道德認(rèn)同、道德推脫、自我定向?qū)Υ髮W(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為影響的實(shí)證研究

張靜 董寶林 張歡

摘 要：探討道德認(rèn)同、自我定向、道德推脫對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響，檢驗(yàn)多重中介模型適配性。采用道德認(rèn)同的內(nèi)在化分量表、運(yùn)動(dòng)中任務(wù)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(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為量表，對(duì)1 537名大學(xué)生（年齡20.42±0.532歲;男874人，女663人）進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果顯示：道德認(rèn)同對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的負(fù)向影響顯著（F = 76.668），自我定向、道德推脫對(duì)偏差行為的正向影響分別顯著（F自我定向= 186.899，F(xiàn)道德推脫= 137.076）;在道德認(rèn)同影響大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為時(shí)，自我定向、道德推脫分別具備部分中介效應(yīng)，而且，二者的多重中介效應(yīng)也顯著，中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的38.10%、5.04%和9.88%，即：道德認(rèn)同對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的間接影響效應(yīng)占總效應(yīng)的53.02%。結(jié)論：道德認(rèn)同是改善大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的心理特質(zhì)，自我定向、道德推脫是誘發(fā)體育學(xué)習(xí)偏差行為的前因要素;道德認(rèn)同既可以直接的方式改善大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為，還可以通過抑制道德推脫機(jī)制來緩解自我定向，進(jìn)而有效避免產(chǎn)生體育學(xué)習(xí)的偏差行為。本研究可為防范和解決體育教學(xué)中的諸多潛在問題提供理論參考和實(shí)踐啟示。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生;體育學(xué)習(xí);自我定向;道德認(rèn)同;道德推脫;偏差行為;中介效應(yīng)

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(gè)體偏離常態(tài)且妨害其生活適應(yīng)的行為[1]，被教育界視為“青少年常見的違反校規(guī)校紀(jì)、背離道德規(guī)范的問題行為”[2]。在《學(xué)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(xué)形式、不斷改進(jìn)的教學(xué)方法、不斷提高的教學(xué)質(zhì)量，使大學(xué)生體育學(xué)習(xí)的總體狀況得到一定改善[3]。誠然，仍有相當(dāng)一部分學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出遲到、早退、缺席、懶散、不誠實(shí)等偏差行為[4]，這種偏差行為已成為體育學(xué)習(xí)中一種普遍的不良行為，它不僅影響學(xué)生的學(xué)習(xí)效果、制約學(xué)習(xí)興趣[5]，還會(huì)成為“終身體育”理念的羈絆。體育學(xué)習(xí)作為促進(jìn)身心發(fā)展、德育教育于身體活動(dòng)的學(xué)習(xí)過程，是學(xué)生培養(yǎng)健康生活方式、樹立優(yōu)良道德品質(zhì)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(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的前因要素，有助于防范和解決體育教學(xué)中的諸多潛在問題，有助于培養(yǎng)大學(xué)生良好的體育學(xué)習(xí)興趣和習(xí)慣，是高校體育亟待攻關(guān)的重要議題。

1 文獻(xiàn)梳理與研究假設(shè)

近年來，國內(nèi)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(rèn)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(rèn)同是樹立自我概念、正確認(rèn)識(shí)自我的一種穩(wěn)定道德特質(zhì)，是規(guī)避偏差行為的內(nèi)在資源[8]。它能在現(xiàn)實(shí)道德自我與理想道德自我產(chǎn)生差異時(shí)保持外向行為與內(nèi)部道德標(biāo)準(zhǔn)一致性，避免違規(guī)、不當(dāng)行為的產(chǎn)生[9];能有效調(diào)控特定運(yùn)動(dòng)情境下的情緒反應(yīng)，使個(gè)體在運(yùn)動(dòng)應(yīng)激事件中遵守規(guī)范規(guī)則、保持親社會(huì)行為、抑制偏差行為[10]。簡言之，作為一種道德品質(zhì)，道德認(rèn)同是防范偏差行為的前提[11];作為一種自我圖式，道德認(rèn)同決定著個(gè)體在道德規(guī)范影響下的思考、體驗(yàn)和行為[12]。2）道德推脫是一種可使個(gè)體行為擺脫自身道德準(zhǔn)則的特定認(rèn)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(yīng)、最大程度減輕自身行為后果的責(zé)任、最大限度降低對(duì)受傷目標(biāo)痛苦的認(rèn)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(diào)節(jié)功效，在行使偏倚行為后免于自責(zé)和內(nèi)疚[15]，尤其是自我意識(shí)發(fā)展期的大學(xué)生，道德推脫不僅會(huì)促成欺騙、攻擊、欺凌等偏差行為[16]，還會(huì)調(diào)節(jié)自己違規(guī)行為的傾向性認(rèn)知評(píng)價(jià)[17]，淡化偏倚行為的不良后果以緩解愧疚感和自責(zé)傾向，降低道德自我抑制力以增加過錯(cuò)或偏倚行為的發(fā)生概率[18]。

