青少年運(yùn)動員體育道德取向的預(yù)測：個體與情境

孫開宏，季瀏，王坤

青少年運(yùn)動員體育道德取向的預(yù)測：個體與情境

孫開宏1，季瀏2，王坤3

目的：探討個體（目標(biāo)定向、能力知覺）和情境（動機(jī)氣氛、同伴關(guān)系）變量對青少年運(yùn)動員體育道德取向的預(yù)測效應(yīng)。方法：采用問卷調(diào)查法對259名青少年運(yùn)動員的目標(biāo)定向、能力知覺、動機(jī)氣氛、同伴關(guān)系和體育道德取向進(jìn)行測量。結(jié)果：（1）任務(wù)定向與高水平體育道德相關(guān)，自我定向與低水平體育道德相關(guān)，能力知覺與高水平體育道德相關(guān)，體育運(yùn)動中運(yùn)動員目標(biāo)定向存在3種類型（即高任務(wù)/低自我、中任務(wù)/中自我和高任務(wù)/高自我），不同類別復(fù)合目標(biāo)定向型的體育道德取向存在顯著的差異，高任務(wù)復(fù)合適宜自我目標(biāo)定向與高水平的體育道德相關(guān)；（2）掌握氣氛與高水平體育道德相關(guān)，成績氣氛與低水平體育道德相關(guān)，同伴接納與低水平體育道德相關(guān)；（3）掌握氣氛、成績氣氛和能力知覺對自我定向與體育道德之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，高掌握氣氛、低成績氣氛和高能力知覺可以更加有效減輕自我定向?qū)w育道德取向的消極影響。結(jié)論：個體和情境變量對青少年運(yùn)動員的體育道德取向有顯著獨(dú)立和交互預(yù)測效應(yīng)。

運(yùn)動員；體育道德；目標(biāo)定向；能力知覺；動機(jī)氣氛；同伴關(guān)系

“運(yùn)動塑造品質(zhì)“這一觀念一直是運(yùn)動擁護(hù)者的堅(jiān)定信念。許多研究證實(shí)[1-3]，體育運(yùn)動可通過建立和改善同伴地位、發(fā)展自我價值、展示道德行為和影響同伴接納等方式來促進(jìn)青少年兒童社會心理和道德的發(fā)展。然而，體育運(yùn)動對道德的發(fā)展也會產(chǎn)生消極的影響，競爭會產(chǎn)生道德問題，減少親社會行為，并可能支持反社會行為，常有媒體報(bào)道體育運(yùn)動中攻擊和欺詐等不道德行為。因此，有關(guān)體育運(yùn)動對道德發(fā)展的影響還，有待進(jìn)一步研究。目前，雖然存在許多界定體育道德的方法，但該概念本質(zhì)反映的是對運(yùn)動本身（如尊重規(guī)則、爭取勝利）和參與者（如對自己、對手和裁判的尊重）的尊重。最近，VALLERAND等[4]開發(fā)了一個體育道德的操作性定義，包含完全承諾、社會規(guī)范、規(guī)則裁判、尊敬對手和消極趨向5個不同成分。

許多理論從不同角度對體育道德的這些成分進(jìn)行了探討，其中成就目標(biāo)理論的貢獻(xiàn)最為突出。NICHOLLS認(rèn)為[5]，特質(zhì)性目標(biāo)定向支配著成就信念并操縱成就情境中的行為，其中包括道德功能，目標(biāo)定向是成就情境中個體采納某種能力觀的傾向。任務(wù)定向的個體傾向于利用自我參照的標(biāo)準(zhǔn)（如付出高努力，表現(xiàn)出改善）來定義成功和判斷能力，掌握任務(wù)或改善自我是成功最重要的標(biāo)準(zhǔn)；而自我定向的個體往往利用規(guī)范參照的標(biāo)準(zhǔn)（如超越他人）定義成功和判斷能力，獲勝和戰(zhàn)勝他人是成功最重要的標(biāo)準(zhǔn)。DUNN等[6]對冰球運(yùn)動員的研究發(fā)現(xiàn)，高任務(wù)定向運(yùn)動員表現(xiàn)出更加尊重社會規(guī)范、規(guī)則和裁判，而高自我定向運(yùn)動員更加贊同故意傷害行為，表現(xiàn)出不太尊重規(guī)則和裁判的行為。LEMYRE等[7]對足球運(yùn)動員的研究表明，高任務(wù)定向運(yùn)動員在尊重社會規(guī)范、規(guī)則、裁判和對手方面具有較高的體育道德水平，而自我定向的運(yùn)動員具有較低的體育道德水平。目前，有關(guān)目標(biāo)定向與體育道德的研究還處于初步探索階段，大多研究把2種目標(biāo)定向型截然對立起來，沒有考慮到兩者之間的交互作用，僅僅單獨(dú)討論單一目標(biāo)定向類型對認(rèn)知、動機(jī)和行為等方面的影響，而沒有認(rèn)識到2種成就目標(biāo)定向在實(shí)際情景中個體身上的復(fù)合體現(xiàn)。BIDDLE指出[8]，單一目標(biāo)定向和復(fù)合目標(biāo)定向的研究結(jié)果存在不一致。TOD等[9]對橄欖球運(yùn)動員的研究發(fā)現(xiàn)，對任務(wù)和自我定向具有更加均衡認(rèn)可的運(yùn)動員具有更加成熟的道德推理水平。BOIXADóS等[10]發(fā)現(xiàn)，低任務(wù)定向和高自我定向男性青年足球運(yùn)動員對粗野動作的認(rèn)可程度最高，而高任務(wù)和低自我定向運(yùn)動員對粗野動作的認(rèn)可程度最低。此外，能力知覺也是體育道德一個重要的預(yù)測因子。LEMYRE等[7]研究結(jié)果顯示，高自我定向和低能力知覺的運(yùn)動員對規(guī)則和裁判的尊重水平最低，并支持通過作弊等行為來達(dá)成目標(biāo)，而低自我定向和高能力知覺的運(yùn)動員對規(guī)則和裁判的尊重水平最高。

