教練風格對運動反社會行為的影響：運動道德推脫的中介效應

盛 炯, 王 棟, 陳作松

(1. 上海立信會計金融學院 體育與健康學院，上海 201620；2. 上海交通大學 體育系，上海 200240)

運動反社會行為是指運動員在競技或比賽中表現出的傷害他人或對他人不利的行為[1]，如辱罵或毆打對手等。以往運動反社會行為的研究主要集中在對手方面，而近年來的相關研究表明，隊友間同樣也會發生諸如批評或取笑隊友等的運動反社會行為，以隊友為指向的運動反社會行為同樣也應引起了學者們的關注和重視[2]。目前，識別可以有效預測和影響運動反社會行為的前因變量已成為運動道德領域研究者的首要任務[3]。在眾多的前因變量中，教練風格作為一種重要的社會情景變量已引起了一些學者的關注[4-5]。

教練風格是指教練員處理其與運動員之間人際關系的方式，可潛移默化地塑造或改變運動員的運動體驗[6]。依據教練員的執教風格，可將教練風格劃分為自主型和受控型2種[4]。自主型風格的教練員往往會給予運動員參與任務決策的機會，認同和尊重運動員的觀點和感受；受控型風格的教練員則往往會以強制、威脅或專制等方式將自己的觀念和想法強加于運動員，較少會認同或尊重運動員的觀點和感受。由于自主型風格的教練員能夠尊重運動員的觀點和感受，容易使運動員的心理需求(如自主、關系需求等)得到滿足，因此，不太可能為達到獲勝等目的而迫使運動員做出運動反社會行為。相反，受控型風格的教練員往往會采用獎勵或懲罰策略操縱或控制運動員[6]，因此，為了達到獲勝等的目的，受控型風格的教練員或許更易迫使運動員做出諸如傷害對手等的運動反社會行為。Hodge等[4]的研究結果表明，自主型教練風格可對以對手為指向的運動反社會行為產生負向影響，但對以隊友為指向的運動反社會行為的負向影響并不顯著。他們認為，這或許是由不同指向運動反社會行為測量上的差異所致。然而，雖然Hodge等的研究揭示了自主型教練風格與運動反社會行為(隊友或對手)的關系，但并未考察受控型教練風格對運動反社會行為(隊友和對手)的影響。因此，有關教練風格與運動反社會行為的關系，尤其是受控型教練風格與運動反社會行為的關系，還有待進一步進行實證研究。

運動道德推脫是影響運動反社會行為的另一重要前因變量。運動道德推脫是基于社會認知理論而提出的重要概念，指運動員個體產生的特定認知傾向，包括在認知上重構自己的行為，使其傷害性更小，最大程度地減小自己在行為后果中的責任與降低對受傷者的認同等[7]。一系列的實證研究表明，運動道德推脫可以正向預測運動反社會行為[8-11]，這說明運動道德推脫水平越高的運動員越容易做出運動反社會行為。此外，也有研究對教練風格與運動道德推脫的關系進行了實證考察，但并未形成一致觀點。一方面，有研究發現自主型教練風格可以負向預測運動道德推脫，但該研究并未驗證受控型教練風格與運動道德推脫的關系[4]。另一方面，有研究發現自主型教練風格并不能對運動道德推脫產生顯著影響，而受控型教練風格可以正向預測運動道德推脫[5]。

按照道德推脫理論的觀點，運動員在做出運動反社會行為時，首先需要使用運動道德推脫使其內在的道德自我調控過程選擇性失效，以降低不道德行為后消極情緒產生的概率[10]。由于處于自主型風格教練領導下的運動員更注重自身對任務決策的選擇，其觀點和感受能夠得到教練員的認同，心理需求也容易得到滿足，因此，不太可能會為達到獲勝等目的而做出運動反社會行為，也就不太可能使用運動道德推脫為運動反社會行為開脫。處于受控型風格教練領導下的運動員則不同，他們的觀點和感受往往得不到教練員的尊重和認同，心理需求難以得到滿足，往往會迫于教練員的要求或指令而做出諸如傷害對手等運動反社會行為，更容易使用運動道德推脫將不道德行為的責任轉嫁至教練員，強調這是教練員的責任。如他們認為“這是教練員安排的，不是我的錯”等。因此，教練風格對運動反社會行為的影響以及運動道德推脫在這一關系中的中介效應還有待進行實證探究。

