道德推脫、學(xué)習(xí)氛圍對青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響

葉 勍，張 歡

體育學(xué)習(xí)是促進青少年身心發(fā)展、寓德育教育于身體活動的學(xué)習(xí)過程。近30年《學(xué)校體育工作條例》的推行與開展，加之2015年，上海市形成“小學(xué)體育興趣化”“初中體育多樣化”“高中體育專項化”“大學(xué)體育個性化”整體改革思路，青少年體育學(xué)習(xí)的總體狀況得到一定改善。誠然，尚存部分青少年因缺乏道德規(guī)范意識，在體育學(xué)習(xí)中常出現(xiàn)懈怠、懶散、厭學(xué)、逃課、敵視他人等偏差行為，導(dǎo)致經(jīng)歷多年體育學(xué)習(xí)的青少年仍未形成良好的學(xué)習(xí)興趣和規(guī)范［1－2］。國家體育總局局長茍仲文在“2018年全國青少年體育工作電視電話會議”上強調(diào)：大力改革和加強青少年體育工作，把青少年體育工作擺到戰(zhàn)略性、基礎(chǔ)性位置來抓［3］。矯正體育學(xué)習(xí)偏差行為，對于培養(yǎng)青少年健康生活方式、樹立道德規(guī)范和社會規(guī)則意識具有深遠意義。而從道德層面探尋青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的致因，可有效防范和解決學(xué)校體育教學(xué)中諸多潛在問題，亦是學(xué)校體育工作亟待攻關(guān)的重要議題。

歷逾半世紀(jì)發(fā)展，人們對偏差行為內(nèi)涵的解讀取得了卓絕成效，大體形成了三個取向：①悖于社會規(guī)范的行為。社會學(xué)認(rèn)為，偏差行為是因缺乏權(quán)威約束或結(jié)構(gòu)化社交而引發(fā)違背社會規(guī)范和準(zhǔn)則的不恰當(dāng)行為［4－5］，與個體年齡、性別和社會地位相關(guān)，在同齡人共處情境中更易發(fā)生（酗酒、吸煙／毒、損害公物）［6］。②悖于道德規(guī)范的行為。倫理學(xué)認(rèn)為，偏差行為是違反人類共同生活及道德準(zhǔn)則的行為，是自身為擺脫道德規(guī)范的認(rèn)知傾向所引發(fā)的一種不道德行為［7］，尤其在認(rèn)知發(fā)展初期，青少年較易在道德認(rèn)知偏差的驅(qū)使下催發(fā)網(wǎng)絡(luò)欺騙、欺凌、污化他人等反社會、不道德行為［8］。③悖于管理規(guī)則的行為。教育管理學(xué)認(rèn)為，偏差行為是違反特定場合、特定管理規(guī)則的行為［9］，盡管該行為對社會并不一定會造成損害，而且通常不被正式懲罰，但會妨害青少年生活適應(yīng)性［10］。如：青少年為滿足惰性或避免責(zé)罰而違反校紀(jì)、校規(guī)或教學(xué)規(guī)定的問題行為（謊稱生病、無故遲到、早退等）［11］。

前人對青少年偏差行為的詮釋莫衷一是，但卻存在共同之處，即：偏差行為是青少年相對普遍、常見、偏離特定規(guī)范的行為意向和行為表現(xiàn)。眾所周知，體育學(xué)習(xí)是綜合培養(yǎng)體質(zhì)健康、思想品德、心理品質(zhì)的群體體育教育活動［12］，而青少年體育學(xué)習(xí)中的偏差行為，不僅影響體育認(rèn)知和技能的學(xué)習(xí)效果，還會成為發(fā)展體育參與興趣和道德規(guī)范意識的羈絆［13］。基于此，結(jié)合體育學(xué)習(xí)“身體直接參與”、“體力與智力結(jié)合”等特性，本研究提及的體育學(xué)習(xí)偏差行為，特指青少年從事體育學(xué)習(xí)活動時的憊懶、厭學(xué)心理傾向，遲到／早退、無故曠課、考試不誠實，以及抵觸、污化、欺凌同伴等違反教學(xué)規(guī)定或不道德的行為。