動機(jī)氣氛也被認(rèn)為是影響體育道德信念和行為的一個重要因素，動機(jī)氣氛主要指成就情境中所強(qiáng)調(diào)的目標(biāo)和傳達(dá)的價值觀[11]。當(dāng)運(yùn)動團(tuán)隊(duì)強(qiáng)調(diào)參與、個體改善和技能的掌握時，動機(jī)氣氛會被知覺為掌握氣氛；當(dāng)運(yùn)動團(tuán)隊(duì)強(qiáng)調(diào)以對抗和公開比較為基礎(chǔ)的競爭時，動機(jī)氣氛被知覺為成績氣氛。OMMUNDSEN等[12]發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動員掌握氣氛知覺與更加反對攻擊行為的團(tuán)隊(duì)規(guī)范、采用較高水平道德推理和對規(guī)則、裁判和規(guī)范更加尊重相關(guān)，成績氣氛知覺與更加親攻擊的團(tuán)隊(duì)規(guī)范、沒有道德原則的行為以及對規(guī)則、裁判和規(guī)范較低尊重水平相關(guān)。MILLER等[13]發(fā)現(xiàn)，高掌握氣氛知覺的運(yùn)動員更認(rèn)可符合體育道德的行為，高成績氣氛知覺的運(yùn)動員不太認(rèn)可符合體育道德的行為。DUDA[14]指出，未來研究應(yīng)探討情境目標(biāo)與特質(zhì)性目標(biāo)對體育道德的交互效應(yīng)。DWECK等[15]提出，情境特征可以改變或調(diào)節(jié)特質(zhì)性目標(biāo)的效應(yīng)。FRY和NEWTON[16]對運(yùn)動員動機(jī)氣氛、目標(biāo)定向和體育道德之間關(guān)系的研究也發(fā)現(xiàn)，與任務(wù)和自我定向相比，動機(jī)氣氛對體育道德具有更強(qiáng)預(yù)測效應(yīng)。

雖然有研究探討了動機(jī)氣氛知覺，但對運(yùn)動中同伴關(guān)系如何影響體育道德發(fā)展的關(guān)注還不夠。發(fā)展心理學(xué)研究表明[16-17]，同伴關(guān)系與道德的發(fā)展相關(guān)，受同伴喜歡的孩子往往掌握更有效的社會技能，而不受同伴喜歡的孩子更容易采納攻擊行為。事實(shí)上，除某一特定運(yùn)動情境所強(qiáng)調(diào)的成就相關(guān)目標(biāo)和價值觀之外，一個人在運(yùn)動情境中感覺被同伴接納的程度與其對運(yùn)動及參與者的尊重程度相關(guān)。

總之，以往研究表明，個體（目標(biāo)定向、能力知覺）以及情境（動機(jī)氣氛、同伴關(guān)系）變量對體育道德的發(fā)展具有十分重要的意義，同時考慮這些因素可能有助于更加深入理解青少年運(yùn)動員的體育道德變化。因此，本研究旨在考察個體變量（目標(biāo)定向、能力知覺）和情境變量（動機(jī)氣氛、同伴接納）對體育道德的預(yù)測效應(yīng)，從而為青少年運(yùn)動員體育道德的培養(yǎng)提供理論依據(jù)。

1 研究對象與方法

1.1 被試

選取部分參加江蘇第17屆大學(xué)生運(yùn)動會的運(yùn)動員和體育運(yùn)動學(xué)校運(yùn)動訓(xùn)練專業(yè)學(xué)生為被試。其中，男運(yùn)動員140名，女運(yùn)動員119名；平均年齡14.85歲（SD=1.64）；運(yùn)動等級分別為三級及以下105名、二級80名和一級及以上74名；訓(xùn)練年限分別為5年以下108名、5～8年87名和8年以上64名；運(yùn)動項(xiàng)目涉及籃球、足球、排球、乒乓球、網(wǎng)球、田徑和體操等。采用集中測試，當(dāng)場回收的形式，共發(fā)放量表300份，回收273份，有效問卷259份，有效回收率86%。