臨床心理學(xué)認(rèn)為，道德認(rèn)同是制約道德推脫的關(guān)鍵心理資源[19]。高道德認(rèn)同者總伴有穩(wěn)定的道德特質(zhì)，并表現(xiàn)出較低的道德推脫和較少的偏差行為[6]，換言之，道德認(rèn)同既對(duì)行為具有規(guī)范和引導(dǎo)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(rèn)同理論闡釋的：人們會(huì)在心理上建立群體歸屬，并在道德上形成內(nèi)群偏好和外群偏見，而高道德認(rèn)同者更善于擴(kuò)大道德關(guān)注圈，對(duì)外群人也會(huì)表現(xiàn)出較高的道德關(guān)注[20-21]。毛澤東主席曾言：體者，載知識(shí)之體而寓道德之舍也。體育是德育教育實(shí)踐的重要組成部分，誠然，考察大學(xué)生道德認(rèn)知元素對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)行為影響的研究略顯薄弱。據(jù)此，提出假設(shè)H1：高道德認(rèn)同的大學(xué)生，體育學(xué)習(xí)偏差行為越少;H2：高道德推脫的大學(xué)生，體育學(xué)習(xí)偏差行為越嚴(yán)重;H3：在道德認(rèn)同影響體育學(xué)習(xí)偏差行為時(shí)，道德推脫具備中介效應(yīng)。

一系列縱向研究發(fā)現(xiàn)，在道德認(rèn)同與體育不當(dāng)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(rèn)同決定著個(gè)體的自我定向[20]。道德認(rèn)同是特定情境中表現(xiàn)出的社會(huì)道德認(rèn)知，相較之下，低道德認(rèn)同者慣于通過社會(huì)比較來衡量自身的能力或成功[23]，傾向于自我卷入的目標(biāo)取向（即自我定向），以突顯高能力、避免低能力評(píng)價(jià)為追求的目標(biāo)[20];道德認(rèn)同是個(gè)體行為與道德規(guī)范的統(tǒng)一，低道德認(rèn)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(shí)勝任力[24]。正如前人所言：嚴(yán)重的自我定向往往出現(xiàn)在低道德認(rèn)同的運(yùn)動(dòng)員之中[22]。2）自我定向是以超越他人為目標(biāo)的心理定向，是產(chǎn)生偏差行為的內(nèi)生變量。高自我定向者更注重社會(huì)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(huì)等偏差行為[26]。正如前人所言：自我定向嚴(yán)重的運(yùn)動(dòng)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(xiàn)告訴我們：道德認(rèn)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(xué)習(xí)領(lǐng)域尚未明晰。據(jù)此，提出假設(shè)H4：高自我定向的大學(xué)生，體育學(xué)習(xí)偏差行為越嚴(yán)重;H5：在道德認(rèn)同影響體育學(xué)習(xí)偏差行為時(shí)，自我定向具備中介效應(yīng)。