1 文獻梳理與研究假設(shè)

認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，人類一切道德的實質(zhì)都應(yīng)在學(xué)會對規(guī)則的尊重中求得［14］，而薄弱的社會規(guī)范意識、企圖擺脫道德準(zhǔn)則的行為傾向常會誘發(fā)偏差行為［15］。換言之，偏差行為作為悖于一種社會、道德、管理規(guī)范的問題行為，往往源于青少年認(rèn)知失調(diào)的道德推脫。道德推脫是A.Bandura在發(fā)展社會認(rèn)知理論中提出的概念，認(rèn)為道德推脫是產(chǎn)生攻擊、欺騙等反社會或不道德行為的認(rèn)知傾向［16］，是個體為緩解自身非道德行為引發(fā)的內(nèi)疚、自責(zé)而重構(gòu)道德認(rèn)知，實現(xiàn)為自身行為后果推卸責(zé)任的道德傾向［17］。研究表明：在自我意識發(fā)展期，道德推脫易使青少年喪失道德調(diào)節(jié)能力，扭曲自身違規(guī)行為的傾向性認(rèn)知，淡化過失、過錯行為后果的愧疚感，促成欺騙、敵視、攻擊、欺凌他人等不道德的偏差行為［18］，還會加劇憊懶、厭學(xué)等心理傾向，增加不當(dāng)行為的發(fā)生幾率［19］，甚至對過錯行為、欺負(fù)行為等具有較高的解釋力和預(yù)測力［20］。在競技體育的研究中，學(xué)者發(fā)現(xiàn)有些運動員會采用各種利己策略（將攻擊對手歸結(jié)于保護隊友或受教練指使）為其不當(dāng)行為開脫，或淡化不良行為后果使自己免責(zé)，從而誘發(fā)更多頻繁的偏差行為［21］。體育學(xué)習(xí)是德育教育實踐的重要組成部分，青少年在體育學(xué)習(xí)中的行為表現(xiàn)是否與其道德品質(zhì)（即：道德推脫）存在關(guān)聯(lián)，該類研究尚缺乏實證探討。據(jù)此，提出假設(shè)H1：道德推脫水平越高，青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為越嚴(yán)重。

社會學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，在社會適應(yīng)發(fā)展階段，青少年更傾向于模仿高權(quán)威、高地位者（父母、教師）的行為，并在特定人際氛圍下形成相應(yīng)的心理特征和行為方式［22－23］。體育學(xué)習(xí)是以傳授體育知識、技能為載體的群體體育文化活動，其學(xué)習(xí)效果往往與個體感知到的學(xué)習(xí)氛圍密切相關(guān)［24］。學(xué)習(xí)氛圍涵蓋了教師、同伴等重要人際的支持，以及個體自主參與的機會和條件等［25］。通常情況下：積極正性的學(xué)習(xí)氛圍可為青少年學(xué)習(xí)提供規(guī)范行為的參照依據(jù)，引導(dǎo)個體遵照規(guī)定和要求進行相應(yīng)的學(xué)習(xí)活動，有效抑制道德推脫傾向、發(fā)展社會心理、健全規(guī)則意識［26］；反之，消極負(fù)性的學(xué)習(xí)氛圍易使人喪失規(guī)范意識，加重道德推脫認(rèn)知傾向，淡化過錯、不當(dāng)行為的后果，從而增加這些偏差行為的發(fā)生幾率［26］?？傊匾送ㄟ^傳達適當(dāng)或不適當(dāng)行為的信息，會使人重構(gòu)認(rèn)知系統(tǒng)和道德意向，并讓其在模仿和強化中發(fā)展道德行為［27］。正如J.Camps闡釋的：不同情景氛圍會使人的道德認(rèn)知和道德行為呈現(xiàn)差異，即：學(xué)習(xí)氛圍可以調(diào)節(jié)學(xué)生的道德意向和道德行為［28－30］。那么，在體育學(xué)習(xí)情境中，學(xué)習(xí)氛圍如何調(diào)控青少年道德推脫對偏差行為的影響？該問題尚未做出探討和論證。據(jù)此，提出假設(shè)H2：體育學(xué)習(xí)氛圍越積極健康，青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為越少；H3：在道德推脫影響青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為時，體育學(xué)習(xí)氛圍具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于此，構(gòu)建假設(shè)模型（圖1）并通過實證揭示體育道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍對青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的綜合影響。