1.2 研究工具

1.2.1 目標(biāo)定向運(yùn)動任務(wù)和自我定向問卷（The Task and Ego Orientation in Sport Questionnaire）由CHI和DUDA[18]編制，包含2個維度，共13個條目，分別是任務(wù)定向（7個條目）和自我定向（6個條目），采用Likert5點(diǎn)評分法。陳堅(jiān)和姒剛彥[19]的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，該量表具有較高的結(jié)構(gòu)效度與內(nèi)部一致性。本次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.74和0.73。

1.2.2 能力知覺“與年齡相仿的其他運(yùn)動員（同性別）相比，你覺得自已的運(yùn)動能力/技能如何？”該條目采用Likert7點(diǎn)評分法。研究發(fā)現(xiàn)[20-21]，使用該條目對能力知覺進(jìn)行評定時，被試的能力知覺與相關(guān)理論結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系與預(yù)期的方向一致，表明該評定策略具有良好的效度。

1.2.3 動機(jī)氣氛運(yùn)動動機(jī)氣氛知覺問卷-2（Perceived Motivational Climate in Sport Questionnaire-2）由NEWTON等[22]編制，包含2個維度，共33個條目，分別是掌握氣氛（17個條目）和成績氣氛（16個條目），采用Likert5點(diǎn)評分法。此量表具有良好的信效度，本次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.73和0.72。

1.2.4 同伴接納青少年自我知覺剖面圖（Self-Perception Profile for Adolescents）和兒童自我知覺剖面圖（Self-Perception Profile for Children）的社會接納分量表由HARTER[23-24]編制，共4個條目，兒童版和青少年版各選2個條目，條目的選擇依據(jù)可讀性且易于修改，適宜運(yùn)動情境，采用Likert5點(diǎn)評分法，得分越高表示同伴接納知覺程度越高，本次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

1.2.5 體育道德多維體育道德取向量表擴(kuò)展版（The Extended Multidimensional Sportspersonship Orientation Scale，EMSOS）由VALLERAND等[4]編制。孫開宏等[25]在青少年運(yùn)動員群體中對該量表進(jìn)行了修訂，修訂后量表包含4個維度，共17個條目，分別為社會規(guī)范（5個條目）、規(guī)則裁判（4個條目）、尊敬對手（4個條目）和工具性攻擊（4個條目），采用Likert5點(diǎn)評分法，本次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.76、0.79、0.78和0.80。

2 研究結(jié)果

2.1 相關(guān)性分析

相關(guān)分析顯示，掌握氣氛、任務(wù)定向、能力知覺均與社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手呈顯著正相關(guān)，與工具性攻擊呈顯著負(fù)相關(guān)；成績氣氛、自我定向均與社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手呈顯著負(fù)相關(guān)，與工具性攻擊呈顯著正相關(guān)；同伴接納與社會規(guī)范和規(guī)則裁判呈顯著正相關(guān)，與工具性攻擊呈顯著負(fù)相關(guān)（見表1）。

2.2 回歸分析

為了探討個體和情境變量對體育道德的預(yù)測效應(yīng)，分別以目標(biāo)定向、能力知覺和動機(jī)氣氛、同伴接納為預(yù)測變量，體育道德的4個維度為結(jié)果變量。采用層次回歸分析（Enter法），主要分納入控制變量、納入個體變量、納入情境變量和納入交互項(xiàng)4步。為了避免多重共線性，根據(jù)AIKEN和WEST[26]的建議，對預(yù)測變量和調(diào)節(jié)變量均進(jìn)行中心化處理。

表1 本研究各變量的相關(guān)性分析

以社會規(guī)范為結(jié)果變量的回歸分析顯示：第1步，控制變量年齡（β=-0.180，P<0.01）、性別（β=0.309，P<0.01）和運(yùn)動年限（β=-0.281，P<0.01）有顯著的主效應(yīng)，可解釋社會規(guī)范22.3%的方差；第2步，個體變量的主效應(yīng)為社會規(guī)范額外增加了28.6%的解釋方差（△R2=0.286，△F=48.811，P<0.01），任務(wù)定向（β= 0.179，P<0.01）和能力知覺（β=0.395，P<0.01）均顯著正向預(yù)測社會規(guī)范，自我定向（β=-0.212，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測社會規(guī)范；第3步，情境變量的主效應(yīng)為社會規(guī)范額外又增加了8.7%的解釋方差（△R2=0.087，△F=17.892，P<0.01），掌握氣氛（β=0.401，P<0.01）顯著正向預(yù)測社會規(guī)范，成績氣氛（β=-0.119，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測社會規(guī)范，而同伴接納（β=0.076，P>0.05）對社會規(guī)范沒有顯著的預(yù)測效應(yīng)；第4步，預(yù)期交互項(xiàng)對社會規(guī)范的解釋方差沒有顯著增加（△R2=0.009，△F=1.934，P>0.05），但自我定向×掌握氣氛交互項(xiàng)（β=-0.640，P<0.05）與社會規(guī)范有顯著相關(guān)性，表明掌握氣氛對自我定向與社會規(guī)范之間的關(guān)系有顯著調(diào)節(jié)作用（見表2）。

