較來獲得成就感、證實勝任力[24]。正如前人所言：嚴重的自我定向往往出現在低道德認同的運動員之中[22]。2）自我定向是以超越他人為目標的心理定向，是產生偏差行為的內生變量。高自我定向者更注重社會參照和橫向比較[25]，更在意行為的外部條件，在特定情境下，為獲得成就感和勝任感而自覺選擇違規(guī)、欺騙裁判、反社會等偏差行為[26]。正如前人所言：自我定向嚴重的運動員通常相信欺騙性手段是取得成功的先決條件[27]。既有理論和文獻告訴我們：道德認同既能直接抑制偏差行為，還能通過影響自我定向而間接防范偏差行為。誠然，類似研究在體育學習領域尚未明晰。據此，提出假設H4：高自我定向的大學生，體育學習偏差行為越嚴重;H5：在道德認同影響體育學習偏差行為時，自我定向具備中介效應。

此外，人們在探討體育道德推脫的影響機制時還發(fā)現，自我定向是促成體育道德推脫的前因要素。研究表明：在體育情境中，高自我定向者采用不道德或偏差行為的比例較高[28]，通常認為“為獲勝利而采取作弊或傷害對手的行為”是合適或可接受的，并且，在過錯行為發(fā)生后，善于通過結果扭曲、道德辯護、委婉標簽等推脫機制來減輕自責和內疚[29];高自我定向者常會淡視一些規(guī)則制度，為獲得稱許、避免低評價而采取非正當手段（如欺騙、作弊等），并將這些非正當的偏差行為視為通往成功的便捷之路[30]。簡言之，自我定向是體育道德推脫的內生變量[22]，誠然，在探討道德認同對體育學習偏差行為影響的基礎上，考察自我定向、道德推脫多重中介的研究尚付闕如。據此，提出假設H6：在道德認同與體育學習偏差行為的影響鏈條上，自我定向、道德推脫具備多重中介效應。

基于此，構架觀念（圖1）并通過實證揭示上述三個前因變量對大學生體育學習偏差行為的綜合影響，旨為豐富本領域研究，亦為相關部門科學制定改進策略提供參考。

2 研究對象與方法

2.1 被試

根據教育部《全國普通高等學校體育課程教學指導綱要》（教體藝〔2002〕13號）的指示精神：普通高等學校的一、二年級必須開設體育課程[31]，由于研究旨在考察大學生體育學習中存在的偏差行為，因此，以大學一、二年級學生為主要調查群體。依據分層整群抽樣原則，以上海市為例，抽取2類 （公辦3所、民辦2所）共5所高校，每所高校隨機抽取一年級、二年級學生各150～200名（約1 800名）為被試，共回收1 611份問卷。根據“反向題檢驗”“應答缺失1/4”“規(guī)則性填答”等標準剔除74份無效問卷，保留1537份有效數據，其中，男874人，女663人，年齡20.42±0.532歲。

2.2 測量工具

采用典型互譯程序對測量工具的所有英文問卷進行漢化，最大限度地提高量表跨文化、語言等值性[32]。首先，由1位本土專業(yè)英文教師將題項漢化;其次，由2位精通英文的鍛煉心理學專家對譯后條目校正、修訂;再次，由2位未見過翻譯問卷的英語外教將譯后條目回譯成英文;最后，反復上述三驟互譯，直到所有中英文條目的語義、表述、內涵匹配。

2.2.1 道德認同量表（Internalization of Moral Identity Scale， MIS-I）[21]

參考前人測試經驗[22]，采用《道德認同量表》（Moral Identity Scale， MIS）中的內在化分量表MIS-I作為評估被試道德認同水平的測評工具。施測時，先將愛心、同情心、公正、友好、慷慨、助人、勤勞、誠實、善良等9個詞匯呈現給被試，并告知這些詞匯可能是描述人的一些特征。MIS-I由5個題項構成（含2個反向題，如：“這些特征對我來說并不重要”等），采用Likert5點法，以“完全不同意～完全同意”分計1～5分，反向題處理后的題項總分表述被試道德認同水平程度。結合研究目的，對部分題項進行修改，如“在工作和學習中，別人知道我平時擁有這些特征”改為“在體育學習中，別人知道我平時擁有這些特征”等。探索性因子分析（EFA）：KMO=0.904，Bartlett's球體檢驗Chi-Square=669.194，df=10，P<0.001，累積貢獻率56.527%;驗證性因子分析（CFA）：x2（df=5）=19.919，x2/df=3.984，GFI=0.980，NFI=0.970，IFI=0.978，NNFI=0.955，CFI=0.978，RMSEA=0.066，SRMR=0.0344;Cronbach's α=0.799，分半信度為0.719。

2.2.2 自我定向量表（Ego Orientation Scale， EOS）[33]