圖一 觀念構(gòu)架模型

2 研究對象與方法

2.1 被試

依據(jù)分層整群抽樣原則，以上海市為例，按東南西北劃分區(qū)域，各區(qū)域選取初中、高中各2所，每所學(xué)校各年級抽取1個教學(xué)班的青少年為被試。設(shè)定無效問卷判定標(biāo)準(zhǔn)（規(guī)律性填答、反向題檢驗、填答條目缺失大于1／4），保留2288份有效數(shù)據(jù)，有效率94.16%。其中，男1000人，女1288人；年齡14.843±1.629歲；初中1104人，高中1184人。

2.2 測量工具

2.2.1 體育道德推脫量表

修訂李祥紅（2013）《運動道德推脫量表》［31］。由8個維度32個題項構(gòu)成，修訂時，將“比賽”改為“體育學(xué)習(xí)”，同時相應(yīng)修訂表述內(nèi)容，如：“對于侮辱我同伴的人，我可以敵視并反擊他”。采用Likert5點法，從“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，以總分表示被試體育道德推脫程度。測得總量表Cronbach’sα＝0.936，分半信度＝0.912；題總相關(guān)0.312～0.756（p＜0.01）。

2.2.2 體育學(xué)習(xí)氛圍量表

參照李文桃等測算經(jīng)驗［32］，修訂Y.Jia（2009）《青少年感知學(xué)校氛圍問卷》教師支持（7題）、生生支持（13題，含7個反向題）和自主機會（5題）分量表［25］。修訂時，加入“體育”、“體育學(xué)習(xí)”、“體育老師”等核心詞匯，如：我能勇于和體育老師交流自己體育方面的問題或不足。量表共25題采用Likert5點法，從“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，以總分評估被試體育學(xué)習(xí)氛圍狀況。測得總量表Cronbach’sα＝0.929，分半信度＝0.864；題總相關(guān)0.299～0.752（p＜0.01）。

2.2.3 體育學(xué)習(xí)偏差行為量表

參照前人對青少年偏差行為的思辨［4－6，10－13，33］，結(jié)合研究題意編制《青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為量表》。遵循“自上而下”和“自下而上”相結(jié)合的研究思路：自上而下指依據(jù)前人已有理論和觀點，組織課題成員采用頭腦風(fēng)暴法，從社會規(guī)范、道德規(guī)范、管理規(guī)范3方面確定體育學(xué)習(xí)偏差行為的核心概念、結(jié)構(gòu)及內(nèi)涵；自下而上是通過對有代表性的被試群體通過半結(jié)構(gòu)式訪談，結(jié)合質(zhì)化研究的開放性問卷獲得第一手資料，建立條目池并通過預(yù)測的篩選、歸類而獲取初始題項。具體自下而上的質(zhì)性研究步驟如下：

（1）對10位（初、高中各5人）受訪者進行半結(jié)構(gòu)式訪談：向受訪者解釋“偏差行為”概念和內(nèi)涵，請受訪者以第3人稱詳述身邊同學(xué)在體育學(xué)習(xí)中曾有哪些違反教學(xué)要求和規(guī)范的不當(dāng)、不道德行為，將訪談所有語言逐字謄錄并形成文稿，共獲97個可編碼有效詞匯；遵循歸納法，結(jié)合主觀判斷合并語義相近詞匯，形成34個核心詞匯；請2名鍛煉心理學(xué)在讀博士逐一分析編碼內(nèi)容［34］，確定編碼信度系數(shù)0.386～0.742。（2）對60名青少年（初、高中生各30人）進行預(yù)測，要求被試將語詞表述不明的題項標(biāo)注并改正。修訂8個標(biāo)注集中的題項，重新比較異同與合并，形成26個初始題項。（3）對90名（初中生47人、高中生43人）被試進行初測，通過項目分析（方差齊性檢驗、獨立樣本T檢驗、描述性統(tǒng)計和逐步排除法），剔除均值差異不顯著、題總不相關(guān)題項，最終確定15題的《青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為量表》。（4）請上海體育學(xué)院、上海大學(xué)心理學(xué)、體育學(xué)的教授、學(xué)者對15個題項進行效度檢驗，專家、學(xué)者一致認(rèn)同量表內(nèi)涵與青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的理論構(gòu)想相符。