通過上述分析可知，教練風格、運動道德推脫以及運動反社會行為之間的關系還有待明確和檢驗；更為重要的是，這些研究大都是在西方文化背景下開展的實證探索，其研究結論能否適用于我國運動員還有待檢驗。這是因為：一方面，不同的文化背景可能會對個體的道德認知產生不同的影響[12]；另一方面，競技體育培養體制和模式上的區別，使得我國教練員與西方教練員有所不同，我國教練員往往身兼教練員與“父母”的雙重身份[13]。此外，從國內研究看，我國學者探究的運動反社會行為的前因變量主要集中于道德意識[14]、動機氛圍[15]、道德認同[16-17]等。教練風格作為一種重要的社會情景變量尚未引起我國學者的關注和重視，相關的實證研究較鮮見。因此，筆者從社會認知理論出發，對教練風格與運動反社會行為的關系以及運動道德推脫的中介效應進行實證考察，以幫助人們更好地理解我國運動員運動反社會行為的發生。

1 研究方法

1.1被試選取231名福建省部分項目省隊運動員為調查對象(表1)，以統一書面指導語形式分隊進行團體施測，共發放問卷231份，回收有效問卷203份，問卷的有效回收率為87.88%。運動員平均年齡為(18.96±2.63)歲，平均訓練年限為(6.55±2.97) a。

表1 被試的人口統計學特征

1.2研究工具

1.2.1 自主型和受控型教練風格量表 采用Hodge等[4]改編的自主型和受控型教練風格量表。首先邀請一名心理學博士和一名運動心理學博士對2份英文原版量表進行獨立翻譯，然后對2人翻譯的中文版量表進行小組討論，并根據小組討論結果修改有異議的表述。同時，按照Duda等[18]提出的跨文化量表修訂方法，將經由小組討論并修改后的2份量表交由外語專業的2名英語博士進行反譯，并根據反譯結果再次對中文版量表內容進行修改和調整。經過上述步驟，確定了2份量表的中文版。其中，自主型教練風格量表為單維量表，共14個條目，采用李克特7點評分，“完全不符合”得1分，“完全符合”得7分。在本文中，量表驗證性因素分析的各項擬合指數分別為：卡方χ2=107.34，自由度df=66，χ2/df=1.63，擬合優度指數GFI=0.93，正規擬合指數NFI=0.94，比較擬合指數CFI=0.98，近似誤差均方根RMSEA=0.06，量表的Cronbach’sα系數為0.94。受控型教練風格量表共15個條目，包含獎勵控制、消極條件、威脅和過度控制4個分量表，量表同樣采用李克特7點評分，“完全不符合”得1分，“完全符合”得7分。在本文中，量表驗證性因素分析的各項擬合指數分別為：χ2=124.64，df=76，χ2/df=1.64，GFI=0.93，CFI=0.96，NFI=0.94，NFI=0.90，RMSEA=0.06，量表的Cronbach’sα系數為0.84。

1.2.2 運動反社會行為量表 本文采用的運動反社會行為量表由祝大鵬[19]修訂，共15個條目，包含隊友和對手指向的2個分量表。采用李克特5點評分法，“從來沒有”得1分，“非常多”得5分，作答分數越高，說明個體從事相應的運動反社會行為越頻繁。在本文中，該量表的Cronbach’sα系數為0.88。

1.2.3 運動道德推脫量表 本文采用的運動道德推脫量表由王棟等[11]編制，包含行為重建、有利比較、委婉標簽、非人性化和非責任5個分量表，共20個條目。為了更好地體現運動道德推脫及其機制的含義，在咨詢原量表編制者的基礎上，對量表中的3個條目進行了反向改寫：將“運動員遵從團隊決定而做出違規行為，運動員應為這一行為負責”改為“運動員遵從團隊決定而做出違規行為，運動員不應為這一行為負責”；將“運動員受到隊友的鼓動而攻擊對手，運動員應該受到責備”改為“運動員受到隊友的鼓動而攻擊對手，運動員不應該受到責備”；將“運動員根據教練員的指示做出違規行為，運動員應為這一行為負責”改為“運動員根據教練員的指示做出違規行為，運動員不應為這一行為負責”。采用李克特5點計分，“完全不同意”得1分，“完全同意”得5分，作答分數越高，說明個體的運動道德推脫水平越高。在本文中，模型的各項擬合指數分別為：χ2=208.35，df=150，χ2/df=1.39，CFI=0.94，TLI(Tucker-Lewis index)=0.93，GFI=0.91，增量擬合指數IFI=0.94，RMSEA=0.04，量表的Cronbach’sα系數為0.84。