采用《運動中任務定向和自我定向問卷》（Task and Ego Orientation Questionnaire，TEOQ）中的自我定向分量表。EOS適于評估初中生以上人群在體育學習領域的自我定向水平，題干為“在體育學習中我感到最成功是在……時候”，共6個題項（如“我比其他人做得更出色時”“我是唯一掌握該技術或技巧的人時”等），采用Likert 5點法，由“完全不符合～完全符合”分計1～5分，總分表示被試自我定向水平。EFA：單因素累積貢獻率58.083%，KMO=0.883，Bartlett's球體檢驗在顯著水平上（Chi-Square=937.480，df=15，P<0.001）;CFA：x2（df=9）=21.037，x2/df=2.337， GFI=0.984，IFI=0.987，NNFI=0.978，CFI=0.987，RMSEA=0.056，SRMR=0.0245;Cronbach's α為0.854，分半信度0.840。

2.2.3 體育道德推脫量表（Moral Disengagement in Sport Scale， MDSS）[34]

MDSS由6個維度（非人性化、結果扭曲、道德辯護、有利比較、責任轉移、委婉標簽）共32個題項構成，旨在評估被試體育道德推脫的程度，如“敵視侮辱我同伴的對手，是可以的”“如果對我們有幫助，適當欺騙是可以接受的”等。MDSS采用Likert 5點法，以“完全不符合～完全符合”分計1～5分，總分表示被試體育道德推脫水平。EFA：六因素累積貢獻率62.317%，KMO=0.874，Bartlett's球體檢驗在顯著水平上（Chi-Square=6314.879，df=528，P<0.001）;CFA：x2（df=458）=976.582， x2/df=2.132，GFI=0.907，IFI=0.931，NNFI=0.925，CFI=0.931，RMSEA=0.053，SRMR=0.0484;Cronbach's α=0.892，分半信度0.868。

2.2.4 體育學習偏差行為量表（Deviant Behavior for Undergraduate PE Learning （DB-UPEL）

參照Achenbach的理論觀點[35]和前人對青少年偏差行為的思辨[36]，結合研究題意編制《大學生體育學習偏差行為量表》。遵循“自下而上”的質性研究思路，通過半結構式訪談的開放性問卷建立條目池，通過篩選獲得初始題項，并遵循專家意見對相關題項剔除，形成正式量表：1）對10位受訪者半結構式訪談，詳述體育學習中曾有過哪些不恰當行為。將訪談所用語言逐字謄錄并形成文字稿，提取核心詞匯并編碼;遵循歸納法，結合主觀判斷合并語義相近的詞匯，形成14個核心詞匯（如：遲到、早退、缺席、懶散、抵觸他人等），經課題組成員多次討論、比較、核查，認為這14個可編碼的核心詞匯內涵一致。2）對30名大學生進行預測，要求被試將語詞表述不明的題項標注并改正。修訂4個標注集中的題項，重新比較異同與合并，形成10個初始題項，請上海體育學院、上海大學等鍛煉心理學（4人）、學校體育學（6人）教授或學者對初始題項進行效度檢驗，根據專家意見，剔除題總相關<0.3的1個題項，最終確定9題項的《大學生體育學習偏差行為量表》（如“在參加體育課程學習時，我曾有過故意遲到的經歷”“在參加體育課程學習時，我曾有過無故缺席的經歷”等）。10位專家學者一致認同該量表內涵與體育學習偏差行為的理論構想相符。

量表采用Likert 5點法，以“從來沒有～總是如此”分計1～5分，總分表示被試體育學習偏差行為的狀況。EFA：單因素累積貢獻率71.702%，KMO=0.934，Bartlett's球體檢驗在顯著水平上（Chi-Square=3403.102，df=36，p<0.001）;CFA：x2（df=27）=76.437，x2/df=2.831，GFI=0.907，IFI=0.946，NNFI=0.975，CFI=0.946，RMSEA=0.072，SRMR=0.0302;Cronbach's α=0.950，分半信度0.895。

2.3 施測過程

于2017年5月10-25日，采用集體或單獨的施測方式采集數據。填答時間10分鐘后當場回收。施測獲得被試性別、年齡等一般人口統(tǒng)計學資料。

2.4 數據采集與分析

將所得數據導入SPSS24.0統(tǒng)計軟件。經反向題處理后，首先，通過相關性分析、回歸分析統(tǒng)計各前因變量對體育學習偏差行為的直接影響;然后，采用序列層次回歸分析考察道德推脫的中介效應、自我定向的中介效應、及自我定向和道德推脫的多重中介效應;最后，利用AMOS24.0構建多重中介模型，通過擬合指標檢驗模型的適配性。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用程序控制和 Harman 單因素檢驗相結合的方式，考察可能存在的共同方法偏差：1）程序控制：問卷定稿時，在問卷引導語中著重、加粗、標注、醒目“本調查僅為科研使用”，對各個子問卷的題項調整排序，因道德認同可能與道德推脫、偏差行為等存在互逆關聯，且《道德認同量表》含2個反向題，故不必單獨設計反向題;發(fā)收問卷時，由問卷發(fā)放負責人反復強調測試數據的匿名性、保密性，以減少社會稱許性行為的干擾，施測采用現場答疑、填寫完畢當場回收;2）Harman 單因素檢驗：對所有題項進行單因素未旋轉探索性因子分析，結果有9個因子特征根值>1，且第1因子解釋變異率23.951%（<臨界值40%），表明測量共同方法偏差可接受。

