运动员运动道德推脱与运动亲反社会行为的关系*

王 栋 陈作松

(1福建师范大学体育科学学院, 福州 350117) (2上海交通大学体育系, 上海 200240)

1 前言

党十八大报告明确提出：全面提高公民道德素质……加强社会公德、职业道德、家庭美德、个人品德教育, 弘扬中华传统美德, 弘扬时代新风。《体育事业发展“十二五”规划》也指出要加强运动队思想政治工作和道德作风建设; 要加强赛风赛纪和反兴奋剂工作......营造公平、公开、公正的竞赛环境。然而, 近年来竞技运动中的不道德事件时有发生, 已构成了不容忽视的体育社会问题, 引起了学术界的广泛关注。从现有研究看, 学者们已对运动道德的不同方面进行了研究, 如道德功能、道德判断、道德推理和运动道德定向等(Chow, Murray,& Feltz, 2009; Kavussanu, 2006; 张根存, 2008)。Kavussanu (2006)认为研究运动道德的这些方面虽然重要, 但运动道德研究的最终目的仍在于解释运动员的道德行为。然而, 目前有关运动员道德行为的实证研究还较为少见(Kavussanu, 2008; Kavussanu& Boardley, 2009; Kavussanu, Stamp, Slade, & Ring,2009)。运动员是竞技运动的主体, 其行为表现往往可对公众的认知产生积极或消极影响。因此, 有必要加强运动员道德行为的研究, 以帮助我们更好的理解运动员道德行为发生的内在机制, 充分发挥运动员的榜样作用。

为解释个体道德行为发生的内在机制, Bandura(1986)提出了有关道德思想和行为的社会认知理论。该理论认为个体通过社会化得以发展各自的道德标准, 这些道德标准对个体的道德行为起着监督和调控作用, 即当个体做出与道德标准相符的行为时会产生自我尊敬等积极情绪, 从而促使个体积极主动的做出道德行为; 但当个体做出与道德标准不符的行为时则会产生愧疚等消极情绪, 以抑制个体做出不道德行为。同时, 社会认知理论认为个体行为道德与否取决于行为的结果, 而非考量实施行为时的原因或动机(Bandura, 1999)。在运动心理学研究中, 通常依据个体行为结果对他人造成的影响将运动道德行为划分为运动亲社会行为和运动反社会行为(Kavussanu, 2006; Kavussanu, Seal, & Phillips,2006; Kavussanu et al., 2009; Sage, Kavussanu, &Duda, 2006)。运动亲社会行为是指运动员个体表现出的帮助他人或使他人受益的行为, 如帮助受伤的运动员等; 运动反社会行为则是指运动员个体表现出的伤害他人或使他人不利的行为, 如伤害对手等(Kavussanu & Boardley, 2009)。虽然运动道德行为可划分为运动亲社会行为和运动反社会行为, 但现有研究大多集中于运动反社会行为方面, 运动亲社会行为的研究还较少受关注(Hodge & Lonsdale,2011; Kavussanu, 2008)。Sage 等人(2006)认为研究运动反社会行为虽然重要, 但是运动作为塑造良好品格的工具, 运动亲社会行为的研究更应受到重视。因此, 本研究在对运动反社会行为进行研究的同时, 也对运动亲社会行为进行了探究。

虽然道德标准可监督和调控个体的道德行为,但个体行为并不总是与其道德标准相一致——即“知行不一”。Bandura (1986)认为这是由于个体使用了道德推脱(Moral Disengagement)所致。Bandura认为个体可以通过8种推脱机制, 即道德辩护、非人性化、委婉标签、结果扭曲、责任转移、责备归因、责任扩散和有利比较, 使道德的自我调节功能失效, 从而避免或减少不道德行为产生的负性情绪体验。迄今为止, 道德推脱研究已引起了不同领域研究者的兴趣, 如学校欺凌行为、监狱犯人以及军人行为等(杨继平, 王兴超, 高玲, 2010)。日常生活与运动情景密不可分, “竞争”使运动情景更易出现不道德行为(Kavussanu, Boardley, Sagar, & Ring,2013)。因此, 学者们将道德推脱引入运动领域, 认为运动道德推脱是指运动员个体产生的特定认知倾向, 包括运动员在认知上重构自己的行为, 使其伤害性更小, 最大程度的减少自己在行为后果中的责任和降低对受伤者的认同等(陈作松, 王栋,2013)。

