運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙與體育道德的關(guān)系

祝大鵬

運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙與體育道德的關(guān)系

祝大鵬

“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙是阻礙運(yùn)動員體育道德發(fā)展的重要因素。研究以412名(男=220，女=192)運(yùn)動員為研究對象，采用問卷調(diào)查法研究了運(yùn)動員"沽名釣譽(yù)"、自我欺騙和體育道德之間的關(guān)系，以及自我欺騙對"沽名釣譽(yù)"和體育道德的中介作用。結(jié)果顯示：（1）運(yùn)動員在自我欺騙和體育道德上存在顯著性別差異，男運(yùn)動員表現(xiàn)出了更高的自我欺騙和更低的體育道德水平；（2）自我欺騙對沽名釣譽(yù)和體育道德具有顯著中介作用。研究認(rèn)為，為了促進(jìn)運(yùn)動員體育道德發(fā)展，應(yīng)采取措施加強(qiáng)運(yùn)動員體育道德認(rèn)知教育，降低自我欺騙水平。

運(yùn)動員；沽名釣譽(yù)；自我欺騙；體育道德

受中國傳統(tǒng)的集體主義文化的影響，集體主義精神和團(tuán)隊(duì)意識始終在各級運(yùn)動隊(duì)建設(shè)中占據(jù)著重要地位，強(qiáng)調(diào)每一位運(yùn)動員的重要作用，突出團(tuán)隊(duì)力量的重要性。但在運(yùn)動隊(duì)取得勝利或失敗之后，每名運(yùn)動員對自己的貢獻(xiàn)和責(zé)任是如何認(rèn)識的呢？是否存在夸大自己的貢獻(xiàn)或降低自己的責(zé)任的現(xiàn)象呢？Banaji等人[1]將這種合作雙方傾向于高估自己對集體成功的貢獻(xiàn)，同時貶低他人努力成分的現(xiàn)象稱為“沽名釣譽(yù)（fishing for compliments）”。如果讓一支運(yùn)動隊(duì)的每個成員評估各自對團(tuán)隊(duì)的貢獻(xiàn)時，其百分比之和可能會大于100%。對于這一現(xiàn)象產(chǎn)生的原因，Caruso等人[2]認(rèn)為由于自我注意聚焦和自我記憶提取的便捷性，使個體更容易產(chǎn)生對自身貢獻(xiàn)的積極幻覺；而Miller和Ross[3]則認(rèn)為“沽名釣譽(yù)”產(chǎn)生的原因是由于個體的自利性歸因偏差。這種歸因偏差使得人們難以保持客觀的態(tài)度來解釋事件的成因,造成個體在對成敗結(jié)果進(jìn)行歸因時，傾向于夸大自己對集體成功的貢獻(xiàn)而縮小自己對集體失敗所承擔(dān)的責(zé)任。

目前在體育領(lǐng)域內(nèi)尚未發(fā)現(xiàn)針對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”現(xiàn)象的研究，但與此類似的研究主題，比如“自利歸因偏差（egocentric biases in attributions）”、“自我中心歸因（Attribution egocentrism）”、和“自我中心偏差（Egocentric biases）”等現(xiàn)象在一些體育、家庭生活的研究領(lǐng)域已經(jīng)得到證實(shí)[4-6]。王芃等人[7]在分析前人研究的基礎(chǔ)上認(rèn)為，由于沽名釣譽(yù)，人們難以客觀評估合作者的貢獻(xiàn)，這可能影響后續(xù)合作行為，并在一定程度上會降低團(tuán)體凝聚力。