此外，人們?cè)谔接戵w育道德推脫的影響機(jī)制時(shí)還發(fā)現(xiàn)，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(rèn)為“為獲勝利而采取作弊或傷害對(duì)手的行為”是合適或可接受的，并且，在過錯(cuò)行為發(fā)生后，善于通過結(jié)果扭曲、道德辯護(hù)、委婉標(biāo)簽等推脫機(jī)制來減輕自責(zé)和內(nèi)疚[29];高自我定向者常會(huì)淡視一些規(guī)則制度，為獲得稱許、避免低評(píng)價(jià)而采取非正當(dāng)手段（如欺騙、作弊等），并將這些非正當(dāng)?shù)钠钚袨橐暈橥ㄍ晒Φ谋憬葜穂30]。簡言之，自我定向是體育道德推脫的內(nèi)生變量[22]，誠然，在探討道德認(rèn)同對(duì)體育學(xué)習(xí)偏差行為影響的基礎(chǔ)上，考察自我定向、道德推脫多重中介的研究尚付闕如。據(jù)此，提出假設(shè)H6：在道德認(rèn)同與體育學(xué)習(xí)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(yīng)。

基于此，構(gòu)架觀念（圖1）并通過實(shí)證揭示上述三個(gè)前因變量對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的綜合影響，旨為豐富本領(lǐng)域研究，亦為相關(guān)部門科學(xué)制定改進(jìn)策略提供參考。

2 研究對(duì)象與方法

2.1 被試

根據(jù)教育部《全國普通高等學(xué)校體育課程教學(xué)指導(dǎo)綱要》（教體藝〔2002〕13號(hào)）的指示精神：普通高等學(xué)校的一、二年級(jí)必須開設(shè)體育課程[31]，由于研究旨在考察大學(xué)生體育學(xué)習(xí)中存在的偏差行為，因此，以大學(xué)一、二年級(jí)學(xué)生為主要調(diào)查群體。依據(jù)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(jī)抽取一年級(jí)、二年級(jí)學(xué)生各150～200名（約1 800名）為被試，共回收1 611份問卷。根據(jù)“反向題檢驗(yàn)”“應(yīng)答缺失1/4”“規(guī)則性填答”等標(biāo)準(zhǔn)剔除74份無效問卷，保留1537份有效數(shù)據(jù)，其中，男874人，女663人，年齡20.42±0.532歲。

2.2 測(cè)量工具

采用典型互譯程序?qū)y(cè)量工具的所有英文問卷進(jìn)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(xiàng)漢化;其次，由2位精通英文的鍛煉心理學(xué)專家對(duì)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(fù)上述三驟互譯，直到所有中英文條目的語義、表述、內(nèi)涵匹配。

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

參考前人測(cè)試經(jīng)驗(yàn)[22]，采用《道德認(rèn)同量表》（Moral Identity Scale， MIS）中的內(nèi)在化分量表MIS-I作為評(píng)估被試道德認(rèn)同水平的測(cè)評(píng)工具。施測(cè)時(shí)，先將愛心、同情心、公正、友好、慷慨、助人、勤勞、誠實(shí)、善良等9個(gè)詞匯呈現(xiàn)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(gè)題項(xiàng)構(gòu)成（含2個(gè)反向題，如：“這些特征對(duì)我來說并不重要”等），采用Likert5點(diǎn)法，以“完全不同意～完全同意”分計(jì)1～5分，反向題處理后的題項(xiàng)總分表述被試道德認(rèn)同水平程度。結(jié)合研究目的，對(duì)部分題項(xiàng)進(jìn)行修改，如“在工作和學(xué)習(xí)中，別人知道我平時(shí)擁有這些特征”改為“在體育學(xué)習(xí)中，別人知道我平時(shí)擁有這些特征”等。探索性因子分析（EFA）：KMO=0.904，Bartlett's球體檢驗(yàn)Chi-Square=669.194，df=10，P<0.001，累積貢獻(xiàn)率56.527%;驗(yàn)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(yùn)動(dòng)中任務(wù)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(píng)估初中生以上人群在體育學(xué)習(xí)領(lǐng)域的自我定向水平，題干為“在體育學(xué)習(xí)中我感到最成功是在……時(shí)候”，共6個(gè)題項(xiàng)（如“我比其他人做得更出色時(shí)”“我是唯一掌握該技術(shù)或技巧的人時(shí)”等），采用Likert 5點(diǎn)法，由“完全不符合～完全符合”分計(jì)1～5分，總分表示被試自我定向水平。EFA：單因素累積貢獻(xiàn)率58.083%，KMO=0.883，Bartlett's球體檢驗(yàn)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(gè)維度（非人性化、結(jié)果扭曲、道德辯護(hù)、有利比較、責(zé)任轉(zhuǎn)移、委婉標(biāo)簽）共32個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，旨在評(píng)估被試體育道德推脫的程度，如“敵視侮辱我同伴的對(duì)手，是可以的”“如果對(duì)我們有幫助，適當(dāng)欺騙是可以接受的”等。MDSS采用Likert 5點(diǎn)法，以“完全不符合～完全符合”分計(jì)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(xiàn)率62.317%，KMO=0.874，Bartlett's球體檢驗(yàn)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(xué)習(xí)偏差行為量表（Deviant Behavior for Undergraduate PE Learning （DB-UPEL）