目前, 运动道德推脱研究已引起了广泛关注(Boardley & Kavussanu, 2007, 2010; Corrion, Long,Smith, & d’Arripe-Longueville, 2009; Hodge, Hargreaves,Gerrard, & Lonsdale, 2013; 李祥红, 2013; Long,Pantaléon, Bruant, & d’Arripe-Longueville, 2006;Lucidi et al., 2008; 祝大鹏, 2013)。Corrion等人(2009)对24名精英运动员(篮球和跆拳道)不道德行为的访谈稿进行了分析, 发现道德辩护、委婉标签、有利比较、扭曲结果、责任扩散以及责任转移都是运动员常用的推脱机制, 非人性化和责备归因两机制运动员使用的频率相对较少。国内学者李祥红(2013)对参与篮足球运动的大学生研究指出运动道德推脱包含委婉标示、优势对比、责任转移、去人性化、道德论证、责任分散、结果扭曲和责备归因8个维度。虽然以上研究支持了运动道德推脱的八因子结构, 但也有学者对此提出了不同的观点,Long等人(2006)对国际级高水平运动员的半结构访谈却只发现了道德辩护、责任转移、委婉标签、责任扩散和扭曲结果 5个维度; Boardley和Kavussanu (2007)的研究也只发现了行为重建、有利比较、非责任、扭曲结果、非人性和责备归因6个维度, 他们指出道德辩护和委婉标签、责任转移和责任扩散存在着相似的功能。此后, Boardley和Kavussanu (2011)认为运动道德推脱还可划分为 4类, 即行为重建、非责任、扭曲结果以及责备受害者行为。可见, 运动员运动道德推脱的结构还存在一定争议。

除此之外, 探讨运动道德推脱与运动亲反社会行为的关系也是该领域研究的热点。运动亲反社会行为的早期研究主要是以对手为指向, 近期, 研究发现运动亲反社会行为同样也会发生在队友的身上, 如口头鼓励或指责队友等(Boardley &Kavussanu, 2007; Kavussanu & Boardley, 2009)。从现有实证研究看, 运动道德推脱会对运动反社会行为产生显著的正向影响(Boardley & Kavussanu,2009, 2010; Hodge & Lonsdale, 2011)。但是运动道德推脱能否影响运动亲社会行为(队友和对手)则存在一定争议。一方面, 有研究发现运动道德推脱可以对运动亲社会行为(对手)产生显著的负向影响,但并不能显著负向影响运动亲社会行为(队友)(Boardley & Kavussanu, 2009)。Boardley 和 Kavussanu(2009)认为这可能与团队内的“合作”有关, 队友间的运动亲社会行为可以影响队内人际关系, 从而削弱了运动道德推脱与运动亲社会行为(队友)之间的关系。另一方面, 也有研究发现运动道德推脱并不能对运动亲社会行为(队友和对手)产生显著的负向影响(Hodge & Lonsdale, 2011)。Bandura, Barbaranelli,Caprara和Pastorelli (1996)认为道德推脱可以通过某些推脱机制影响个体的移情水平从而对亲社会行为产生影响, 而且生活领域的研究也表明道德推脱可以对个体的亲社会行为产生显著的负向影响(王兴超, 杨继平, 2013)。因此, 运动道德推脱与运动亲反社会行为之间的关系(队友和对手)还有待进一步的考察。

基于以上分析可知, 国内外对运动道德推脱结构的研究还存在一定争议, 现有测量工具的效度还难以让人信服(Boardley & Kavussanu, 2007, 2008;李祥红, 2013), 这些测量工具都是以集体项目运动员为被试而编制, 只适合足篮球等集体项目, 对从事个人项目(如散打、拳击等)运动员的运动道德推脱测量是否具有普适性有待验证, 故有必要对我国运动员运动道德推脱的结构再进行实证研究, 编制一份对集体项目和个人项目都适合的运动道德推脱量表。同时, 我国运动员运动道德推脱的研究还处于起步阶段, 我国运动员运动道德推脱与运动亲反社会行为(队友和对手)关系的研究还尚未发现,运动道德推脱能否解释和预测我国运动员的运动亲反社会行为(队友和对手)也有待考究。因此, 本研究拟在寻找适合我国运动员运动道德推脱测量工具的基础上, 对我国运动员运动道德推脱与运动亲反社会行为的关系进行探究, 对更好的理解运动道德推脱与运动员道德行为之间的关系, 完善竞技体育伦理学具有重要的理论意义。对有效制订我国运动员不道德行为发生的预防策略和加强我国运动员的职业道德教育具有重要的现实价值。

