道德认同、道德推脱、自我定向对大学生体育学习偏差行为影响的实证研究

张静 董宝林 张欢

摘 要：探讨道德认同、自我定向、道德推脱对大学生体育学习偏差行为的影响，检验多重中介模型适配性。采用道德认同的内在化分量表、运动中任务定向和自我定向问卷的自我定向分量表、体育道德推脱量表和大学生体育学习偏差行为量表，对1 537名大学生（年龄20.42±0.532岁;男874人，女663人）进行调查。结果显示：道德认同对大学生体育学习偏差行为的负向影响显著（F = 76.668），自我定向、道德推脱对偏差行为的正向影响分别显著（F自我定向= 186.899，F道德推脱= 137.076）;在道德认同影响大学生体育学习偏差行为时，自我定向、道德推脱分别具备部分中介效应，而且，二者的多重中介效应也显著，中介效应分别占总效应的38.10%、5.04%和9.88%，即：道德认同对大学生体育学习偏差行为的间接影响效应占总效应的53.02%。结论：道德认同是改善大学生体育学习偏差行为的心理特质，自我定向、道德推脱是诱发体育学习偏差行为的前因要素;道德认同既可以直接的方式改善大学生体育学习偏差行为，还可以通过抑制道德推脱机制来缓解自我定向，进而有效避免产生体育学习的偏差行为。本研究可为防范和解决体育教学中的诸多潜在问题提供理论参考和实践启示。

关键词：大学生;体育学习;自我定向;道德认同;道德推脱;偏差行为;中介效应

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

偏差行为是个体偏离常态且妨害其生活适应的行为[1]，被教育界视为“青少年常见的违反校规校纪、背离道德规范的问题行为”[2]。在《学校体育工作条例》推行与开展的今天，高校体育课程灵活多样的教学形式、不断改进的教学方法、不断提高的教学质量，使大学生体育学习的总体状况得到一定改善[3]。诚然，仍有相当一部分学生在体育学习中表现出迟到、早退、缺席、懒散、不诚实等偏差行为[4]，这种偏差行为已成为体育学习中一种普遍的不良行为，它不仅影响学生的学习效果、制约学习兴趣[5]，还会成为“终身体育”理念的羁绊。体育学习作为促进身心发展、德育教育于身体活动的学习过程，是学生培养健康生活方式、树立优良道德品质的重要手段。在全民健身国家战略背景下，探讨和解读大学生体育学习偏差行为的前因要素，有助于防范和解决体育教学中的诸多潜在问题，有助于培养大学生良好的体育学习兴趣和习惯，是高校体育亟待攻关的重要议题。

1 文献梳理与研究假设

近年来，国内外在偏差行为归因及矫正等方面展开了深入探讨，其中，道德认同（Moral identity）和道德推脱（Moral disengagement）被视为决定偏差行为的重要因素[6-7]。1）道德认同是树立自我概念、正确认识自我的一种稳定道德特质，是规避偏差行为的内在资源[8]。它能在现实道德自我与理想道德自我产生差异时保持外向行为与内部道德标准一致性，避免违规、不当行为的产生[9];能有效调控特定运动情境下的情绪反应，使个体在运动应激事件中遵守规范规则、保持亲社会行为、抑制偏差行为[10]。简言之，作为一种道德品质，道德认同是防范偏差行为的前提[11];作为一种自我图式，道德认同决定着个体在道德规范影响下的思考、体验和行为[12]。2）道德推脱是一种可使个体行为摆脱自身道德准则的特定认知倾向，是促成偏差行为的先决因素，包括重新定义自身行为以减轻危害效应、最大程度减轻自身行为后果的责任、最大限度降低对受伤目标痛苦的认同[13]。偏倚行为是一种不道德的行为[14]，而道德推脱使主体丧失道德调节功效，在行使偏倚行为后免于自责和内疚[15]，尤其是自我意识发展期的大学生，道德推脱不仅会促成欺骗、攻击、欺凌等偏差行为[16]，还会调节自己违规行为的倾向性认知评价[17]，淡化偏倚行为的不良后果以缓解愧疚感和自责倾向，降低道德自我抑制力以增加过错或偏倚行为的发生概率[18]。