參照Achenbach的理論觀點(diǎn)[35]和前人對(duì)青少年偏差行為的思辨[36]，結(jié)合研究題意編制《大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為量表》。遵循“自下而上”的質(zhì)性研究思路，通過半結(jié)構(gòu)式訪談的開放性問卷建立條目池，通過篩選獲得初始題項(xiàng)，并遵循專家意見對(duì)相關(guān)題項(xiàng)剔除，形成正式量表：1）對(duì)10位受訪者半結(jié)構(gòu)式訪談，詳述體育學(xué)習(xí)中曾有過哪些不恰當(dāng)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(jié)合主觀判斷合并語義相近的詞匯，形成14個(gè)核心詞匯（如：遲到、早退、缺席、懶散、抵觸他人等），經(jīng)課題組成員多次討論、比較、核查，認(rèn)為這14個(gè)可編碼的核心詞匯內(nèi)涵一致。2）對(duì)30名大學(xué)生進(jìn)行預(yù)測(cè)，要求被試將語詞表述不明的題項(xiàng)標(biāo)注并改正。修訂4個(gè)標(biāo)注集中的題項(xiàng)，重新比較異同與合并，形成10個(gè)初始題項(xiàng)，請(qǐng)上海體育學(xué)院、上海大學(xué)等鍛煉心理學(xué)（4人）、學(xué)校體育學(xué)（6人）教授或?qū)W者對(duì)初始題項(xiàng)進(jìn)行效度檢驗(yàn)，根據(jù)專家意見，剔除題總相關(guān)<0.3的1個(gè)題項(xiàng)，最終確定9題項(xiàng)的《大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為量表》（如“在參加體育課程學(xué)習(xí)時(shí)，我曾有過故意遲到的經(jīng)歷”“在參加體育課程學(xué)習(xí)時(shí)，我曾有過無故缺席的經(jīng)歷”等）。10位專家學(xué)者一致認(rèn)同該量表內(nèi)涵與體育學(xué)習(xí)偏差行為的理論構(gòu)想相符。

量表采用Likert 5點(diǎn)法，以“從來沒有～總是如此”分計(jì)1～5分，總分表示被試體育學(xué)習(xí)偏差行為的狀況。EFA：單因素累積貢獻(xiàn)率71.702%，KMO=0.934，Bartlett's球體檢驗(yàn)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(cè)過程

于2017年5月10-25日，采用集體或單獨(dú)的施測(cè)方式采集數(shù)據(jù)。填答時(shí)間10分鐘后當(dāng)場(chǎng)回收。施測(cè)獲得被試性別、年齡等一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。