2 我国运动员运动道德推脱量表的编制

2.1 研究方法

2.1.1 被试

样本一：选取9名福建省省队运动员(健将级)为访谈对象, 其中, 男性 5名, 女性 4名。平均年龄 20.21 ± 2.14 岁; 平均训练年限 6.83 ± 2.73 年。运动项目涉及篮球(

n

= 3;

n

= 2,

n

= 1)、排球(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)、散打(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)、跆拳道(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)。样本二：选取 310名上海体育学院运动员(二级以上)为被试。问卷有效被试254人, 其中, 男性130名, 女性124名; 健将级19名, 一级69名, 二级166名。平均年龄20.34 ± 1.45岁; 平均训练年限7.83 ± 3.73年。运动项目涉及橄榄球(

n

= 17;

n

=13,

n

= 4)、手球(

n

= 19;

n

= 11,

n

= 8)、篮球(

n

= 26;

n

= 13,

n

= 13)、足球(

n

= 29;

n

= 16,

n

= 13)、排球(

n

= 27;

n

= 11,

n

=16)、摔跤(

n

= 19;

n

= 8,

n

= 11)、散打(

n

= 23;

n

= 15,

n

= 8)、拳击(

n

= 31;

n

= 17,

n

=14)、柔道(

n

= 21;

n

= 10,

n

= 11)、跆拳道(

n

=21;

n

= 8,

n

= 13)和空手道(

n

= 21;

n

= 8,

n

= 13)。样本三：另选取 350名上海体育学院(200名)和武汉体育学院(150名)运动员(二级以上)为被试。问卷有效被试283人, 其中, 男性176名, 女性107名; 健将级 21名, 一级 89名, 二级173名。平均年龄 20.23 ± 1.53 岁; 平均训练年限 6.19 ± 3.32 年。运动项目涉及橄榄球(

n

= 13;

n

= 9,

n

= 4)、篮球(

n

= 49;

n

= 34,

n

= 15)、足球(

n

= 46;

n

= 30,

n

= 16)、排球(

n

= 36;

n

= 16,

n

=20)、跆拳道(

n

= 23;

n

= 9,

n

= 14)、拳击(

n

= 22;

n

= 15,

n

= 7)、摔跤(

n

= 23;

n

= 11,

n

=12)、柔道(

n

= 6;

n

= 5,

n

= 1)、散打(

n

= 47;

n

= 37,

n

= 10)和空手道(

n

= 18;

n

= 10,

n

= 8)。

2.1.2 运动道德推脱量表的条目来源及修正

第一, 依据运动道德推脱概念及表现, 对样本一的运动员进行了训练课后的单独访谈, 将访谈内容改编为相应的条目, 如“当时看着对方打了自己的队友, 我觉得很气愤, 所以就冲上去了, 总不能看着自己队友被打吧”改为“为保护队友而打架并没有错”等。

第二, 针对媒体对我国运动员不道德事件的采访报道进行了整理, 并根据报道中运动员的表述改编为相应的条目(表1)。

第三, 根据 Bandura (1986)道德推脱理论, 参照Boardley和Kavussanu (2007)编制的运动道德推脱量表(MDSS)中的一些条目。

第四, 小组讨论。对题库条目逐一进行小组讨论(小组成员由运动经验丰富的运动员和具备扎实运动心理学知识的研究生组成), 根据讨论意见删改不当词语、表述或条目, 合并含义相同或基本一致的条目。

第五, 征询专家建议。将小组讨论后的题库提交相关专家评定, 根据专家建议再次对条目进行修正。鉴于条目多涉及不道德行为, 为降低“社会期望效应”和“练习效应”, 研究尽量减少条目中的否定词汇(将否定词改为肯定词), 并增加了反向计分条目的数量(8个反向计分题)。

基于以上5点, 编制了48个条目的运动道德推脱初始量表, 采用5点计分, 计分范围从“完全不同意”得1分至“完全同意”得5分, 得分越高说明运动员的运动道德推脱水平越高。

2.1.3 施测及数据处理

施测由多名运动心理学专业研究生组织集体施测, 使用统一指导语指导运动员作答。其中, 样本二共发放问卷310份, 回收有效问卷254份, 有效回收率为 90.1%; 样本三共发放问卷 350份, 回收有效问卷 283份, 有效回收率为 86.3%。采用SPSS 16.0对样本二的数据进行项目分析和探索性因素分析, 使用Amos 17.0对样本三的数据进行验证性因素分析。