俗話說“只有自己最了解自己”。事實(shí)真是這樣的嗎？自己會不會為了欺騙他人而有意識地欺騙自己呢？Gur和Sackeim[8]提出了自我欺騙（self-deception）的概念，并通過實(shí)驗(yàn)研究（聲音識別研究）證實(shí)了自我欺騙的存在。Gur和Sackeim在實(shí)驗(yàn)研究的基礎(chǔ)上認(rèn)為自我欺騙應(yīng)該符合以下4條標(biāo)準(zhǔn)：（1）個體必須持有兩種互相矛盾的信念；（2）這兩種信念是同時存在的；（3）個體沒有意識到其中一種信念；（4）被意識到的信念取決于個體的動機(jī)。Tenbrunsel和Messick[9]認(rèn)為，個體的道德意識衰退是通過自我欺騙過程得以實(shí)現(xiàn)的。國內(nèi)學(xué)者鞠實(shí)兒等人[10]從邏輯學(xué)和心理實(shí)驗(yàn)兩個方面解釋和檢驗(yàn)了自我欺騙存在的合理性。李藝敏[11]在分析了自我欺騙的研究現(xiàn)狀后認(rèn)為，自我欺騙在個體的自我服務(wù)偏向、社會稱許性、進(jìn)化等行為中起重要作用。對于自我欺騙的作用，目前的研究并未得到一致的結(jié)論。陸慧菁[12]研究認(rèn)為自我欺騙既屬于個體的一種心理特質(zhì)，也可以看作是一種人際交往的策略。

王芃等人[7]基于有限道德理論的研究認(rèn)為，個體的“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙是個體在道德判斷中固有的局限性，表現(xiàn)在人們外在行為與內(nèi)在道德觀的悖離，它導(dǎo)致無意識的道德偏差，使那些平時行為表現(xiàn)良好的人有時也會表現(xiàn)出違反道德的行為。

因此，本文假設(shè)運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙與其體育道德之間具有顯著相關(guān)，而自我欺騙對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”和體育道德的關(guān)系具有顯著中介作用（如圖1所示）。以有限道德理論為依據(jù)，選取運(yùn)動員這一特殊群體為被試，通過調(diào)查分析以檢驗(yàn)運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙的現(xiàn)狀，以及自我欺騙對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”和體育道德關(guān)系的中介效應(yīng)，為提高運(yùn)動員體育道德水平，促進(jìn)體育事業(yè)健康發(fā)展提供科學(xué)參考。

圖1 運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙與體育道德關(guān)系模型Figure 1 Model of the Relations between Athletes’Fishing for Compliments,Self-deception and Sportsmanship

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

為了取樣方便，采取整群抽樣的方式選取研究對象。本文選取450名運(yùn)動員為研究對象，共發(fā)放問卷450份，回收有效問卷412份。其中男性運(yùn)動員220名，女性運(yùn)動員192名。被試年齡范圍為18～24歲（M=21.45，SD=2. 63），訓(xùn)練年限為2～8年（M=4.28，SD=3.02）。研究參與者從事運(yùn)動項(xiàng)目的選取上兼顧集體對抗性項(xiàng)目和個人非對抗性項(xiàng)目，包括籃球、足球、排球、健美操等項(xiàng)目，其運(yùn)動等級均在二級以上，其中健將級運(yùn)動員89名，一級運(yùn)動員138名，二級運(yùn)動員185名。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

研究通過中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫和Pschy INFO等數(shù)據(jù)庫查閱分析了關(guān)于“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙和體育道德的相關(guān)研究文獻(xiàn)，在總結(jié)前人研究的基礎(chǔ)上制定了研究主題和方案。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 “沽名釣譽(yù)”測量

根據(jù)“沽名釣譽(yù)”的心理學(xué)理論和以往研究模式，首先要求被試評估自己對團(tuán)隊(duì)某場比賽獲勝所做的貢獻(xiàn)水平，在此基礎(chǔ)上評估每個成員平均對團(tuán)隊(duì)獲勝所做的貢獻(xiàn)。該條目表述為“對于你（們）在上一場比賽中獲得的勝利，從整個運(yùn)動集體的角度來看，你認(rèn)為自己為勝利所做的貢獻(xiàn)……”，采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，從“遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于平均水平”（1分）到“遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于平均水平”（5分）。得分越高，表明被試的沽名釣譽(yù)程度越高。