1.2.4 數據處理 采用SPSS16.0統計軟件對數據進行描述性統計分析和相關分析，采用AMOS17.0軟件對數據進行共同方法偏差檢驗及中介效應檢驗。

2 結果與分析

2.1共同方法偏差檢驗由于本文數據皆來自于運動員的自我報告，可能存在共同方法偏差(CMB，common method biases)問題，因此，本文從程序控制和統計控制2個方面對共同方法偏差進行控制和檢驗[20]。如：在程序控制方面，強調作答的匿名性等；在統計控制方面，采用Harman單因素檢驗法對數據進行共同方法偏差檢驗。本文在假定3個量表的條目均屬于一個因子的條件下進行驗證性因素分析，驗證性因素分析的結果表明，數據與模型無法有效擬合。模型的各項擬合指數分別為：χ2=5702.74，df=1952，χ2/df=2.92，GFI=0.38，CFI=0.35，NFI=0.27，IFL=0.35，TLI=0.32，RMSEA=0.10，這說明本文并不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.2各變量的描述性統計及Pearson相關分析由表2可知：自主型教練風格與受控型教練風格呈顯著性負相關(r=-0.14,P=0.04)，與運動道德推脫呈不顯著性負相關(r=-0.13,P=0.06)，與運動反社會行為(隊友)具有顯著性負相關(r=-0.29,P=0.00)，與運動反社會行為(對手)呈不顯著性負相關(r=-0.07,P=0.33)；受控型教練風格與運動道德推脫呈顯著性正相關(r=0.21,P=0.00)，與運動反社會行為(隊友)呈顯著性正相關(r=0.28,P=0.00)，與運動反社會行為(對手)呈顯著性正相關(r=0.31,P=0.00)；運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)呈顯著性正相關(r=0.26,P=0.00)，與運動反社會行為(對手)呈顯著性正相關(r=0.34,P=0.00)；運動反社會行為(隊友)與運動反社會行為(對手)呈顯著性正相關(r=0.53,P=0.00)。

表2 各變量的基本統計量及相關矩陣

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01；圖1、圖2同此

2.3教練風格、運動道德推脫與運動反社會行為的關系模型

2.3.1 教練風格、運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)的關系模型 從圖1可知：自主型教練風格可以直接負向影響運動反社會行為(隊友)(AMOS模型標準化后的路徑系數γ=-0.29，P=0.00)，但未能通過運動道德推脫(γ=-0.11,P=0.17)對運動反社會行為(隊友)產生間接效應；受控型教練風格既可以直接正向影響運動反社會行為(隊友)(γ=0.21,P=0.00)，又可以通過運動道德推脫(γ=0.25,P=0.00)對運動反社會行為(隊友)產生間接效應(γ=0.27,P=0.00)，這說明運動道德推脫在這一關系中起著部分中介效應，中介效應量為0.25×0.27=0.07，中介效應占總效應的比值為0.07/(0.07+0.21)=0.25。各項擬合指數如下：χ2=495.34，df=312，χ2/df=1.59，CFI=0.93，IFI=0.94，GFI=0.86，TLI=0.92，RMSEA=0.05。各項擬合指數均符合心理測量學的標準要求[21]，說明模型與數據適配良好。

圖1 教練風格、運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)的關系模型

2.3.2 教練風格、運動道德推脫與運動反社會行為(對手)的關系模型 從圖2可知：自主型教練風格未能直接影響運動反社會行為(對手)(r=0.02,P=0.83)，也未能通過運動道德推脫(r=-0.10,P=0.18)對運動反社會行為(對手)產生間接效應；受控型教練風格既可以對運動反社會行為(對手)產生直接的正向影響(r=0.27,P=0.00)，又可以通過運動道德推脫(r=0.25,P=0.00)對運動反社會行為(對手)產生間接效應(r=0.33,P=0.00)，這表明運動道德推脫只在受控型教練風格與運動反社會行為(對手)關系中起著部分中介效應，中介效應為0.25×0.33=0.08，中介效應占總效應的比值為0.08/(0.08+0.27)=0.23。各項擬合指數如下：χ2=694.91，df=445，χ2/df=1.56，GFI=0.84，CFI=0.92，TLI=0.91，IFI=0.93，RMSEA=0.05。各項擬合指數均符合心理測量學的標準要求，說明模型與數據適配良好。