表2 社會規(guī)范的多階層回歸分析

為了更加清晰地揭示掌握氣氛的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以中位數(shù)（掌握氣氛為3.82，自我定向?yàn)?.33）為分界點(diǎn)，分別將掌握氣氛和自我定向分為高低2組，采用多線線圖分析掌握氣氛對自我定向與社會規(guī)范之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。高自我定向運(yùn)動員在獲得較低掌握氣氛知覺時，其尊重社會規(guī)范的水平最低，而在獲得較高的掌握氣氛知覺時，尊重社會規(guī)范水平雖然會受自我定向的影響，但程度卻并不大，即具有高自我定向的運(yùn)動員在感受到高掌握氣氛時尊重社會規(guī)范的水平仍然較高（見圖1）。

圖1 掌握氣氛對自我定向與社會規(guī)范之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

以規(guī)則裁判為結(jié)果變量的回歸分析顯示：第1步，控制變量年齡（β=-0.205，P<0.01）、性別（β=0.230，P<0.01）和訓(xùn)練年限（β=-0.390，P<0.01）有顯著的主效應(yīng)，可解釋規(guī)則裁判32.8%的方差；第2步，個體變量的主效應(yīng)為規(guī)則裁判額外增加了17.1%的解釋方差（△R2=0.171，△F=28.644，P<0.01），任務(wù)定向（β= 0.169，P<0.01）和能力知覺（β=0.300，P<0.01）顯著正向預(yù)測規(guī)則裁判，自我定向（β=-0.132，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測規(guī)則裁判；第3步，情境變量的主效應(yīng)為規(guī)則裁判額外又增加了12.5%的解釋方差（△R2=0.125，△F=27.649，P<0.01），掌握氣氛（β=0.493，P< 0.01）顯著正向預(yù)測規(guī)則裁判，成績氣氛（β=-0.120，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測規(guī)則裁判，而同伴接納（β=-0.019，P>0.05）對規(guī)則裁判沒有顯著的預(yù)測效應(yīng)；第4步，預(yù)期交互項(xiàng)對規(guī)則裁判的解釋方差沒有顯著增加（△R2=0.004，△F=0.989，P>0.05），自我定向×能力知覺（β=-0.171，P>0.05）、自我定向×掌握氣氛（β=-0.081，P>0.05）和自我定向×成績氣氛（β=-0.372，P>0.05）交互項(xiàng)與規(guī)則裁判的相關(guān)性均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（見表3）。

表3 規(guī)則裁判的多階層回歸分析

以尊敬對手為結(jié)果變量的回歸分析顯示：第1步，控制變量年齡（β=-0.139，P<0.05）、性別（β=0.270，P<0.01）和運(yùn)動年限（β=-0.180，P<0.05）有顯著的主效應(yīng)，可解釋尊敬對手14.6%的方差；第2步，個體變量的主效應(yīng)為尊敬對手額外增加了15.8%的解釋方差（△R2=0.158，△F=19.048，P<0.01），能力知覺（β=0.361，P<0.01）顯著正向預(yù)測尊敬對手，自我定向（β=-0.173，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測尊敬對手，而任務(wù)定向（β=-0.007，P>0.05）對尊敬對手沒有顯著預(yù)測效應(yīng)；第3步，情境變量的主效應(yīng)為尊敬對手額外又增加了5.2%的解釋方差（△R2=0.052，△F=6.632，P<0.01），掌握氣氛（β=0.242，P<0.01）顯著正向預(yù)測尊敬對手，同伴接納（β=-0.190，P<0.01）顯著負(fù)向預(yù)測尊敬對手，而成績氣氛（β=-0.058，P>0.05）不能顯著預(yù)測尊敬對手；第4步，預(yù)期交互項(xiàng)對尊敬對手的解釋方差沒有顯著增加（△R2=0.001，△F=0.089，P>0.05），自我定向×能力知覺（β=0.054，P>0.05）、自我定向×掌握氣氛（β=-0.178，P>0.05）和自我定向×成績氣氛（β=-0.005，P> 0.05）的交互項(xiàng)與尊敬對手的相關(guān)性均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（見表4）。