表1 采访报道的内容改编项目例举

2.2 研究结果

2.2.1 项目分析

研究以27%的分数作为高、低分组的界限, 采用独立样本

t

检验检验两组在各个条目上的差异,结果表明未达显著性的条目共11题(A2、A6、A7、A10、A14、A18、A22、A31、A33、A37、A38), 故予以删除, 余下37个项目。

2.2.2 探索性因素分析

对剩余的 37个项目进行探索性因素分析,Bartlett’ s 球形检验(χ= 2942,

df

= 666,

p

< 0.001)和KMO检验(KMO = 0.85), 表明数据适合进行因素分析。选用主成分分析法进行方差极大正交旋转,以共同度小于0.2; 因子载荷低于0.4; 跨因子载荷大于 0.15为取舍标准(王俊明, 1999), 经两次探索性因素分析发现, 特征值大于1的因子共5个(碎石图曲线在第 5个因素后开始趋于平缓), 特征值分别为 2.97、2.42、2.03、1.96和 1.82, 累积方差贡献率为55.99%(表2)。根据条目内容, 分别命名如下：

(1)因子1包括6个项目, 反映的是运动员对不道德行为的重新解释, 将不道德行为转变为更可接受的行为, 命名为行为重建。

(2)因子2包括5个条目, 反映的是运动员将不道德行为与另外一种更应受到责备的行为进行对比, 使不道德行为看起来并不怎么严重, 命名为有利比较。

(3)因子3包括3个条目, 反映的是运动员在认知上剥夺对手“人”的本质, 命名为非人性化。

(4)因子4包括3个条目, 反映的是运动员使用无罪或者中立的语言对原本应受谴责的行为进行“伪装”, 命名为委婉标签。

(5)因子5包括3个条目, 反映的是运动员努力减少自身对不道德行为应负的责任, 命名为非责任。

表2 主成分与方差极大正交旋转分析摘要

2.2.3 验证性因素分析

基于以往研究(Boardley & Kavussanu, 2007,2008; 李祥红, 2013)和探索性因素分析结果, 研究只对运动道德推脱的一阶五因子模型进行了检验(图 1)。结果显示, χ= 300.60,

df

= 161, χ/

df

= 1.87,AGFI = 0.89, CFI = 0.87, IFI = 0.87, RMSEA =0.06。各模型拟合指数都达到了推荐标准(毕重增,黄希庭, 2009; Browne & Cudeck, 1993; Sharma,Mukherjee, Kumar, & Dillon, 2005), 而且各个观测变量在潜变量上的载荷较高, 表明运动道德推脱量表具有较好的构想效度。

2.2.4 量表的信度分析

内部一致性信度分析表明, 行为重建、有利比较、非人性、委婉标签和非责任 5个分量表的Cronbach's α系数分别为 0.78、0.68、0.65、0.54和0.59, 虽然有些分量表的 Cronbach's α系数较低,但在社会科学研究中属于可接受的范围(荣泰生,2009), 说明量表具有较高的信度。

2.3 讨论

2.3.1 我国运动员运动道德推脱量表的有效性

研究以道德推脱理论为依据, 对运动员运动道德推脱进行概念的操作化定义, 多渠道、全方面收集运动道德推脱量表的试题库, 并对试题库所有项目进行了仔细的斟酌与推敲。量表编制过程也考虑到了诸多易导致调研误差的因素, 如条目词语或修饰的表达问题、“社会期望效应”、“练习效应”等。研究经项目分析和探索性因素分析, 最终形成了五因子的运动道德推脱量表。验证性因素分析表明运动道德推脱量表的模型拟合度较好, 各个观测因素在潜变量上的载荷也较高, 说明运动道德推脱具有较好的构想效度。此外, 量表的Cronbach's α系数为 0.80, 各个分量表的 Cronbach's α系数在 0.54～0.78之间, 虽然有些分量表的信度偏低, 但在社会科学研究中属于可接受的范围(荣泰生, 2009)。因此,不论从量表的结构效度还是内在一致性信度, 自编运动道德推脱量表均具有较好的测量学特性, 可作为测量我国运动员运动道德推脱的有效工具。