3.2 道德認同、自我定向、道德推脫對體育學習偏差行為的直接影響

相關性分析顯示（表1）：道德認同與偏差行為顯著負相關，自我定向和道德推脫分別與偏差行為顯著正相關（P<0.01），且皆達到中度相關水平。

然后，以道德認同、自我定向、道德推脫為自變量，體育學習偏差行為為因變量，進行序列層次回歸分析，旨在考察自我定向在“道德認同→偏差行為”間的中介效應，以及自我定向-道德推脫在此影響鏈上的多重中介效應（表5）。1）Step1：即再次驗證道德認同對偏差行為影響顯著;Step2：2）因自我定向加入自變量，道德認同（β=-0.258，T=-5.026）、自我定向（β=0.555，T=10.814）對體育學習偏差行為影響分別顯著（p<0.001），二者共同解釋54.9%的變異（F（2，1532）=415.955），ΔR2為0.464，由此證實：在道德認同影響體育學習偏差行為時，自我定向具備部分中介效應;3）Step3：因自變量進一步加入了道德推脫，此時，道德認同（β=-0.233，T=-4.461，P=0.001）、自我定向（β=0.442，T=6.094，P=0.000）、道德推脫（β=0.162，T=2.197，p=0.029）對偏差行為影響分別顯著，三者共同解釋58.3%的變異（F（3，153 0）=319.349），ΔR2為0.034。

綜上，因自我定向和道德推脫逐層介入，道德認同對偏差行為的回歸系數由-0.496逐步降至-0.258和-0.233，R2由0.084逐步升至0.549和0.583，ΔR2逐步變化為0.464和0.034。由此證實：在道德認同與偏差行為的影響鏈條上，自我定向和道德推脫具備了多重中介效應。

基于此，采用項目組合技術（Item Parceling）[38]，對體育學習偏差行為各觀測指標進行打包處理，利用AMOS24.0構建多重中介模型。模型擬合指標顯示：x2（df= 164， N=1537）=531.196，x2/df=3.239，擬合優(yōu)度指標中GFI=0.928，NFI=0.918，RFI=0.906，IFI=0.936，NNFI=0.906，CFI=0.933，近似誤差均方根RMSEA=0.074，標準化殘差均方根SRMR=0.0335，說明模型較好的適配性（圖2）。

分析進一步證實了H6不被拒絕，即：在道德認同與體育學習偏差行為的影響鏈條上，自我定向、道德推脫具備多重中介效應，其效果量是總效果的9.88%。根據道德認同理論的相關觀點，作為自我概念的一種道德認知圖式，道德認同影響著個體的目標定向動機，并在此基礎上形成穩(wěn)定的道德傾向，進而產生道德行為[12，19]。也就是說，在體育學習情境中，高道德認同者能夠在社會道德規(guī)范下正確認識自我、規(guī)范道德認知，對那些隨意、懶散、污化、嘲笑、欺騙等不當行為表示抵觸，并在過錯行為發(fā)生后能夠主動彌補過錯或承擔責任，進而表現出較少的偏差行為;反之，低道德認同者更關注學習分數、競爭結果等外部條件而容易引發(fā)自我定向，并在出現缺勤、遲到、早退、欺騙、譏諷、傷害等偏差行為后慣于利用有利比較、責任轉移、道德辯護等推脫機制為自己的偏差行為辯解，進而表現出更多的偏差行為。上述觀點在Bandura的道德自我調節(jié)理論中得到部分闡釋[15]。

研究整合了社會認知理論、道德認同理論、目標定向理論、道德自我調節(jié)理論等，探討了道德認同、自我定向、道德推脫對大學生體育學習偏差行為的綜合影響，證實了在體育學習領域，道德認同不僅直接影響著大學生的偏差行為，其深層隱含著目標導向、道德調控等中介因素，這些中介因素使同一道德認同的大學生表現出不同的偏差行為。行為主義學習理論曾闡明：行為是學習者對環(huán)境刺激所做出的應答[50]。基于此，研究認為，提升道德認知和素養(yǎng)、規(guī)范學習目標取向，可能是緩解大學生體育學習偏差行為的一個有效途徑。誠然，大學生體育學習中的偏差行為可能還受到人口特征、學習環(huán)境等因素影響，未來研究應著重考察個體與社會的交互效應，為培養(yǎng)大學生良好的體育學習習慣提供與參考。

5 結論

道德認同是改善大學生體育學習偏差行為的心理特質，自我定向、道德推脫是誘發(fā)體育學習偏差行為的前因要素;道德認同既可以直接的方式改善大學生體育學習偏差行為，還可以通過抑制道德推脫機制來緩解自我定向，進而有效避免產生體育學習的偏差行為。

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