表4 尊敬對手的多階層回歸分析

以工具性攻擊為結(jié)果變量的回歸分析顯示：第1步，控制變量性別（β=-0.139，P<0.05）和運(yùn)動年限（β=0.388，P<0.01）有顯著的主效應(yīng)，可解釋工具性攻擊20.7%的方差；第2步，個體變量的主效應(yīng)為工具性攻擊額外增加了8.7%的解釋方差（△R2= 0.087，△F=10.324，P<0.01），任務(wù)定向（β=-0.217，P<0.01）和能力知覺（β=-0.134，P<0.05）顯著負(fù)向預(yù)測工具性攻擊，而自我定向（β=0.060，P>0.05）對工具性攻擊沒有顯著的預(yù)測效應(yīng)；第3步，情境變量的主效應(yīng)對工具性攻擊的解釋方差沒有顯著增加（△R2=0.019，△F=2.254，P>0.05），掌握氣氛（β=-0.103，P> 0.05）、成績氣氛（β=0.087，P>0.05）和同伴接納（β=-0.096，P> 0.05）對工具性攻擊的預(yù)測效應(yīng)均不顯著；第4步，預(yù)期交互項(xiàng)為工具性攻擊額外又增加了3.3%的解釋方差（△R2=0.033，△F=4.175，P<0.01），自我定向×能力知覺（β=0.889，P<0.01）和自我定向×成績氣氛（β=0.812，P<0.05）交互項(xiàng)與工具性攻擊均有顯著相關(guān)性，而自我定向×掌握氣氛（β=-0.389，P>0.05）的交互項(xiàng)與工具性攻擊的相關(guān)性均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（見表5）。

表5 工具性攻擊的多階層回歸分析

為了更加清晰地揭示成績氣氛的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以中位數(shù)（成績氣氛為3.00，自我定向?yàn)?.33）為分界點(diǎn)，分別將成績氣氛和自我定向分為高低2組，采用多線線圖分析成績氣氛對自我定向與工具性攻擊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)運(yùn)動員具有較低的成績氣氛時，其工具性攻擊行為隨著自我定向水平的降低而大幅度下降，當(dāng)運(yùn)動員具有較高的成績氣氛時，其工具性攻擊行為也會受到自我定向的影響，但其下降幅度明顯不及低成績氣氛者（見圖2）。

圖2 成績氣氛對自我定向與工具性攻擊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

為了更加清晰地揭示能力知覺的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以中位數(shù)（能力知覺為5.00，自我定向?yàn)?.33）為分界點(diǎn)，分別將能力知覺和自我定向分為高低2組，采用多線線圖分析能力知覺對自我定向與工具性攻擊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)運(yùn)動員具有較高的能力知覺時，其工具性攻擊行為隨著自我定向水平的降低而大幅度減少，當(dāng)運(yùn)動員具有較低的能力知覺時，其工具性攻擊行為也會受到自我定向的影響，但減少幅度明顯不如高能力知覺者（見圖3）。

圖3 能力知覺對自我定向與工具性攻擊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

2.3 不同復(fù)合目標(biāo)定向類型運(yùn)動員的體育道德取向差異

由于任務(wù)取向與自我取向是目標(biāo)定向中相互獨(dú)立的兩維結(jié)構(gòu)，因此只從單方面考慮二者與體育道德的關(guān)系是不夠的，應(yīng)將兩者結(jié)合起來加以分析。因此，本研究采用K-均值聚類法對目標(biāo)定向進(jìn)行分類，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，體育運(yùn)動中運(yùn)動員存在3類復(fù)合目標(biāo)定向，即高任務(wù)/低自我、中任務(wù)/中自我和高任務(wù)/高自我（見表6）。

表6 聚類分析后3類復(fù)合目標(biāo)定向的描述統(tǒng)計(jì)

采用單因素多變量方差分析（MANOVA）探討不同復(fù)合目標(biāo)定向類型運(yùn)動員多維體育道德的差異，結(jié)果表明，體育道德存在顯著的組別主效應(yīng)。進(jìn)一步的單變量分析表明，3組社會規(guī)范、規(guī)則裁判、尊敬對手和工具性攻擊維度存在顯著的差異（見表7）。

表7 不同復(fù)合目標(biāo)定向類型在體育道德各維度上的均數(shù)

進(jìn)一步事后多重比較（Tukey post-hoc test）分析表明，社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手3個維度上均表現(xiàn)為高任務(wù)/低自我>高任務(wù)/高自我>中任務(wù)/中自我，兩兩之間比較存在顯著差異（P<0.01）；在工具性攻擊維度上，中任務(wù)/中自我＞高任務(wù)/高自我>高任務(wù)/低自我，兩兩之間比較存在顯著差異（P<0.05）。因此，高任務(wù)復(fù)合適宜自我定向與較高的體育道德水平顯著相關(guān)。

3 討論

3.1 目標(biāo)定向、能力知覺對體育道德取向的預(yù)測效應(yīng)