图1 运动道德推脱量表的结构模型图

2.3.2 我国运动员运动道德推脱的结构

研究编制的运动道德推脱量表, 是一个一阶五因子模型, 与前人研究存在一定的差异(Boardley& Kavussanu, 2007, 2008; 李祥红, 2013)。导致这一现象的原因, 可能与中国传统文化有关, 中国传统文化强调“崇德利用”, 注重自身德行的内敛与升华,导致个体的外在行为具有相当的保守性(辜德宏,2010)。同时, 儒学大师梁漱溟(1987)也指出“隐忍”是中国人的特点之一, 中国人的忍耐力至高, 遇事总喜谦让隐忍, 注重伦理关系, 处理争论总是碍于面子而宁肯自己吃亏。这必然会使中国运动员的行为表现出一定的保守性, 从责备归因看, 与我国文化存在一定的冲突, 如“受到对手的嘲讽而伤害对手是可以的”, 对于中国运动员而言, 不太可能因为对手的几句嘲讽而伤害对手。对西方运动员则不同, 西方文化更强调维护个人权益, 鼓励对侵犯自身权益的他人行为给予积极的回应。另外, Bandura等(1996)也认为非人性化和责备归因具有相似的功能, 都是在受害者行为上起作用, 所以非人性化维度可能缓冲了责备归因的作用。此外, Bandura和Barbaranelli还认为道德推脱涵道德辩护与忽视或扭曲结果等机制, 实际上, 道德辩护是将有害行为转变成为更可被接受行为的认知基础, 本研究中“行为重建”维度包涵了道德辩护与扭曲结果之义。

3 我国运动员运动道德推脱与运动亲反社会行为的关系

3.1 研究方法

3.1.1 被试

选取394名武汉体育学院运动员(二级以上)为被试。问卷有效被试306人, 其中, 男性234名, 女性72名; 健将级29名, 一级93名, 二级184名。平均年龄 19.90 ± 1.52岁; 平均训练年限 4.52 ±2.32年。运动项目涉及足球(

n

= 56;

n

= 48,

n

= 8)、篮球(

n

= 68;

n

= 62,

n

= 6)、排球(

n

= 24;

n

= 14,

n

= 10)、跆拳道(

n

= 25;

n

= 15,

n

= 10)、摔跤(

n

= 28;

n

= 20,

n

= 8)、散打(

n

= 52;

n

= 44,

n

= 8)、空手道(

n

= 28;

n

=18,

n

= 10)和拳击(

n

= 25;

n

= 13,

n

= 12)。

3.1.2 研究工具

运动道德推脱量表。

采用前文编制的运动道德推脱量表(20个条目), 包括行为重建、有利比较、委婉标签、非人性化和非责任5个分量表。采用5点计分, 计分范围从“完全不同意”得 1分至“完全同意”得 5分, 得分越高表示运动员的运动道德推脱水平越高。本研究中, 总量表的Cronbach's α系数为0.76, 各个分量表的Cronbach's α系数分别为0.83、0.73、0.65、0.63 和 0.65。

运动亲反社会行为量表。

采用祝大鹏(2012)修订的运动亲反社会行为量表(23个条目), 包括运动亲社会行为(队友)、运动亲社会行为(对手)、运动反社会行为(队友)和运动反社会行为(对手)4个分量表。采用 5点计分, 计分范围从“从来没有”得 1分至“非常多”得5分, 得分越高表示运动员从事相应的行为越频繁, 在本研究中, 总量表的Cronbach's α系数为0.82, 各个分量表的Cronbach's α系数分别为0.76、0.60、0.82和0.87。

3.1.3 施测及数据处理

由多名运动心理学专业研究生组织集体施测,使用统一指导语指导运动员作答, 共发放问卷 394份, 回收问卷362 份, 有效问卷 306份, 有效回收率为84.5%。使用SPSS 16.0对有效数据进行统计处理。

3.2 研究结果

3.2.1 共同方法偏差检验

采用量表方式进行数据的收集可能会存在共同方法偏差(common method biases)问题, 根据周浩和龙立荣(2004)的建议, 从程序控制和统计控制两方面对这一问题进行了控制。本研究先采用反向计分题、强调匿名性和保密性、平衡条目的顺序效应以及改进量表条目等进行了程序控制。数据收集完成后, 进一步采用 Harman单因素检验对共同方法偏差进行了检验, 结果表明特征值大于1的因子有 10个, 且第一个因子解释的变异量为 16.72%,小于临界值 40% (周浩, 龙立荣, 2004), 说明本研究共同方法偏差不显著。

3.2.2 性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的效应

研究以性别、项目类型和运动等级为自变量,运动道德推脱各因子得分为因变量进行 2×2×3的多元方差分析。结果表明性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的主效应均不显著(Wilksλ＝0.97,