采用Likert5點法，從“從未有過～總是如此”分計1～5分，以總分評估被試體育學(xué)習(xí)偏差行為情況。測得量表Cronbach’sα＝0.881，題總相關(guān)0.388～0.709（p＜0.01）。

以上測量工具的內(nèi)容效度（探索性因子分析）和結(jié)構(gòu)效度（驗證性因子分析）指標(biāo)見表1。

表1 探索性因子分析和驗證性因子分析指標(biāo)

2.3 施測過程

采用紙筆調(diào)查法，為盡可能降低同源方差的影響，分2次在2019年4月中旬和5月中旬，采用集體施測的方式對抽樣單位進行問卷調(diào)查。填答10分鐘后當(dāng)場回收。施測過程中獲得被試性別、年齡、年級等一般人口統(tǒng)計學(xué)資料。

2.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS24.0分析軟件。通過篩查、提取等工序確定有效數(shù)據(jù)，并對其進行中心化、反向題等處理，運用描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析、回歸分析等方法考察道德推脫、學(xué)習(xí)氛圍分別對青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的直接影響。利用Bootstrap法分析道德推脫與體育學(xué)習(xí)偏差行為的間接影響：選用K.J.Preacher等人設(shè)計的Bootstrap程序插件Process（2.16版），將自變量（X）、因變量（Y）、調(diào)節(jié)變量（M）依次選入相應(yīng)選項框，設(shè)定模型類型為1（Model＝1），Bootstrap Samples＝5000（樣本量＝5000），取樣方法為Bias Corrected（偏差校正的非參數(shù)百分位法），置信區(qū)間為95%，分組條件為Mean and＋＼－SD from Mean（均值和均值加減1個標(biāo)準(zhǔn)差）［35］。利用Bootstrap插件Process分析復(fù)雜模型是近期心理學(xué)、組織行為學(xué)等領(lǐng)域廣泛應(yīng)用的方法，陳瑞等人詳盡介紹了其原理及運用［36］。

3 結(jié)果

3.1 青少年的道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍對偏差行為的直接影響

相關(guān)性分析顯示（表2）：總體來看，體育道德推脫（r＝0.304）、體育學(xué)習(xí)氛圍（r＝－0.488）與偏差行為顯著相關(guān)（p＜0.01）；細(xì)化比較，體育道德推脫的“道德辯護”與偏差行為正相關(guān)較密切（r＝0.323），體育學(xué)習(xí)氛圍的“教師支持”與偏差行為負(fù)相關(guān)較密切（r＝－0.502）。

表2 均值、標(biāo)準(zhǔn)差及Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表

以體育學(xué)習(xí)偏差行為為因變量，分別以體育道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍、體育道德推脫×體育學(xué)習(xí)氛圍為自變量，采用強行進入法建立回歸方程（表3）：體育道德推脫（F（1，2286）＝58.077，β＝0.304）、體育學(xué)習(xí)氛圍（F（1，2286）＝178.575，β＝－0.488）對體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響皆顯著（p＜0.001），分別解釋了9.1%和23.7%的變異；體育道德推脫×體育學(xué)習(xí)氛圍（F（1，2286）＝5.015，β＝0.093，p＝0.026＜0.05）對體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響顯著，解釋了0.7%的變異。