2.4 數(shù)據(jù)采集與分析

將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS24.0統(tǒng)計(jì)軟件。經(jīng)反向題處理后，首先，通過相關(guān)性分析、回歸分析統(tǒng)計(jì)各前因變量對(duì)體育學(xué)習(xí)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(yīng)、自我定向的中介效應(yīng)、及自我定向和道德推脫的多重中介效應(yīng);最后，利用AMOS24.0構(gòu)建多重中介模型，通過擬合指標(biāo)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪m配性。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用程序控制和 Harman 單因素檢驗(yàn)相結(jié)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(shí)，在問卷引導(dǎo)語中著重、加粗、標(biāo)注、醒目“本調(diào)查僅為科研使用”，對(duì)各個(gè)子問卷的題項(xiàng)調(diào)整排序，因道德認(rèn)同可能與道德推脫、偏差行為等存在互逆關(guān)聯(lián)，且《道德認(rèn)同量表》含2個(gè)反向題，故不必單獨(dú)設(shè)計(jì)反向題;發(fā)收問卷時(shí)，由問卷發(fā)放負(fù)責(zé)人反復(fù)強(qiáng)調(diào)測(cè)試數(shù)據(jù)的匿名性、保密性，以減少社會(huì)稱許性行為的干擾，施測(cè)采用現(xiàn)場(chǎng)答疑、填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收;2）Harman 單因素檢驗(yàn)：對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，結(jié)果有9個(gè)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(cè)量共同方法偏差可接受。

3.2 道德認(rèn)同、自我定向、道德推脫對(duì)體育學(xué)習(xí)偏差行為的直接影響

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

然后，以道德認(rèn)同、自我定向、道德推脫為自變量，體育學(xué)習(xí)偏差行為為因變量，進(jìn)行序列層次回歸分析，旨在考察自我定向在“道德認(rèn)同→偏差行為”間的中介效應(yīng)，以及自我定向-道德推脫在此影響鏈上的多重中介效應(yīng)（表5）。1）Step1：即再次驗(yàn)證道德認(rèn)同對(duì)偏差行為影響顯著;Step2：2）因自我定向加入自變量，道德認(rèn)同（β=-0.258，T=-5.026）、自我定向（β=0.555，T=10.814）對(duì)體育學(xué)習(xí)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(shí)：在道德認(rèn)同影響體育學(xué)習(xí)偏差行為時(shí)，自我定向具備部分中介效應(yīng);3）Step3：因自變量進(jìn)一步加入了道德推脫，此時(shí)，道德認(rèn)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(duì)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(rèn)同對(duì)偏差行為的回歸系數(shù)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(shí)：在道德認(rèn)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(yīng)。

基于此，采用項(xiàng)目組合技術(shù)（Item Parceling）[38]，對(duì)體育學(xué)習(xí)偏差行為各觀測(cè)指標(biāo)進(jìn)行打包處理，利用AMOS24.0構(gòu)建多重中介模型。模型擬合指標(biāo)顯示：x2（df= 164， N=1537）=531.196，x2/df=3.239，擬合優(yōu)度指標(biāo)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(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0335，說明模型較好的適配性（圖2）。

分析進(jìn)一步證實(shí)了H6不被拒絕，即：在道德認(rèn)同與體育學(xué)習(xí)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(yīng)，其效果量是總效果的9.88%。根據(jù)道德認(rèn)同理論的相關(guān)觀點(diǎn)，作為自我概念的一種道德認(rèn)知圖式，道德認(rèn)同影響著個(gè)體的目標(biāo)定向動(dòng)機(jī)，并在此基礎(chǔ)上形成穩(wěn)定的道德傾向，進(jìn)而產(chǎn)生道德行為[12，19]。也就是說，在體育學(xué)習(xí)情境中，高道德認(rèn)同者能夠在社會(huì)道德規(guī)范下正確認(rèn)識(shí)自我、規(guī)范道德認(rèn)知，對(duì)那些隨意、懶散、污化、嘲笑、欺騙等不當(dāng)行為表示抵觸，并在過錯(cuò)行為發(fā)生后能夠主動(dòng)彌補(bǔ)過錯(cuò)或承擔(dān)責(zé)任，進(jìn)而表現(xiàn)出較少的偏差行為;反之，低道德認(rèn)同者更關(guān)注學(xué)習(xí)分?jǐn)?shù)、競(jìng)爭結(jié)果等外部條件而容易引發(fā)自我定向，并在出現(xiàn)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(zé)任轉(zhuǎn)移、道德辯護(hù)等推脫機(jī)制為自己的偏差行為辯解，進(jìn)而表現(xiàn)出更多的偏差行為。上述觀點(diǎn)在Bandura的道德自我調(diào)節(jié)理論中得到部分闡釋[15]。

