教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的影響：運(yùn)動(dòng)道德推脫的中介效應(yīng)

盛 炯, 王 棟, 陳作松

(1. 上海立信會(huì)計(jì)金融學(xué)院 體育與健康學(xué)院，上海 201620；2. 上海交通大學(xué) 體育系，上海 200240)

運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為是指運(yùn)動(dòng)員在競(jìng)技或比賽中表現(xiàn)出的傷害他人或?qū)λ瞬焕男袨閇1]，如辱罵或毆打?qū)κ值?。以往運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的研究主要集中在對(duì)手方面，而近年來(lái)的相關(guān)研究表明，隊(duì)友間同樣也會(huì)發(fā)生諸如批評(píng)或取笑隊(duì)友等的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，以隊(duì)友為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為同樣也應(yīng)引起了學(xué)者們的關(guān)注和重視[2]。目前，識(shí)別可以有效預(yù)測(cè)和影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的前因變量已成為運(yùn)動(dòng)道德領(lǐng)域研究者的首要任務(wù)[3]。在眾多的前因變量中，教練風(fēng)格作為一種重要的社會(huì)情景變量已引起了一些學(xué)者的關(guān)注[4-5]。

教練風(fēng)格是指教練員處理其與運(yùn)動(dòng)員之間人際關(guān)系的方式，可潛移默化地塑造或改變運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)體驗(yàn)[6]。依據(jù)教練員的執(zhí)教風(fēng)格，可將教練風(fēng)格劃分為自主型和受控型2種[4]。自主型風(fēng)格的教練員往往會(huì)給予運(yùn)動(dòng)員參與任務(wù)決策的機(jī)會(huì)，認(rèn)同和尊重運(yùn)動(dòng)員的觀點(diǎn)和感受；受控型風(fēng)格的教練員則往往會(huì)以強(qiáng)制、威脅或?qū)Ｖ频确绞綄⒆约旱挠^念和想法強(qiáng)加于運(yùn)動(dòng)員，較少會(huì)認(rèn)同或尊重運(yùn)動(dòng)員的觀點(diǎn)和感受。由于自主型風(fēng)格的教練員能夠尊重運(yùn)動(dòng)員的觀點(diǎn)和感受，容易使運(yùn)動(dòng)員的心理需求(如自主、關(guān)系需求等)得到滿足，因此，不太可能為達(dá)到獲勝等目的而迫使運(yùn)動(dòng)員做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為。相反，受控型風(fēng)格的教練員往往會(huì)采用獎(jiǎng)勵(lì)或懲罰策略操縱或控制運(yùn)動(dòng)員[6]，因此，為了達(dá)到獲勝等的目的，受控型風(fēng)格的教練員或許更易迫使運(yùn)動(dòng)員做出諸如傷害對(duì)手等的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為。Hodge等[4]的研究結(jié)果表明，自主型教練風(fēng)格可對(duì)以對(duì)手為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為產(chǎn)生負(fù)向影響，但對(duì)以隊(duì)友為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的負(fù)向影響并不顯著。他們認(rèn)為，這或許是由不同指向運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為測(cè)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(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友或?qū)κ?的關(guān)系，但并未考察受控型教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)的影響。因此，有關(guān)教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系，尤其是受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系，還有待進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證研究。

運(yùn)動(dòng)道德推脫是影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的另一重要前因變量。運(yùn)動(dòng)道德推脫是基于社會(huì)認(rèn)知理論而提出的重要概念，指運(yùn)動(dòng)員個(gè)體產(chǎn)生的特定認(rèn)知傾向，包括在認(rèn)知上重構(gòu)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(zé)任與降低對(duì)受傷者的認(rèn)同等[7]。一系列的實(shí)證研究表明，運(yùn)動(dòng)道德推脫可以正向預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為[8-11]，這說(shuō)明運(yùn)動(dòng)道德推脫水平越高的運(yùn)動(dòng)員越容易做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為。此外，也有研究對(duì)教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)道德推脫的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證考察，但并未形成一致觀點(diǎn)。一方面，有研究發(fā)現(xiàn)自主型教練風(fēng)格可以負(fù)向預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)道德推脫，但該研究并未驗(yàn)證受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)道德推脫的關(guān)系[4]。另一方面，有研究發(fā)現(xiàn)自主型教練風(fēng)格并不能對(duì)運(yùn)動(dòng)道德推脫產(chǎn)生顯著影響，而受控型教練風(fēng)格可以正向預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)道德推脫[5]。