1.2.2.2 期待性回答平衡問卷

該問卷由Paulhus在Sackeim等人[13]的自欺和他欺問卷的基礎(chǔ)上編制而成。該問卷包括“自我欺騙”和“印象管理”兩個維度，共40個條目，問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“非常同意”分別評定1～7分。該問卷編制的理論基礎(chǔ)是，認(rèn)為具有自欺傾向的個體易于否認(rèn)心理上有威脅性的想法和感受，總是對自己在眾多社會期望行為方面予以夸大，而對非期望行為則加以掩蓋。經(jīng)檢驗(yàn)該問卷的總體一致性信度α為0.83，自我欺騙維度的一致性信度α為0.80，印象管理維度的一致性信度α為0.86。國內(nèi)學(xué)者李峰[14]對該問卷在中國人群中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明該問卷的x2/df=2.0，CFI=0.95，NFI=0.90，PNFI=0.80，PMSEA=0.04。表明該問卷具有良好的信效度，可以在中國人群中使用。根據(jù)研究目的，本文在數(shù)據(jù)分析中只選取了自我欺騙維度。

1.2.2.3 多維體育道德量表

該量表由孫開宏等人[15]在Vallerand等人編制的“多維體育道德量表”的基礎(chǔ)上進(jìn)行修訂而成的。修訂后的量表包括5個維度共25個條目，分別是“完全承諾”、“社會規(guī)范”、“規(guī)則裁判”、“尊敬對手”和“工具性攻擊”，每個維度各5個條目。量表采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別評定1～5分。經(jīng)檢驗(yàn)該量表Cronbachα為0.861，“完全承諾”、“社會規(guī)范”、“規(guī)則裁判”、“尊敬對手”和“工具性攻擊”維度Cronbachα分別為0.704、0.713、0 742、0.695和0.733，說明該量表具有較高的信效度。

1.2.3 數(shù)據(jù)處理

研究對收集到的數(shù)據(jù)使用SPSS20.0在計(jì)算機(jī)上進(jìn)行處理。由于抽樣采用方便抽樣形式，因此在數(shù)據(jù)處理上以非參數(shù)檢驗(yàn)為主，主要的統(tǒng)計(jì)方法包括描述性統(tǒng)計(jì)、卡方檢驗(yàn)、相關(guān)分析和回歸分析等。

2 研究結(jié)果

2.1 運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙和體育道德的性別差異

為了檢驗(yàn)運(yùn)動員在自我欺騙和體育道德上的性別差異，研究對收集到的“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙和體育道德測試數(shù)據(jù)進(jìn)行了獨(dú)立樣本Mann-Whitney檢驗(yàn)。結(jié)果顯示（表1），運(yùn)動員在自我欺騙、體育道德的除完全承諾維度之外的各維度與總分之間均存在非常顯著的性別差異(p＜0.01)，男運(yùn)動員在“自我欺騙”和“工具性攻擊”上的得分顯著高于女運(yùn)動員，而在“尊敬規(guī)則和裁判”、“尊敬社會規(guī)范”、“尊敬和關(guān)心對手”以及體育道德總分上均顯著低于女運(yùn)動員。另一方面，非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，在“沽名釣譽(yù)”上未表現(xiàn)出顯著性別差異(p＞0.05)。

表1 運(yùn)動員沽名釣譽(yù)、自我欺騙和體育道德的性別差異非參數(shù)檢驗(yàn)TableⅠ Non-parametric Test of the Gender Difference between Athletes’Fishing for Compliments,Self-deception and Sportsmanship

2.2 運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”與體育道德之間的關(guān)系

為檢驗(yàn)運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”與體育道德之間的關(guān)系，對“沽名釣譽(yù)”和體育道德進(jìn)行了相關(guān)分析。由于“沽名釣譽(yù)”是分類變量，因此對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行Spearman等級相關(guān)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示（表2），運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”與“尊敬規(guī)則和裁判”、“尊敬社會規(guī)范”以及“體育道德總分”之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了顯著性水平（低相關(guān)，p＜0.05），與體育道德的其他維度之間未表現(xiàn)出顯著性相關(guān)（p＞0.05）。

表2 運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”與體育道德之間的相關(guān)檢驗(yàn)TableⅡ Test for the Correlation between Athletes’Fishing for Compliments and Sportsmanship