F

(5, 290)＝1.83,

p >

0.05; Wilksλ＝0.99,

F

(5,290)＝0.83,

p >

0.05; Wilksλ＝0.97,

F

(10, 580)＝0.93,

p >

0.05); 性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的交互效应显著(Wilksλ＝0.94,

F

(10, 580)＝1.90,

p

< 0.05), 体现在行为重建维度(

F

(2, 294)＝3.68,

p

< 0.05)。一级和健将级个人项目的女运动员平均得分高于集体项目, 二级集体项目女运动员的平均得分高于个人项目; 二级、一级和健将级集体项目男运动员的平均得分都高于个人项目(表3)。

3.2.3 各变量的描述性统计及相关分析

各变量的描述性统计及相关分析见表4。由表4可知, 不同的推脱机制与不同指向的运动亲反社会行为之间的相关性存在差异, 说明在对不同指向运动亲反社会行为进行预测时, 起预测效应的推脱机制可能会有所不同, 这为后续深入探寻有效预测运动亲反社会行为的指标奠定了基础。

3.2.4 运动亲反社会行为与运动道德推脱机制的层次回归方程分析

研究以相关分析为基础, 采用层次回归考察在控制性别、项目类型、运动等级三个变量后, 运动道德推脱是否可以有效解释和预测运动亲反社会行为。运动道德推脱与运动亲社会行为(队友)的层次回归分析表明(表5), 性别、项目类型和运动等级仅解释了运动亲社会行为(队友)变异的 5%,

F

(3,302)＝5.37,

p

< 0.01; 在控制性别、项目类型和运动等级的基础上, 非责任和委婉标签进入最优回归模型, 可负向预测运动亲社会行为(队友), 独立贡献率为 13% (

F

(1, 300)＝9.59,

p

< 0.01), 非责任的预测效果(β = −0.31,

t

= −5.81,

p

< 0.01)优于委婉标签(β = −0.17,

t

= −3.10,

p

< 0.01)。

表3 行为重建的描述性统计结果(N = 306)

表4 各变量的描述性统计结果及相关系数(N = 306)

运动道德推脱与运动亲社会行为(对手)的层次回归分析表明(表6), 性别、项目类型和运动等级解释了运动亲社会行为(对手)变异的6%,

F

(3, 302)＝6.23,

p

< 0.01; 在控制性别、项目类型和运动等级的基础上, 非责任和有利比较进入最优回归模型,可负向有预测运动亲社会行为(对手), 独立贡献率为13% (

F

(1, 300)＝20.29,

p

< 0.01), 非责任的预测效果(β = −0.28,

t

= −5.27,

p

< 0.01)优于有利比较(β = −0.24,

t

= −4.50,

p

< 0.01)。

表5 运动亲社会行为(队友)的层次回归分析结果

注：性别(女性 = 0, 男性 = 1)、项目类型(集体项目 = 1,个人项目 = 2)和运动等级(二级 = 1, 一级 = 2, 健将级 = 3)为虚拟变量, 下同。

表6 运动亲社会行为(对手)的层次回归分析结果

运动道德推脱与运动反社会行为(队友)的层次回归分析表明(表7), 性别、项目类型和运动等级可解释运动反社会行为(队友)变异的 11% (

F

(3, 302)＝12.88,

p

< 0.01), 项目类型(β = −0.29,

t

= −5.32,

p

< 0.01)成为负向预测运动反社会行为(队友)的最佳变量; 在控制性别、项目类型和运动等级的基础上,委婉标签、行为重建和非人性化进入最优回归模型,可正向预测运动反社会行为(队友), 独立贡献率为17% (

F

(1, 299)＝8.12,

p

< 0.01), 委婉标签的预测作用(β = 0.23,

t

= 4.16,

p

< 0.01)优于行为重建(β= 0.20,

t

= 3.68,

p

< 0.01)和非人性化(β = 0.15,

t

=2.85,

p

< 0.01)。运动道德推脱与运动反社会行为(对手)的层次回归分析表明(表8), 性别、项目类型和运动等级可解释运动反社会行为(对手)变异的29% (

F

(3, 302)＝41.31,

p

< 0.01), 项目类型(β = −0.49,

t

= −9.94,

p

<0.01)成为负向预测运动反社会行为(对手)的最佳变量; 在控制性别、项目类型和运动等级的基础上,行为重建、委婉标签和非人性化进入最优回归模型,可正向预测运动反社会行为(对手), 独立贡献率为17% (