临床心理学认为，道德认同是制约道德推脱的关键心理资源[19]。高道德认同者总伴有稳定的道德特质，并表现出较低的道德推脱和较少的偏差行为[6]，换言之，道德认同既对行为具有规范和引导功效，还可通过制约道德推脱而间接缓解偏差行为[7]。正如道德认同理论阐释的：人们会在心理上建立群体归属，并在道德上形成内群偏好和外群偏见，而高道德认同者更善于扩大道德关注圈，对外群人也会表现出较高的道德关注[20-21]。毛泽东主席曾言：体者，载知识之体而寓道德之舍也。体育是德育教育实践的重要组成部分，诚然，考察大学生道德认知元素对大学生体育学习行为影响的研究略显薄弱。据此，提出假设H1：高道德认同的大学生，体育学习偏差行为越少;H2：高道德推脱的大学生，体育学习偏差行为越严重;H3：在道德认同影响体育学习偏差行为时，道德推脱具备中介效应。

一系列纵向研究发现，在道德认同与体育不当行为的影响链条上，自我定向同样扮演着中介的角色[22]。1）首先，道德认同决定着个体的自我定向[20]。道德认同是特定情境中表现出的社会道德认知，相较之下，低道德认同者惯于通过社会比较来衡量自身的能力或成功[23]，倾向于自我卷入的目标取向（即自我定向），以突显高能力、避免低能力评价为追求的目标[20];道德认同是个体行为与道德规范的统一，低道德认同者惯于找寻自身利好的因素与他人比较来获得成就感、证实胜任力[24]。正如前人所言：严重的自我定向往往出现在低道德认同的运动员之中[22]。2）自我定向是以超越他人为目标的心理定向，是产生偏差行为的内生变量。高自我定向者更注重社会參照和横向比较[25]，更在意行为的外部条件，在特定情境下，为获得成就感和胜任感而自觉选择违规、欺骗裁判、反社会等偏差行为[26]。正如前人所言：自我定向严重的运动员通常相信欺骗性手段是取得成功的先决条件[27]。既有理论和文献告诉我们：道德认同既能直接抑制偏差行为，还能通过影响自我定向而间接防范偏差行为。诚然，类似研究在体育学习领域尚未明晰。据此，提出假设H4：高自我定向的大学生，体育学习偏差行为越严重;H5：在道德认同影响体育学习偏差行为时，自我定向具备中介效应。

此外，人们在探讨体育道德推脱的影响机制时还发现，自我定向是促成体育道德推脱的前因要素。研究表明：在体育情境中，高自我定向者采用不道德或偏差行为的比例较高[28]，通常认为“为获胜利而采取作弊或伤害对手的行为”是合适或可接受的，并且，在过错行为发生后，善于通过结果扭曲、道德辩护、委婉标签等推脱机制来减轻自责和内疚[29];高自我定向者常会淡视一些规则制度，为获得称许、避免低評价而采取非正当手段（如欺骗、作弊等），并将这些非正当的偏差行为视为通往成功的便捷之路[30]。简言之，自我定向是体育道德推脱的内生变量[22]，诚然，在探讨道德认同对体育学习偏差行为影响的基础上，考察自我定向、道德推脱多重中介的研究尚付阙如。据此，提出假设H6：在道德认同与体育学习偏差行为的影响链条上，自我定向、道德推脱具备多重中介效应。

基于此，构架观念（图1）并通过实证揭示上述三个前因变量对大学生体育学习偏差行为的综合影响，旨为丰富本领域研究，亦为相关部门科学制定改进策略提供参考。

2 研究对象与方法

2.1 被试

根据教育部《全国普通高等学校体育课程教学指导纲要》（教体艺〔2002〕13号）的指示精神：普通高等学校的一、二年级必须开设体育课程[31]，由于研究旨在考察大学生体育学习中存在的偏差行为，因此，以大学一、二年级学生为主要调查群体。依据分层整群抽样原则，以上海市为例，抽取2类 （公办3所、民办2所）共5所高校，每所高校随机抽取一年级、二年级学生各150～200名（约1 800名）为被试，共回收1 611份问卷。根据“反向题检验”“应答缺失1/4”“规则性填答”等标准剔除74份无效问卷，保留1537份有效数据，其中，男874人，女663人，年龄20.42±0.532岁。

2.2 测量工具

采用典型互译程序对测量工具的所有英文问卷进行汉化，最大限度地提高量表跨文化、语言等值性[32]。首先，由1位本土专业英文教师将题项汉化;其次，由2位精通英文的锻炼心理学专家对译后条目校正、修订;再次，由2位未见过翻译问卷的英语外教将译后条目回译成英文;最后，反复上述三骤互译，直到所有中英文条目的语义、表述、内涵匹配。