2.3 運(yùn)動員自我欺騙與體育道德之間的關(guān)系

為檢驗(yàn)運(yùn)動員自我欺騙與體育道德之間的關(guān)系，對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行Wilcoxon相關(guān)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示（表3），運(yùn)動員的自我欺騙與體育道德的“完全承諾”、“尊敬規(guī)則與裁判”、“尊敬社會規(guī)范”和體育道德總分之間均表現(xiàn)出了顯著負(fù)相關(guān)（低相關(guān)，p＜0.01），與工具性攻擊維度之間表現(xiàn)出顯著性正相關(guān)（低相關(guān)，p＜0.01），而與尊敬關(guān)心對手維度之間未表現(xiàn)出顯著性相關(guān)（p＞0.05）。

表3 運(yùn)動員自我欺騙與體育道德之間的關(guān)系檢驗(yàn)TableⅢ Test for the Relations between Athletes’Self-deception and Sportsmanship

2.4 運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”與自我欺騙之間的關(guān)系

為檢驗(yàn)運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”與自我欺騙之間的關(guān)系，對“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙進(jìn)行了相關(guān)分析。由于“沽名釣譽(yù)”是分類變量，因此，對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行的是Spearman等級相關(guān)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”與自我欺騙表現(xiàn)出了顯著的正相關(guān)（低相關(guān)，r=0.199，p＜0.01=0.003）。

2.5 運(yùn)動員自我欺騙對“沽名釣譽(yù)”與體育道德關(guān)系的中介效應(yīng)

經(jīng)相關(guān)檢驗(yàn)可以得知，自我欺騙與“沽名釣譽(yù)”之間存在顯著性正相關(guān)，兩者與體育道德之間存在顯著性正相關(guān)；運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”與體育道德之間存在顯著性負(fù)相關(guān)。因此，自我欺騙對沽名釣譽(yù)和體育道德之間關(guān)系可能存在中介效應(yīng)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)確認(rèn)自我欺騙的中介效應(yīng)，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[16]，采用層級回歸方法對相關(guān)變量進(jìn)行檢驗(yàn)。首先檢驗(yàn)“沽名釣譽(yù)”對體育道德的預(yù)測作用。“沽名釣譽(yù)”作為自變量，體育道德為因變量，進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示（表4，圖2），“沽名釣譽(yù)”對體育道德的回歸系數(shù)達(dá)到了顯著水平(β=-0.42，p＜0.01)；其次，以“沽名釣譽(yù)”作為自變量，自我欺騙為因變量，進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，“沽名釣譽(yù)”對自我欺騙的回歸系數(shù)也達(dá)到了顯著水平（β=0.44，p＜0.01）；最后，以“沽名釣譽(yù)”和自我欺騙分別為自變量，體育道德為因變量時，兩個變量均表現(xiàn)出了對體育道德的顯著回歸效應(yīng)(β=-0.31，p＜0.05；β=-0.39，p＜0.05)。由于各變量間的回歸系數(shù)均達(dá)到了顯著性水平，自我欺騙的中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)量為0.15(0.44*0.31)。

表4 自我欺騙中介效應(yīng)檢驗(yàn)的層級回歸檢驗(yàn)TableⅣ Hierarchical Regression Test of the Mediation Effect Test of Self-deception

圖2 自我欺騙的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（*表示p＜0.05）Figure 2 Mediation Effect Test of Self-deception(*means p＜0.05)

3 分析與討論

3.1 運(yùn)動員體育道德的性別特征

本研究結(jié)果表明，女運(yùn)動員的體育道德水平顯著高于男運(yùn)動員，與男運(yùn)動員相比，女運(yùn)動員表現(xiàn)出了更高水平的良好體育道德和更低水平的不良體育道德。孫開宏等人[15]的研究也得到了一致的結(jié)果。對于這一性別差異產(chǎn)生的原因，目前較多的解釋是從不同性別的社會文化角色定位角度進(jìn)行分析。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，社會文化更強(qiáng)調(diào)男性的權(quán)力、能力和價值、財富等因素，而對女性則更加突出服從、順應(yīng)等因素。在體育比賽中，相對于女性的違反體育道德行為，男性的違反體育道德行為則更可能被社會文化所容忍。因此，有學(xué)者[17]認(rèn)為不同性別的運(yùn)動員在運(yùn)動過程中所遵循的價值參照系統(tǒng)是不同的。另一方面，Gilligan[18]研究認(rèn)為，男性和女性在道德發(fā)展的速度和規(guī)律上也存在差異，男性更關(guān)注“公正”的道德價值，而女性更多關(guān)注的是“關(guān)懷”的道德價值，這種差異體現(xiàn)在個體的道德選擇和道德判斷上。因此，女性運(yùn)動員在體育道德水平上比男性運(yùn)動員更高。另外，在自我欺騙上，男運(yùn)動員也表現(xiàn)出了顯著高于女運(yùn)動員的自我欺騙水平。