表3 道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍對偏差行為的回歸分析

3.2 體育學(xué)習(xí)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

結(jié)合Preacher和Hayes檢驗經(jīng)驗［35］，利用Bootstrap法對體育學(xué)習(xí)氛圍進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。結(jié)果顯示（表4）：①在體育道德推脫影響體育學(xué)習(xí)偏差行為時，體育學(xué)習(xí)氛圍具備調(diào)節(jié)效應(yīng)（F（3，2284）＝65.957，p＜0.001，R2＝0.258），其中，“體育道德推脫×體育學(xué)習(xí)氛圍”對體育學(xué)習(xí)偏差行為影響顯著（β［0.003，0.036］＝－0.002，T＝－2.355，p＝0.019）。②按照均值、均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分3個程度（低、中、高）體育學(xué)習(xí)氛圍發(fā)現(xiàn)：在低、中、高三種水平的體育學(xué)習(xí)氛圍下，體育道德推脫對青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響皆達顯著水平（p低＝0.036，p中＝0.000，p高＝0.000），95%CI分別為［0.005，0.065］、［0.028，0.097］和［0.045，0.139］。遵循陳瑞的觀點：“Bootstrap檢驗的置信區(qū)間不包含0，則表示間接效應(yīng)成立［36］”。說明在體育道德推脫與體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響鏈條上，體育學(xué)習(xí)氛圍具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表4 Bootstrap調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗數(shù)據(jù)結(jié)果

基于此，遵循項目組合技術(shù)（Item Parceling）［37］，利用AMOS24.0軟件構(gòu)建模型（圖二）。模型擬合指標(biāo)顯示：模型指標(biāo)：x2（df＝74，N＝2288）＝329.344，x2／df＝4.451（p＝0.000）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI＝0.927，NFI＝0.929，IFI＝0.944，NNFI＝0.931，CFI＝0.944；近似誤差均方根RMSEA＝0.078，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR＝0.0461。由此說明，所構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型具有可接受的適配性。

圖二 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

4 討論

1.青少年的道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍對偏差行為的直接影響討論

分析證實，青少年道德推脫水平越高，體育學(xué)習(xí)偏差行為越嚴(yán)重，與前人觀點一致［7］。道德認(rèn)知理論認(rèn)為，一切道德實質(zhì)都應(yīng)該是在學(xué)會對規(guī)則的尊重中求得［14］。教育之本在于“樹人”，為人之本在于“立德”［38］，德育是體育教學(xué)的重要環(huán)節(jié)。多年來，學(xué)校體育致力于青少年德育教育的實踐與探索，著力培育青少年體育道德素養(yǎng)［39］，使青少年在體育學(xué)習(xí)中能表現(xiàn)出較好的道德調(diào)節(jié)能力和道德規(guī)范意識，在面對挑戰(zhàn)性學(xué)習(xí)任務(wù)時能遵從教師的組織規(guī)范執(zhí)行，有效規(guī)避偏差行為。數(shù)據(jù)分析折射出：道德推脫傾向嚴(yán)重者善于將自己偏差行為的產(chǎn)因轉(zhuǎn)移給他人，以實現(xiàn)免責(zé)（如：將遲到歸結(jié)于其他課程拖堂）；善于通過有利比較等推脫機制使自己懶散、拖延行為變得更易被接受（如：認(rèn)為與曠課相較，體育課偷懶顯得無關(guān)緊要）；善于通過扭曲后果來緩解過錯行為的自責(zé)和羞愧感（如：認(rèn)為譏諷他人是因“他技不如人”）［40］。總之，道德認(rèn)知功能失調(diào)者在應(yīng)對生活事件或挑戰(zhàn)任務(wù)時，很難遵照規(guī)則或要求來規(guī)范自身言行，因而會增進偏差行為的發(fā)生幾率，產(chǎn)生更多的偏差行為。正如線索過濾理論闡釋的：道德標(biāo)準(zhǔn)傾向性降低和道德意識減弱會使青少年的內(nèi)部道德機制喪失調(diào)節(jié)能力、形成道德推脫，進而表現(xiàn)出更多的不當(dāng)行為［41］。