F

(1, 299)＝4.57,

p

< 0.05), 行为重建的预测作用(β = 0.25,

t

= 5.33,

p

< 0.01)优于委婉标签(β =0.22,

t

= 4.63,

p

< 0.01)和非人性化(β = 0.10,

t

=2.14,

p

< 0.05)。

表7 运动反社会行为(队友)的层次回归分析结果

表8 运动反社会行为(对手)的层次回归分析结果

3.3 讨论

3.3.1 性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的影响

本研究表明性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的主效应均不显著, 性别、项目类型和运动等级对运动道德推脱的交互效应显著, 体现在行为重建维度。这可能与行为重建是运动员最常用的推脱机制有关(Traclet, Romand, Moret, & Kavussanu,2011)。同时, 交互效应的组间检验发现——一级和健将级个人项目女运动员的平均得分高于集体项目, 二级集体项目女运动员平均得分却高于个人项目。究其原因, 一方面, 可能与参与比赛的重要程度有关。一级和健将级女运动员参加的比赛往往较二级运动员重要, 运动员所承受的心理压力明显大于二级运动员; 另一方面, 也可能与责任分担有关。对于个人项目一级和健将级女运动员而言, 要独立承担不道德行为应负的责任, 不像二级集体项目女运动员那样可将负责推脱到队友身上。对男性运动员则不同, 集体项目男运动员的平均得分均高于个人项目, 这与前人的研究结果相一致(Boardley& Kavussanu, 2007)。集体项目是由多人共同参与,身体接触程度高, 更易于发生碰撞、挑衅等不道德行为, 加之男女社会认知上的差异(杨继平, 王兴超, 2012), 男性运动员更易使用行为重建摆脱罪责。这一结果提示在降低运动员运动道德推脱水平的干预研究时应考虑性别、项目类型和运动等级的交互影响差异。

3.3.2 运动道德推脱与运动亲社会行为的关系

运动道德推脱与运动亲社会行为(队友)的相关和回归分析表明, 运动道德推脱与运动亲社会行为(队友)显著负相关, 可负向显著预测运动亲社会行为(队友)。这不同于以往研究(Boardley & Kavussanu,2009)。Boardley和 Kavussanu (2009)认为队内“合作”削弱了运动道德推脱对运动亲社会行为(队友)的影响。但是, 他们也指出这也可能是由于运动亲社会行为(队友)测量方法不准确所致。本研究表明运动道德推脱水平越高的运动员越少从事运动亲社会行为(队友), 如很少鼓励队友等。这是因为运动道德推脱水平越高的运动员在面对队友的求助情景时, 更易通过运动道德推脱为自身的不助人行为找到推脱的借口, 从而摆脱或减少负性情绪的产生。从层次回归分析结果看, 运动道德推脱对运动亲社会行为(队友)的解释效应高于性别、项目类型和运动等级, 而且是通过是通过委婉标签和非责任两因子实现的。同时, 研究发现非责任的预测效果优于委婉标签, 也证明了相关分析的结果, 非责任成为运动亲社会行为(队友)的最佳预测指标。

运动道德推脱与运动亲社会行为(对手)的相关和回归分析表明, 运动道德推脱与运动亲社会行为(对手)显著负相关, 可负向显著预测运动亲社会行为(对手)。这与以往研究结果相一致(Boardley &Kavussanu, 2009)。说明运动道德推脱水平越高的运动员越少从事运动亲社会行为(对手)。这是因为运动道德推脱水平越高的运动员在面对对手的求助情景时, 越易通过运动道德推脱为自身的不助人行为找到推脱的借口, 从而避免或减少负性情绪的产生。从层次回归分析结果看, 运动道德推脱对运动亲社会行为(对手)解释效应高于性别、项目类型和运动等级, 而且是通过非责任和有利比较两因子实现的。同时, 研究发现非责任的预测效果优于有利比较, 非责任成为负向预测运动亲社会行为(对手)的最佳变量。

可见, 对运动亲社会行为(队友和对手)而言,运动道德推脱对运动亲社会行为(队友和对手)的解释程度皆高于性别、项目类型和运动等级, 非责任成为负向预测运动亲社会行为(队友和对手)的最佳变量。非责任是指运动员努力减少自身对不道德行为应负的责任。当运动员面临其他运动员的求助情景时, 往往会使用非责任为自己的不助人行为找到推脱的借口, 借以减少自身应负责任, 摆脱或减小负性情绪的产生。同时, 研究也说明责任心越强的运动员越不容易使用运动道德推脱及机制, 所以非责任成为负向预测运动亲社会行为(队友和对手)的最佳指标。