本研究結(jié)果顯示：任務(wù)定向顯著正向預(yù)測社會規(guī)范和規(guī)則裁判，顯著負(fù)向預(yù)測工具性攻擊；自我定向顯著負(fù)向預(yù)測社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手；能力知覺顯著正向預(yù)測社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手，顯著負(fù)向預(yù)測工具性攻擊。表明，任務(wù)定向與高水平體育道德相關(guān)，自我定向與低水平體育道德相關(guān)，能力知覺與高水平體育道德相關(guān)。本研究結(jié)果與以往研究[7，27]一致，高任務(wù)定向運(yùn)動員具有較高的體育道德水平（包括尊重社會規(guī)范、規(guī)則裁判和對手等），而高自我定向運(yùn)動員具有較低的體育道德水平。成就目標(biāo)理認(rèn)為[5]，任務(wù)定向的個體從自我參照角度知覺能力和成功，技能的進(jìn)步和任務(wù)的掌握是最重要的目標(biāo)；而自我定向的個體從規(guī)范的角度感知能力和成功，超越同伴和戰(zhàn)勝他人是最有價值的目標(biāo)，成功就是要取得勝利，活動只是達(dá)到目的的手段。因此，本研究結(jié)果可以理解為當(dāng)運(yùn)動員以任務(wù)取向?yàn)橹鲿r，則會將注意力集中于技能的進(jìn)步或任務(wù)的掌握，他們的目標(biāo)是盡最大努力發(fā)揮潛能，而不愿用欺騙或侵犯行為來證明自己的能力，通過欺騙或犯規(guī)提升技能會破壞技能進(jìn)步和任務(wù)掌握的價值過程。當(dāng)運(yùn)動員以自我取向?yàn)橹鲿r，則會將注意力集中于如何在激烈競爭中居于前列，他們的目標(biāo)是盡一切可能戰(zhàn)勝對手，只有獲得勝利才被視為成功，為了獲勝可以不擇手段，不惜一切代價，只要能幫助自己達(dá)成目標(biāo)，即使這種行為是違反道德的。能力知覺也是影響道德信念和行為的一個關(guān)鍵結(jié)構(gòu)，能力知覺較高的運(yùn)動員認(rèn)為自己完全具有達(dá)成目標(biāo)的能力（如取得勝利、戰(zhàn)勝對手和獲得高分等），只要通過不斷的努力就可以取得最后的成功，如作弊、傷害對手等不道德的行為就顯得沒有必要；而能力知覺較低（對自己能力持懷疑態(tài)度）運(yùn)動員可能會認(rèn)為，自己還不具有達(dá)成目標(biāo)的能力（如取得勝利、戰(zhàn)勝對手和獲得高分等），再怎么努力也無法成功，因此有可能采取如作弊、傷害對手等不道德的行為。

以往研究表明，在體育運(yùn)動中存在任務(wù)和自我2種心理傾向，但已有研究多把2種目標(biāo)定向孤立看待，而較少認(rèn)識到2種成就目標(biāo)定向在體育運(yùn)動中個體身上的復(fù)合體現(xiàn)，個體間僅存在程度上的差異，更沒有深入探究具體目標(biāo)定向類型與多維體育道德的關(guān)系。競技領(lǐng)域研究表明，運(yùn)動員目標(biāo)定向是2種目標(biāo)定向的復(fù)合型，且不同復(fù)合類型對運(yùn)動員行為影響不同。因此，本研究采用K-均值聚類法對目標(biāo)定向進(jìn)行分類發(fā)現(xiàn)，體育運(yùn)動中運(yùn)動員存在3類復(fù)合目標(biāo)定向，即高任務(wù)/低自我、中任務(wù)/中自我和高任務(wù)/高自我。單因素多變量方差分析及事后多重比較發(fā)現(xiàn)，不同類別復(fù)合目標(biāo)定向型的體育道德取向存在顯著的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高任務(wù)復(fù)合適宜自我定向與高水平的體育道德相關(guān)，其原因可能是高任務(wù)復(fù)合適宜自我定向的運(yùn)動員在體育運(yùn)動中主要尋求運(yùn)動技能的進(jìn)步和任務(wù)的掌握，認(rèn)為能力是可以培養(yǎng)和發(fā)展的，其目標(biāo)是盡最大努力發(fā)揮潛能，獲勝（超越同伴和戰(zhàn)勝他人）不是衡量成功的唯一標(biāo)準(zhǔn)，不會為了獲勝而不擇手段，因而具有較高的體育道德水平。

3.2 動機(jī)氣氛、同伴接納對體育道德取向的預(yù)測效應(yīng)