分析還證實，青少年感知到的體育學(xué)習(xí)氛圍越積極健康，偏差行為越少。從數(shù)據(jù)上看：能夠感知到體育教師自主支持的青少年，更易積極、主動投身于體育學(xué)習(xí)活動中，亦更多地表現(xiàn)出遵守教學(xué)規(guī)范、主動配合教學(xué)、勇于挑戰(zhàn)學(xué)習(xí)任務(wù)等［42］，相應(yīng)地，極少出現(xiàn)厭學(xué)、偷懶、自我孤立、抵觸學(xué)習(xí)任務(wù)等偏差行為；能夠感知到同伴自主支持的青少年，在同伴人際的情感關(guān)懷下往往具有親社會、合群傾向，較易融入集體而表現(xiàn)出與大多數(shù)人一致的規(guī)范學(xué)習(xí)行為［43］；能夠感知到自身具有決策體育學(xué)習(xí)內(nèi)容、形式的青少年，容易激發(fā)自我決定動機［44］，進而保持積極、主動的體育學(xué)習(xí)行為?？傊瑢W(xué)習(xí)氛圍是青少年感知到的人文關(guān)懷和情感關(guān)懷，是青少年社會化發(fā)展的重要外部資源，也是有效避免體育學(xué)習(xí)中產(chǎn)生偏差行為的外源性動力。比較分析發(fā)現(xiàn)：相較于生生支持和自主性支持，源于教師的自主支持能夠更大限度地緩解青少年體育學(xué)習(xí)的偏差行為（β＝－0.502），這一結(jié)果映射了教師的情感支持與鼓勵能夠幫助青少年樹立正確的社會規(guī)范意識、形成理想的社會行為范式，正如前人所言：在社會適應(yīng)發(fā)展階段，青少年傾向于模仿或遵從高權(quán)威者的行為（如：體育教師），并在社會化成長中形成相應(yīng)的行為方式［22］。

2.體育學(xué)習(xí)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)討論

研究利用Bootstrap程序分析法證實，在道德推脫與青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響機制里，體育學(xué)習(xí)氛圍具備調(diào)節(jié)效應(yīng)，該結(jié)果與前人部分觀點一致［45－46］。分析表明，不同程度（低、中、高）的學(xué)習(xí)氛圍皆能有效調(diào)節(jié)道德推脫對偏差行為的影響。倫理學(xué)認(rèn)為，人們的道德觀念和行為通常會在社會群體的引導(dǎo)和壓力下向與多數(shù)人一致的方向發(fā)展［29］。數(shù)據(jù)結(jié)果折射了：能夠知覺到身處積極、健康學(xué)習(xí)氛圍的青少年，通常具有良好的道德規(guī)范意識、較強的學(xué)習(xí)動機和集體融入感，在應(yīng)對體育學(xué)習(xí)活動時能夠自覺遵從教師的組織安排，或參照大多數(shù)同學(xué)的規(guī)范行為執(zhí)行學(xué)習(xí)任務(wù)，進而表現(xiàn)出不懈怠懶散、遵規(guī)守則、親和友善、樂觀合群等積極的學(xué)習(xí)行為特征；反之，難于感知到體育教師、同學(xué)的自主支持或自認(rèn)為不具備學(xué)習(xí)自主機會的青少年，往往對體育學(xué)習(xí)心存抵觸或厭學(xué)傾向，當(dāng)面對挑戰(zhàn)性學(xué)習(xí)任務(wù)時善于調(diào)動道德推脫機制重構(gòu)認(rèn)知系統(tǒng)［47］，為自己的過錯、過失、不當(dāng)行為推諉，從而誘發(fā)更多、更頻繁的偏差行為［20］。綜上所述，青少年體育道德推脫對體育學(xué)習(xí)偏差行為的影響，會因個體感知不同程度的學(xué)習(xí)氛圍而呈現(xiàn)差異。

5 結(jié)論

體育道德推脫、體育學(xué)習(xí)氛圍是影響青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的內(nèi)在、外在因素；良好的體育學(xué)習(xí)氛圍能夠?qū)η嗌倌甑牡赖抡J(rèn)知和體育學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生積極的調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)模型建構(gòu)，在一定程度上解釋了體育道德推脫影響青少年體育學(xué)習(xí)偏差行為的內(nèi)在機制，可為引導(dǎo)青少年養(yǎng)成良好的體育生活方式提供一定參考。