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

参考前人测试经验[22]，采用《道德认同量表》（Moral Identity Scale， MIS）中的内在化分量表MIS-I作为评估被试道德认同水平的测评工具。施测时，先将爱心、同情心、公正、友好、慷慨、助人、勤劳、诚实、善良等9个词汇呈现给被试，并告知这些词汇可能是描述人的一些特征。MIS-I由5个题项构成（含2个反向题，如：“这些特征对我来说并不重要”等），采用Likert5点法，以“完全不同意～完全同意”分计1～5分，反向题处理后的题项总分表述被试道德认同水平程度。结合研究目的，对部分题项进行修改，如“在工作和学习中，别人知道我平时拥有这些特征”改为“在体育学习中，别人知道我平时拥有这些特征”等。探索性因子分析（EFA）：KMO=0.904，Bartlett's球体检验Chi-Square=669.194，df=10，P<0.001，累积贡献率56.527%;验证性因子分析（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，分半信度为0.719。

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

采用《运动中任务定向和自我定向问卷》（Task and Ego Orientation Questionnaire，TEOQ）中的自我定向分量表。EOS适于评估初中生以上人群在体育学习领域的自我定向水平，题干为“在体育学习中我感到最成功是在……时候”，共6个题项（如“我比其他人做得更出色时”“我是唯一掌握该技术或技巧的人时”等），采用Likert 5点法，由“完全不符合～完全符合”分计1～5分，总分表示被试自我定向水平。EFA：单因素累积贡献率58.083%，KMO=0.883，Bartlett's球体检验在显著水平上（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为0.854，分半信度0.840。

2.2.3 体育道德推脱量表（Moral Disengagement in Sport Scale， MDSS）[34]

MDSS由6个维度（非人性化、结果扭曲、道德辩护、有利比较、责任转移、委婉标签）共32个题项构成，旨在评估被试体育道德推脱的程度，如“敌视侮辱我同伴的对手，是可以的”“如果对我们有帮助，适当欺骗是可以接受的”等。MDSS采用Likert 5点法，以“完全不符合～完全符合”分计1～5分，总分表示被试体育道德推脱水平。EFA：六因素累积贡献率62.317%，KMO=0.874，Bartlett's球体检验在显著水平上（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 体育学习偏差行为量表（Deviant Behavior for Undergraduate PE Learning （DB-UPEL）

参照Achenbach的理论观点[35]和前人对青少年偏差行为的思辨[36]，结合研究题意编制《大学生体育学习偏差行为量表》。遵循“自下而上”的质性研究思路，通过半结构式访谈的开放性问卷建立条目池，通过筛选获得初始題项，并遵循专家意见对相关题项剔除，形成正式量表：1）对10位受访者半结构式访谈，详述体育学习中曾有过哪些不恰当行为。将访谈所用语言逐字誊录并形成文字稿，提取核心词汇并编码;遵循归纳法，结合主观判断合并语义相近的词汇，形成14个核心词汇（如：迟到、早退、缺席、懒散、抵触他人等），经课题组成员多次讨论、比较、核查，认为这14个可编码的核心词汇内涵一致。2）对30名大学生进行预测，要求被试将语词表述不明的题项标注并改正。修订4个标注集中的题项，重新比较异同与合并，形成10个初始题项，请上海体育学院、上海大学等锻炼心理学（4人）、学校体育学（6人）教授或学者对初始题项进行效度检验，根据专家意见，剔除题总相关<0.3的1个题项，最终确定9题项的《大学生体育学习偏差行为量表》（如“在参加体育课程学习时，我曾有过故意迟到的经历”“在参加体育课程学习时，我曾有过无故缺席的经历”等）。10位专家学者一致认同该量表内涵与体育学习偏差行为的理论构想相符。

量表采用Likert 5点法，以“从来没有～总是如此”分计1～5分，总分表示被试体育学习偏差行为的状况。EFA：单因素累积贡献率71.702%，KMO=0.934，Bartlett's球体检验在显著水平上（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 施测过程

于2017年5月10-25日，采用集体或单独的施测方式采集数据。填答时间10分钟后当场回收。施测获得被试性别、年龄等一般人口统计学资料。

2.4 数据采集与分析

将所得数据导入SPSS24.0统计软件。经反向题处理后，首先，通过相关性分析、回归分析统计各前因变量对体育学习偏差行为的直接影响;然后，采用序列层次回归分析考察道德推脱的中介效应、自我定向的中介效应、及自我定向和道德推脱的多重中介效应;最后，利用AMOS24.0构建多重中介模型，通过拟合指标检验模型的适配性。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用程序控制和 Harman 单因素检验相结合的方式，考察可能存在的共同方法偏差：1）程序控制：问卷定稿时，在问卷引导语中着重、加粗、标注、醒目“本调查仅为科研使用”，对各个子问卷的题项调整排序，因道德认同可能与道德推脱、偏差行为等存在互逆关联，且《道德认同量表》含2个反向题，故不必单独设计反向题;发收问卷时，由问卷发放负责人反复强调测试数据的匿名性、保密性，以减少社会称许性行为的干扰，施测采用现场答疑、填写完毕当场回收;2）Harman 单因素检验：对所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，结果有9个因子特征根值>1，且第1因子解释变异率23.951%（<临界值40%），表明测量共同方法偏差可接受。