圖2 教練風格、運動道德推脫與運動反社會行為(對手)的關系模型

3 討論

3.1自主型教練風格對運動道德推脫和運動反社會行為的影響筆者發現，自主型教練風格僅會對以隊友為指向的運動反社會行為產生負向影響，未能對以對手為指向的運動反社會行為產生顯著的負向影響。這說明，對于我國運動員而言，那些越是能感知自己處于自主型風格教練領導下的運動員，就越少會發生運動反社會行為(隊友)，這與以往的研究結果有所不同。Hodge等[4]認為，自主型教練風格僅可以負向預測以對手為指向的運動反社會行為，對以隊友為指向的運動反社會行為的負向影響并不顯著。他們認為，這可能與不同指向運動反社會行為測量上的差異有關，即：運動反社會行為(隊友)測量的僅是口頭侵害(如“辱罵隊友”等)，而運動反社會行為(對手)的測量包含口頭和身體侵害(如“批評指責對方運動員”和“肘擊對方運動員”等)。出現上述不一致可能是因為，我國運動員感知的自主型教練風格與以隊友為指向的運動反社會行為的關系更密切，即自主型教練風格很可能對隊友間運動反社會行為的影響更甚。因此，將來該領域的研究應在豐富和完善運動反社會行為測量工具的基礎上，進一步探究自主型教練風格與運動反社會的關系，尤其是自主型教練風格與以對手為指向的運動反社會行為的關系。

此外，本文并未發現自主型教練風格對運動道德推脫的負向效應，這與以往相關的研究結果一致[5]。這是因為，運動道德推脫是解釋不道德行為的重要心理機制，那些感知自己處于自主型風格教練領導下的運動員，其觀點和思想能夠得到教練員的認同，運動員的心理需求容易得到滿足，較少會從事運動反社會行為，也就不易使用運動道德推脫降低或擺脫負性情緒的產生。

3.2受控型教練風格對運動道德推脫和運動反社會行為的影響筆者發現，受控型教練風格可以正向影響運動道德推脫和運動反社會行為(隊友和對手)。這說明，對于我國運動員而言，那些越是感知自己處于受控型風格教練領導下的運動員，其運動道德推脫水平越高，也越容易發生運動反社會行為(對手和隊友)，這與以往的研究結果一致[5]。這是因為，那些感知自己處于受控型風格教練領導下的運動員，其觀點和感受較少會得到教練員的尊重和認同，心理需求難以得到滿足，而且往往會迫于教練員要求或指令而做出運動反社會行為，更容易使用運動道德推脫將不道德行為的責任轉嫁到教練員的“控制”或“脅迫”(如“認為這是教練員的安排”“不這樣教練員會讓我坐冷板凳”等)上，從而擺脫或降低自身的罪責和內疚感。

此外，筆者還發現，運動道德推脫會正向影響運動反社會行為，這也與以往的研究結果一致[8-11]。這說明，運動道德推脫水平越高的運動員，越容易發生運動反社會行為。這是因為，按照道德推脫理論的觀點，運動員在做出運動反社會行為時，首先需要使用運動道德推脫使其內在的道德自我調控過程選擇性失效，以避免從事不道德行為后消極情緒的產生，從而做出運動反社會行為(隊友和對手)。此外，從中介效應檢驗結果看，運動道德推脫在受控型教練風格與運動反社會行為(隊友和對手)的關系中具有部分中介效應，這也與以往的研究結果類似[4]。這一方面說明受控型教練風格既可以對運動反社會行為(隊友和對手)產生直接效應，也可以通過運動道德推脫產生間接效應；另一方面也表明，無論是以隊友為指向還是以對手為指向，運動道德推脫的中介效應并不存在差異。提示：在制訂我國運動員運動反社會行為預防策略和加強我國運動員職業道德教育時，應鼓勵教練員構建自主型執教風格，盡量避免受控型執教風格，同時還應降低運動員的運動道德推脫水平，這將有助于減少運動員發生運動反社會行為。

4 結論

自主型教練風格可以負向顯著影響運動反社會行為(隊友)，運動道德推脫可以正向影響運動反社會行為(隊友和對手)。受控型教練風格會對運動道德推脫和運動反社會行為(隊友和對手)產生顯著的正向影響，運動道德推脫在受控型教練風格與運動反社會行為關系(隊友和對手)中具有部分中介效應。