研究整合了社會(huì)認(rèn)知理論、道德認(rèn)同理論、目標(biāo)定向理論、道德自我調(diào)節(jié)理論等，探討了道德認(rèn)同、自我定向、道德推脫對(duì)大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的綜合影響，證實(shí)了在體育學(xué)習(xí)領(lǐng)域，道德認(rèn)同不僅直接影響著大學(xué)生的偏差行為，其深層隱含著目標(biāo)導(dǎo)向、道德調(diào)控等中介因素，這些中介因素使同一道德認(rèn)同的大學(xué)生表現(xiàn)出不同的偏差行為。行為主義學(xué)習(xí)理論曾闡明：行為是學(xué)習(xí)者對(duì)環(huán)境刺激所做出的應(yīng)答[50]。基于此，研究認(rèn)為，提升道德認(rèn)知和素養(yǎng)、規(guī)范學(xué)習(xí)目標(biāo)取向，可能是緩解大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的一個(gè)有效途徑。誠然，大學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的偏差行為可能還受到人口特征、學(xué)習(xí)環(huán)境等因素影響，未來研究應(yīng)著重考察個(gè)體與社會(huì)的交互效應(yīng)，為培養(yǎng)大學(xué)生良好的體育學(xué)習(xí)習(xí)慣提供與參考。

5 結(jié)論

道德認(rèn)同是改善大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為的心理特質(zhì)，自我定向、道德推脫是誘發(fā)體育學(xué)習(xí)偏差行為的前因要素;道德認(rèn)同既可以直接的方式改善大學(xué)生體育學(xué)習(xí)偏差行為，還可以通過抑制道德推脫機(jī)制來緩解自我定向，進(jìn)而有效避免產(chǎn)生體育學(xué)習(xí)的偏差行為。

參考文獻(xiàn)：

[1]吳武典.偏差行為的診斷與輔導(dǎo)[J].中小學(xué)心理健康教育， 2001（8）：7-10.

[2]黎亞軍，陳福美，盧富榮，等.青少年網(wǎng)絡(luò)受欺負(fù)對(duì)偏差行為的影響及自我控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2015，23（5）：896-900.

[3]姬上兵.現(xiàn)代體育學(xué)習(xí)方式的特性及與傳統(tǒng)體育學(xué)習(xí)方式的整合[J].體育學(xué)刊， 2013， 20（5）：86-88.

[4]郭玲玲. 基于社會(huì)行動(dòng)理論的全民健身運(yùn)動(dòng)行動(dòng)偏差研究[J]. 武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)， 2013， 47（5）：25-31.

[5]王守恒.略論認(rèn)知偏差對(duì)體育教學(xué)的不良影響及其糾正[J].成都體育學(xué)院學(xué)報(bào)， 2001， 27（2）：37-39.

[6]楊繼平，王興超，高玲.道德推脫對(duì)大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)偏差行為的影響：道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用[J].心理發(fā)展與教育， 2015， 31（3）：311-318.

[7]楊繼平，王興超，楊力.觀點(diǎn)采擇對(duì)大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)偏差行為的影響：道德推脫的中介作用[J].心理科學(xué)， 2014， 37（3）：633-638.

[8]AQUINO K， REED A， THAU S， Freeman D. A grotesque and dark beauty： how moral identity and mechanisms of moral disengagement influence cognitive and emotional reactions to war[J]. Journal of Experimental Social Psychology， 2007， 43（3）：385-392.

[9]MULDER L B， AQUINO K. The role of moral identity in the aftermath of dishonesty[J]. Organizational Behavior & Human Decision Processes， 2013， 121（2）：219-230.

[10]祝大鵬，李愛玲.集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員體育道德推脫與親-反社會(huì)行為：道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].中國運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)雜志， 2017， 36（6）：513-520.