3.3.3 运动道德推脱与运动反社会行为的关系

运动道德推脱与运动反社会行为(队友)的相关和回归分析表明, 运动道德推脱与运动反社会行为(队友)显著正相关, 可正向显著预测运动反社会行为(队友)。这与之前研究结果相一致(Boardley& Kavussanu, 2009, 2010; Hodge & Lonsdale,2011)。说明运动道德推脱水平越高的运动员越容易从事运动反社会行为(队友), 如与队友争吵等。这是因为运动道德推脱水平越高的运动员越容易使用运动道德推脱及机制使自我的道德调节功能失效, 从而为运动反社会行为(队友)开脱, 以摆脱或减少自身罪责。从层次回归分析结果看, 性别、项目类型和运动等级对运动反社会行为(队友)的解释程度较高, 项目类型成为负向运动反社会行为(队友)的最佳预测变量。同时, 运动道德推脱也可以有效解释运动反社会行为(队友), 解释效应是通过委婉标签、行为重建和非人性化实现的, 而且委婉标签的预测作用优于行为重建和非人性化,委婉标签成为预测运动反社会行为(队友)的最佳推脱变量。

运动道德推脱与运动反社会行为(对手)的相关和回归分析表明, 运动道德推脱与运动反社会行为(对手)显著正相关, 可显著正向预测运动反社会行为(对手)。这与以往研究结果相同(Boardley &Kavussanu, 2009, 2010; Hodge & Lonsdale, 2011),说明运动道德推脱水平越高的运动员越容易从事运动反社会行为(对手)。这是因为运动道德推脱水平越高的运动员在面对与对手有关的道德情景时,更易使用运动道德推脱使道德的自我调节功能失效, 从而为自己的运动反社会行为(对手)找到开脱的借口, 摆脱或较少自身罪责。从层次回归分析结果看, 性别、项目类型和运动等级可有效解释运动反社会行为(对手), 项目类型成为负向运动反社会行为(对手)的最佳预测变量。同时, 运动道德推脱也可以有效解释运动反社会行为(对手), 解释效应是通过行为重建、委婉标签和非人性化三个因子实现的, 行为重建的预测效应优于委婉标签和非人性化, 行为重建成为预测运动反社会行为(对手)的最佳推脱变量。

对运动反社会行为(队友和对手)而言, 性别、项目类型和运动等级都扮演着十分重要的角色, 尤其是对运动反社会行为(对手)。这说明性别、项目类型和运动等级可对运动反社会行为做出较大解释, 而且项目类型成为负向预测运动反社会行为(队友和对手)的最佳变量。这一结果提示在预测运动运动反社会行为(队友和对手)时应重点考虑项目类型这一变量。究其原因, 可能是由于集体项目的特点所致。集体项目大多是由多人共同参与, 身体接触的程度高, 易于发生碰撞、挑衅等不道德行为。在运动道德推脱方面, 委婉标签和行为重建分别成为正向预测运动反社会行为(队友)和运动反社会行为(对手)的最佳变量。这是由于运动反社会行为指向的不同所致, 运动员在做出反社会行为(队友)时,由于行为的指向是队友, 碍于运动队的人际团结与和谐, 运动员易使用较为委婉的推脱机制(委婉标签)来找到摆脱的借口。但对运动反社会行为(对手)则不同, 运动员不需要考虑团队内的人际关系, 相关研究也证实行为重建是运动员使用的最为常见的推脱机制(Traclet et al., 2011), 因此才会出现上述差异。此外, 研究表明对运动反社会行为起预测效应的推脱机制存在差异, 这也说明了研究不同指向运动反社会行为的必要性。

4 结论

(1)我国运动员运动道德推脱包含行为重建、有利比较、委婉标签、非人性化和非责任。

(2)性别、项目类型和运动等级可有效解释和预测运动反社会行为, 但对运动亲社会行为的解释和预测效应较低, 项目类型成为负向预测运动反社会行为的最佳变量。

(3)在控制性别、项目类型和运动等级的基础上,非责任成为负向预测运动亲社会行为(队友和对手)的最佳指标; 委婉标签和行为重建分别成为正向预测运动反社会行为(队友)和运动反社会行为(对手)的最佳指标。

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