本研究結(jié)果顯示，掌握氣氛顯著正向預(yù)測社會規(guī)范、規(guī)則裁判和尊敬對手，而成績氣氛顯著負(fù)向預(yù)測社會規(guī)范和規(guī)則裁判，表明掌握氣氛與高水平體育道德相關(guān)，成績氣氛與低水平體育道德相關(guān)。本研究結(jié)果與以往研究一致。MILLER等[13]發(fā)現(xiàn)，高掌握氣氛知覺運(yùn)動員更加贊同理想的體育道德行為，高成績氣氛知覺運(yùn)動員更加認(rèn)可不理想體育道德行為。OMMUNDSEN等[12]發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動員掌握氣氛知覺與更加尊重社會規(guī)范、規(guī)則裁判和更加反對攻擊行為的團(tuán)隊(duì)規(guī)范相關(guān)，知覺到教練員強(qiáng)調(diào)成功和失敗的規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)與不良體育道德態(tài)度和認(rèn)可低道德作弊行為的團(tuán)隊(duì)氛圍相關(guān)。本研究結(jié)果可以理解為高成績氣氛強(qiáng)調(diào)規(guī)范性能力比較，運(yùn)動員可能會不惜任何代價，采取任何可能手段，包括非道德的行為來展示高能力，如欺騙、違反規(guī)則和攻擊性行為，并作為應(yīng)對強(qiáng)調(diào)標(biāo)準(zhǔn)能力環(huán)境的一種方式；而高掌握氣氛強(qiáng)調(diào)理解、進(jìn)步、改善和學(xué)習(xí)，可以減少戰(zhàn)勝和超越他人的壓力，減少欺騙、犯規(guī)和攻擊性行為的誘惑。

本研究發(fā)現(xiàn)，同伴接納顯著負(fù)向預(yù)測尊敬對手，表明同伴接納與低水平體育道德相關(guān)。本研究結(jié)果與以往研究不一致，發(fā)展心理學(xué)認(rèn)為[16]，適應(yīng)性的社會技能和較少的攻擊行為與較高的同伴接納相關(guān)，歸因可能是不同情境（日常生活與體育運(yùn)動）中的規(guī)范差異。STUNTZ和WEISS[28]考察了社會目標(biāo)定向?qū)w育道德的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，團(tuán)體接納取向水平較高的男性更有可能采用非體育道德行為，表明非體育道德行為也可能是某一特定運(yùn)動情境中同伴團(tuán)體的一種規(guī)范，遵守這種規(guī)范能得到同伴團(tuán)體的接納。

3.3 掌握氣氛、成績氣氛、能力知覺對自我定向與體育道德取向之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

掌握氣氛對自我定向與社會規(guī)范之間關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體而言，高自我定向的運(yùn)動員在獲得較低的掌握氣氛知覺時，其尊重社會規(guī)范的水平最低，而在獲得較高的掌握氣氛知覺時，尊重社會規(guī)范的水平雖然會受自我定向的影響，但程度卻并不大，即具有高自我定向的運(yùn)動員在感受到高掌握氣氛時尊重社會規(guī)范的水平仍然較高。本研究結(jié)果與DWECK等[15]的觀點(diǎn)一致，即運(yùn)動員的氣氛知覺會影響個性傾向性（即目標(biāo)定向）與可能相關(guān)行為（即從事良好體育道德行為的可能性）之間的關(guān)系，盡管運(yùn)動員參與運(yùn)動環(huán)境都帶有一定個性傾向性，但動機(jī)氣氛知覺可以調(diào)節(jié)這些個性特征與體育道德之間的關(guān)系。STORNES和OMMUNDSEN研究表明[29]，高自我定向的運(yùn)動員在高掌握氣氛知覺的條件下比在低掌握氣氛知覺的條件下表現(xiàn)出更高的體育道德水平（如關(guān)心對手）。因此，如果要促進(jìn)自我定向占優(yōu)勢的運(yùn)動員養(yǎng)成良好的體育道德態(tài)度和行為，教練員可以通過創(chuàng)設(shè)更高的掌握動機(jī)氣氛并從中獲益，高度重視改善和學(xué)習(xí)的掌握氣氛可能是減緩自我定向?qū)w育道德消極影響的一項(xiàng)重要措施。