3.2 自我欺騙的中介效應(yīng)

研究表明運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”表現(xiàn)對其體育道德具有顯著負(fù)向預(yù)測效應(yīng)，隨著運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”程度的增加（即越夸大自己對勝利的貢獻(xiàn)），其體育道德水平則出現(xiàn)下降的趨勢（更可能出現(xiàn)違反體育道德的行為）。有研究認(rèn)為[2]，高“沽名釣譽(yù)”者更傾向于自我注意聚焦，過多地關(guān)注自身的貢獻(xiàn)而忽視了他人的貢獻(xiàn)；另一方面，“沽名釣譽(yù)”的個體存在自利性歸因偏差，對于成功則傾向于認(rèn)為自己有更大的貢獻(xiàn)，而對于集體的失敗，則傾向于認(rèn)為自己承擔(dān)更小的責(zé)任[3]。因此，為了突出自己對集體的貢獻(xiàn)，運(yùn)動員在比賽中會更多地表現(xiàn)出不良體育道德行為以達(dá)到獲勝的結(jié)果。

對于這一結(jié)果的另一種解釋是自我服務(wù)偏向的作用。Blackwood等人[19]研究認(rèn)為，自我服務(wù)偏向作用使個體把自己與滿意的事件和結(jié)果聯(lián)系起來，而遠(yuǎn)離不滿意的事件和結(jié)果，從而通過表現(xiàn)出一種積極動機(jī)的作用。因此，運(yùn)動員在比賽中為了獲得滿意的結(jié)果，會使用包括違反體育道德行為在內(nèi)的不良行為來達(dá)到目的。但目前這一解釋還需要更多的研究證據(jù)支持。

研究表明，運(yùn)動員的自我欺騙對“沽名釣譽(yù)”和體育道德的關(guān)系具有顯著中介效應(yīng)，高自我欺騙者比低自我欺騙者表現(xiàn)出了更高水平的體育道德。李藝敏[11]在總結(jié)了前人此類研究后指出，社會贊許性是導(dǎo)致高自我欺騙者表現(xiàn)出良好體育道德的主要原因。另外，也有研究指出，自我欺騙有助于個體壓抑負(fù)性情緒[20]和抑制反社會思維和行為[21]，并且可以提高個體的自信和自我良好感覺[22,23]。有研究發(fā)現(xiàn)，自我欺騙可以提高個體的控制感，從而使個體保持較高的道德判斷標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)利他行為的出現(xiàn)[24]。因此，具有“沽名釣譽(yù)”特質(zhì)的運(yùn)動員為了夸大自己在集體勝利中的貢獻(xiàn)，縮小自己在集體失敗中的責(zé)任，會在多數(shù)情境中表現(xiàn)出更高的體育道德，以減輕由于自己將來在重要比賽的關(guān)鍵時刻違反體育道德行為而帶來的消極心理體驗(yàn)。

而進(jìn)化理論認(rèn)為自我欺騙是一種人際交往的策略,目的是為了更好地欺騙其他個體。由于直接的欺騙容易被人識破，所以運(yùn)動員會采用欺騙自己之后“誠實(shí)地”向他人傳遞錯誤信息而不被覺察。比如在一場重要的籃球比賽的最后時刻，落后一方（落后1分）的某個持球隊(duì)員由于害怕失誤造成球隊(duì)失敗被隊(duì)友指責(zé)而不敢投最后一個球，把球傳給隊(duì)友，結(jié)果隊(duì)友投籃命中絕殺對手。這時該隊(duì)員就會向隊(duì)友和教練表示是自己的無私傳球隊(duì)友才有機(jī)會完成絕殺，從而顯示自己才是球隊(duì)獲勝的最大功臣。因此這種高體育道德水平并不是運(yùn)動員的內(nèi)在道德觀的真實(shí)體現(xiàn)，而是為了獲得社會和他人的認(rèn)可，突出自己對集體的貢獻(xiàn)而表現(xiàn)出來的行為。這種虛假的體育道德會阻礙運(yùn)動員對自身問題的客觀認(rèn)識，對于運(yùn)動員的體育道德素質(zhì)的提高并沒有實(shí)質(zhì)性意義。有研究表明，高自我欺騙者具有較低的焦慮敏感性水平，在解決問題時更多的采用否認(rèn)的策略，較少采用任務(wù)取向的問題解決方式[25]。Hirschfeld等人[26]研究發(fā)現(xiàn)自我欺騙會減少個體的努力程度而不利于其在工作和學(xué)習(xí)中的表現(xiàn)。