[11]馬曉輝，雷靂.青少年網(wǎng)絡(luò)道德與其網(wǎng)絡(luò)偏差行為的關(guān)系[J].心理學(xué)報(bào)， 2010， 42（10）：988-997.

[12]AQUINO K， FREEMAN D， REED A， et al. Testing a social-cognitive model of moral behavior： the interactive influence of situations and moral identity centrality[J]. Journal of Personality & Social Psychology， 2009， 97（1）：123-41.

[13]BANDURA A. Selective moral disengagement in the exercise of moral agency[J]. Journal of Moral Education， 2002， 31（2）：101-119.

[14]BANDURA A， BARBARABELLI C， CAPRARA G V， PASTORELLI C. Multifaceted impact of self-efficacy beliefs on academic functioning[J]. Child Development， 1996， 67（3）：1206-1222.

[15]BANDURA A. Moral disengagement in the perpetuation of inhumanities[J]. Personality and Social Psychology Review， 1999， 3（3）：193-209.

[16]VINCENT L C， EMICH K J， GONCALO J A. Stretching the moral gray zone： positive affect， moral disengagement and dishonesty[J]. Psychological Science， 2013， 24（4）：595-599.

[17]BOARDLEY I D， KAVUSSANU M. Moral disengagement in sport[J]. International Review of Sport & Exercise Psychology， 2011， 4（2）：93-108.

[18]PELTON J， GOUND M， FOREHAND R， et al. The moral disengagement scale： extension with an american minority sample[J]. Journal of Psychopathology & Behavioral Assessment， 2004， 26（1）：31-39.

[19]WINTERICH K P， MITTAL V， ROSS W T. Donation behavior toward in-groups and out-groups： the role of gender and moral identity[J]. Social Science Electronic Publishing， 2009， 36（2）：199-214.

[20]AQUINO K， REED A. The self-importance of moral identity[J]. Journal of Personality & Social Psychology， 2002， 83（6）：1423-1440.

[21]REED A， AQUINO K F. Moral identity and the expanding circle of moral regard toward out-groups[J]. Journal of Personality & Social Psychology， 2003， 84（6）：1270-1286.

[22]傅旭波，吳明證.目標(biāo)取向、道德認(rèn)同、道德推脫與大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員的反社會(huì)行為的關(guān)系[J].應(yīng)用心理學(xué)， 2014， 20（1）：40-48.

[23]DUDA J L， OLSON L K， TEMPLIN T J. The relationship of task and ego orientation to sportsmanship attitudes and the perceived legitimacy of injurious acts[J]. Research Quarterly for Exercise & Sport， 1991， 62（1）：79-87.

[24]NICHOLLS J G. Achievement motivation： conceptions of ability， subjective experience， task choice， and performance[J]. Psychological Review， 1984， 91（3）：328-346.

[25]JAAKKOLA T， NTOUMANIS N， LIUKKONEN J. Motivational climate， goal orientation， perceived sport ability， and enjoyment within Finnish junior ice hockey players[J]. Scandinavian Journal of Medicine & Science in Sports， 2016， 26（1）：109-115.

[26]KAVUSSANU M， WILLOUGHBY A， RING C. Moral identity and emotion in athletes[J]. Journal of Sport & Exercise Psychology， 2012， 34（3）：695-714.

[27]SAGE L， KAVUSSANU M， DUDA J. Goal orientations and moral identity as predictors of prosocial and antisocial functioning in male association football players[J]. Journal of Sports Sciences， 2006， 24（5）：455-466.

[28]張璐斐，張華光，施小菊.青少年運(yùn)動(dòng)員的目的取向和體育道德行為關(guān)系研究[J].北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)， 2006， 29（2）：190-191.

[29]王坤，孫開宏，季瀏.青少年運(yùn)動(dòng)員成就目標(biāo)與多維體育道德取向的關(guān)系[J].上海體育學(xué)院學(xué)報(bào)， 2015， 39（5）：53-56.

[30]陳愛國，許克云，殷恒嬋，等.體育學(xué)習(xí)中成就目標(biāo)定向與多維學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的關(guān)系研究[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào)， 2010， 25（3）：214-217.