成績氣氛對自我定向與工具性攻擊之間關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)：當(dāng)運(yùn)動員具有較低的成績氣氛時，其工具性攻擊行為隨著自我定向水平的降低而大幅度下降；當(dāng)運(yùn)動員具有較高的成績氣氛時，其工具性攻擊行為也會受到自我定向的影響，但其下降幅度明顯不及低成績氣氛者。能力知覺對自我定向與工具性攻擊之間的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)運(yùn)動員具有較高的能力知覺時，其工具性攻擊行為隨著自我定向水平的降低而大幅度減少；當(dāng)運(yùn)動員具有較低的能力知覺時，其工具性攻擊行為也會受到自我定向的影響，但減少幅度明顯不如高能力知覺者。本研究結(jié)果與以往研究一致，當(dāng)情境氣氛強(qiáng)調(diào)規(guī)范性能力比較時，運(yùn)動員可能會不惜任何代價，采取任何可能手段（包括非道德行為）來展示高能力[30]，只有淡化規(guī)范性能力比較，運(yùn)動員使用非道德行為的可能性才會下降。因此，低成績氣氛成為減少個體攻擊行為的一個必要條件。高能力知覺的運(yùn)動員相信自己完全具備達(dá)成目標(biāo)的能力（如獲取勝利、戰(zhàn)勝對手和獲得高分等），只要通過努力就可以取得成功，對于高能力知覺的個體而言，通過不道德行為達(dá)成目標(biāo)會破壞成功的價值過程，所以，沒必要也不愿意采取不道德的行為（如欺騙、犯規(guī)和工具性攻擊）。因此，高能力知覺成為減少個體攻擊行為的一個必要條件。此外，NICHOLLS[5]提出，高自我定向的個體，主要以超越他人來定義成功，他們更多地關(guān)注證明自己優(yōu)越的能力而不是掌握任務(wù)本身，更有可能采用不道德方式來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，更有可能贊同或產(chǎn)生違反體育道德的行為意向，而低自我定向的個體采用不道德方式來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，贊同或產(chǎn)生違反體育道德行為意向的可能性就會減小。因此，低自我定向就成為減少攻擊行為的另一個必要條件。因此，在低成績氣氛或高能力知覺情況下，隨著自我定向水平的降低，2個必要條件逐漸具備，這使得運(yùn)動員的攻擊行為就會明顯減少；而當(dāng)個體處于高成績氣氛或低能力知覺時，此時就失去了一個必要條件，只有自我定向?qū)粜袨楫a(chǎn)生影響。因而，隨著自我定向水平的降低，運(yùn)動員的攻擊行為在此時僅會產(chǎn)生較小幅度的變化。

4 結(jié)論

任務(wù)定向與高水平體育道德相關(guān)，自我定向與低水平體育道德相關(guān)，能力知覺與高水平體育道德相關(guān)；體育運(yùn)動中，運(yùn)動員目標(biāo)定向存在3種類型（即高任務(wù)/低自我、中任務(wù)/中自我和高任務(wù)/高自我），不同類別復(fù)合目標(biāo)定向型的體育道德取向存在顯著的差異，高任務(wù)復(fù)合適宜自我目標(biāo)定向與高水平的體育道德相關(guān)；掌握氣氛與高水平體育道德相關(guān)，成績氣氛與低水平體育道德相關(guān)，同伴接納與低水平體育道德相關(guān)；掌握氣氛、成績氣氛和能力知覺對自我定向與體育道德之間關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，高掌握氣氛、低成績氣氛和高能力知覺可以更加有效地減輕自我定向?qū)w育道德取向的消極影響。

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PredictorsofSportsmanshipOrientationinYoungAthletes：BasedonDualPerspectiveofIndividualandSituation

SUN Kaihong1，JI Liu2，WANG Kun3
（1.School of PE，Yangzhou Polytechnic College，Yangzhou 225009，China；2.East China Normal University，Shanghai 200241，China；3.Dept.of PE，Shanghai Jiaotong University，Shanghai 200030，China）

Objective：To investigate the predictive effect of individual（goal orientation，perceived competence）and situational（motivational climate，peer relationship）variables on sportsmanship orientation in young athletes.Methods：259 young athletes were investigated with self-evaluation questionnaires on goal orientation，perceived competence，motivational climate，peer relationship and sportsmanship orientation.Results：（1）Task orientation and perceived competence was positively associated with higher sportspersonship levels，ego orientation was related to lower sportspersonship levels；Athletes with high task combined with suitable ego orientation reported the higher sportpersonship levels；（2）Mastery climate was positively associated with higher sportspersonship levels，performance climate and peer acceptance was related to lower sportspersonship levels；（3）Mastery climate，performance climate and perceived com?petence can regulate the relationship between ego orientation and sportspersonship.High mastery climate，low performance climate and high perceived compe?tence can effectively reduce the negative effect of ego orientation on sportspersonship.Conclusions：There was significantly independent and interactive effect of the individual and situational variables on sportsmanship in young athletes.

athlete；sportsmanship；goal orientation；perceived competence；motivational climate；peer relationship

G 804.8

A

1005-0000（2014）05-369-07

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2014.05.001

2014-04-12；

2014-09-16；錄用日期：2014-09-17

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：12CTY024）；江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會科學(xué)研究指導(dǎo)項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：2012SJD890022）；江蘇省高?！扒嗨{(lán)工程”優(yōu)秀青年骨干教師培養(yǎng)對象資助項(xiàng)目；揚(yáng)州市職業(yè)大學(xué)科研資助項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：11j10）

孫開宏（1976-），男，江蘇高郵人，博士，副教授，研究方向?yàn)轶w育心理學(xué)。

1.揚(yáng)州職業(yè)大學(xué)體育學(xué)院，江蘇揚(yáng)州225009；2.華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院，上海200241；3.上海交通大學(xué)體育系，上海200030。