自我欺騙雖然從短期效應(yīng)來看對運(yùn)動員的體育道德表現(xiàn)具有積極意義，但從運(yùn)動員體育道德的健康發(fā)展來看，自我欺騙表現(xiàn)出的負(fù)面作用需要引起重視。因此，雖然本文結(jié)果表明自我欺騙對運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”和體育道德具有顯著中介效應(yīng)，但在運(yùn)動訓(xùn)練和競賽實(shí)踐中，教練員和體育管理人員仍然需要采取有效措施，提高運(yùn)動員的體育道德認(rèn)知水平，樹立良好體育道德榜樣，培養(yǎng)運(yùn)動員良好體育道德行為。

4 小結(jié)

本文對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙與體育道德的關(guān)系進(jìn)行研究，并檢驗(yàn)了自我欺騙的中介效應(yīng)。結(jié)果表明男運(yùn)動員在自我欺騙和工具性攻擊水平上顯著高于女運(yùn)動員，而在體育道德上顯著低于女運(yùn)動員。在“沽名釣譽(yù)”上沒有表現(xiàn)出顯著性別差異。其次，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”特質(zhì)與體育道德之間存在顯著負(fù)相關(guān)（低相關(guān)）。此外，研究還發(fā)現(xiàn)自我欺騙對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”和體育道德之間的關(guān)系具有顯著中介效應(yīng)。

需要注意的是，本研究參與者的選取采用整群方便抽樣而不是隨機(jī)抽樣，可能存在抽樣偏差造成研究結(jié)果的虛假效應(yīng)；另一方面，本文借鑒了心理學(xué)其他學(xué)科的研究范式，只通過一個條目測量評估運(yùn)動員的“沽名釣譽(yù)”程度，其測量的有效性需要今后的研究進(jìn)一步檢驗(yàn)。因此，本研究對運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”、自我欺騙與體育道德的關(guān)系僅進(jìn)行初步檢驗(yàn)，今后的研究需要擴(kuò)大研究參與者的多樣性、研制科學(xué)的運(yùn)動員“沽名釣譽(yù)”測量工具，以及采用新的研究范式對這一主題進(jìn)行更加深入全面的研究。

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（責(zé)任編輯：楊圣韜）

Relationship between Fishing for Compliments,Self-deception and Sportsmanship

ZHU Dapeng
（Wu Han Sports University,Wuhan 430079,China）

Fishing for comp liments and self-deception are the main factors restricting the development of athletes'sportsmanship.Taking 412 athletes(220 male and 192 female)as the subjects and by the method of questionnaire,the article discusses the relations between fishing for compliments,self-deception and sportsmanship aswell as the intermediary role of self-deception in fishing for compliments and sportsmanship.The result shows that significant gender difference exists in athletes'self-deception and sportsmanship.Male athletes usually show higher-level self-deception and lower-level sportsmanship.Self-deception has an intermediary role in fishing for compliments and sportsmanship.The paper holds that in order to promote the development of athletes'sportsmanship,concretemeasures should be taken to enhance the cognitive education of athletes'sportsmanship and decrease the level of self-deception.

athlete;fishing for compliments;self-deception;sportsmanship

G804.8

A

1006-1207（2015）05-0088-05

2015-03-29

2014年湖北省教育科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（2014B121）

祝大鵬，男，博士，副教授。主要研究方向：運(yùn)動心理學(xué)。

武漢體育學(xué)院，武漢 430079。