3.2 道德认同、自我定向、道德推脱对体育学习偏差行为的直接影响

相关性分析显示（表1）：道德认同与偏差行为显著负相关，自我定向和道德推脱分别与偏差行为显著正相关（P<0.01），且皆达到中度相关水平。

然后，以道德认同、自我定向、道德推脱为自变量，体育学习偏差行为为因变量，进行序列层次回归分析，旨在考察自我定向在“道德认同→偏差行为”间的中介效应，以及自我定向-道德推脱在此影响链上的多重中介效应（表5）。1）Step1：即再次验证道德认同对偏差行为影响显著;Step2：2）因自我定向加入自变量，道德认同（β=-0.258，T=-5.026）、自我定向（β=0.555，T=10.814）对体育学习偏差行为影响分别显著（p<0.001），二者共同解释54.9%的变异（F（2，1532）=415.955），ΔR2为0.464，由此证实：在道德认同影响体育学习偏差行为时，自我定向具备部分中介效应;3）Step3：因自变量进一步加入了道德推脱，此时，道德认同（β=-0.233，T=-4.461，P=0.001）、自我定向（β=0.442，T=6.094，P=0.000）、道德推脱（β=0.162，T=2.197，p=0.029）对偏差行为影响分别显著，三者共同解释58.3%的变异（F（3，153 0）=319.349），ΔR2为0.034。

综上，因自我定向和道德推脱逐层介入，道德认同对偏差行为的回归系数由-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逐步变化为0.464和0.034。由此证实：在道德认同与偏差行为的影响链条上，自我定向和道德推脱具备了多重中介效应。

基于此，采用项目组合技术（Item Parceling）[38]，对体育学习偏差行为各观测指标进行打包处理，利用AMOS24.0构建多重中介模型。模型拟合指标显示：x2（df= 164， N=1537）=531.196，x2/df=3.239，拟合优度指标中GFI=0.928，NFI=0.918，RFI=0.906，IFI=0.936，NNFI=0.906，CFI=0.933，近似误差均方根RMSEA=0.074，标准化残差均方根SRMR=0.0335，说明模型较好的适配性（图2）。

分析进一步证实了H6不被拒绝，即：在道德认同与体育学习偏差行为的影响链条上，自我定向、道德推脱具备多重中介效应，其效果量是总效果的9.88%。根据道德认同理论的相关观点，作为自我概念的一种道德认知图式，道德认同影响着个体的目标定向动机，并在此基础上形成稳定的道德倾向，进而产生道德行为[12，19]。也就是说，在体育学习情境中，高道德认同者能够在社会道德规范下正确认识自我、规范道德认知，对那些随意、懒散、污化、嘲笑、欺骗等不当行为表示抵触，并在过错行为发生后能够主动弥补过错或承担责任，进而表现出较少的偏差行为;反之，低道德认同者更关注学习分数、竞争结果等外部条件而容易引发自我定向，并在出现缺勤、迟到、早退、欺骗、讥讽、伤害等偏差行为后惯于利用有利比较、责任转移、道德辩护等推脱机制为自己的偏差行为辩解，进而表现出更多的偏差行为。上述观点在Bandura的道德自我调节理论中得到部分阐释[15]。

研究整合了社会认知理论、道德认同理论、目标定向理论、道德自我调节理论等，探讨了道德认同、自我定向、道德推脱对大学生体育学习偏差行为的综合影响，证实了在体育学习领域，道德认同不仅直接影响着大学生的偏差行为，其深层隐含着目标导向、道德调控等中介因素，这些中介因素使同一道德认同的大学生表现出不同的偏差行为。行为主义学习理论曾阐明：行为是学习者对环境刺激所做出的应答[50]。基于此，研究认为，提升道德认知和素养、规范学习目标取向，可能是缓解大学生体育学习偏差行为的一个有效途径。诚然，大学生体育学习中的偏差行为可能还受到人口特征、学习环境等因素影响，未来研究应着重考察个体与社会的交互效应，为培养大学生良好的体育学习习惯提供与参考。

5 结论

道德认同是改善大学生体育学习偏差行为的心理特质，自我定向、道德推脱是诱发体育学习偏差行为的前因要素;道德认同既可以直接的方式改善大学生体育学习偏差行为，还可以通过抑制道德推脱机制来缓解自我定向，进而有效避免产生体育学习的偏差行为。

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