按照道德推脫理論的觀點(diǎn)，運(yùn)動(dòng)員在做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為時(shí)，首先需要使用運(yùn)動(dòng)道德推脫使其內(nèi)在的道德自我調(diào)控過(guò)程選擇性失效，以降低不道德行為后消極情緒產(chǎn)生的概率[10]。由于處于自主型風(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員更注重自身對(duì)任務(wù)決策的選擇，其觀點(diǎn)和感受能夠得到教練員的認(rèn)同，心理需求也容易得到滿足，因此，不太可能會(huì)為達(dá)到獲勝等目的而做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，也就不太可能使用運(yùn)動(dòng)道德推脫為運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為開(kāi)脫。處于受控型風(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員則不同，他們的觀點(diǎn)和感受往往得不到教練員的尊重和認(rèn)同，心理需求難以得到滿足，往往會(huì)迫于教練員的要求或指令而做出諸如傷害對(duì)手等運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，更容易使用運(yùn)動(dòng)道德推脫將不道德行為的責(zé)任轉(zhuǎn)嫁至教練員，強(qiáng)調(diào)這是教練員的責(zé)任。如他們認(rèn)為“這是教練員安排的，不是我的錯(cuò)”等。因此，教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的影響以及運(yùn)動(dòng)道德推脫在這一關(guān)系中的中介效應(yīng)還有待進(jìn)行實(shí)證探究。

通過(guò)上述分析可知，教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫以及運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為之間的關(guān)系還有待明確和檢驗(yàn)；更為重要的是，這些研究大都是在西方文化背景下開(kāi)展的實(shí)證探索，其研究結(jié)論能否適用于我國(guó)運(yùn)動(dòng)員還有待檢驗(yàn)。這是因?yàn)椋阂环矫?，不同的文化背景可能?huì)對(duì)個(gè)體的道德認(rèn)知產(chǎn)生不同的影響[12]；另一方面，競(jìng)技體育培養(yǎng)體制和模式上的區(qū)別，使得我國(guó)教練員與西方教練員有所不同，我國(guó)教練員往往身兼教練員與“父母”的雙重身份[13]。此外，從國(guó)內(nèi)研究看，我國(guó)學(xué)者探究的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的前因變量主要集中于道德意識(shí)[14]、動(dòng)機(jī)氛圍[15]、道德認(rèn)同[16-17]等。教練風(fēng)格作為一種重要的社會(huì)情景變量尚未引起我國(guó)學(xué)者的關(guān)注和重視，相關(guān)的實(shí)證研究較鮮見(jiàn)。因此，筆者從社會(huì)認(rèn)知理論出發(fā)，對(duì)教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系以及運(yùn)動(dòng)道德推脫的中介效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證考察，以幫助人們更好地理解我國(guó)運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的發(fā)生。

1 研究方法

1.1被試選取231名福建省部分項(xiàng)目省隊(duì)運(yùn)動(dòng)員為調(diào)查對(duì)象(表1)，以統(tǒng)一書面指導(dǎo)語(yǔ)形式分隊(duì)進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)，共發(fā)放問(wèn)卷231份，回收有效問(wèn)卷203份，問(wèn)卷的有效回收率為87.88%。運(yùn)動(dòng)員平均年齡為(18.96±2.63)歲，平均訓(xùn)練年限為(6.55±2.97) a。

表1 被試的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

1.2研究工具

1.2.1 自主型和受控型教練風(fēng)格量表 采用Hodge等[4]改編的自主型和受控型教練風(fēng)格量表。首先邀請(qǐng)一名心理學(xué)博士和一名運(yùn)動(dòng)心理學(xué)博士對(duì)2份英文原版量表進(jìn)行獨(dú)立翻譯，然后對(duì)2人翻譯的中文版量表進(jìn)行小組討論，并根據(jù)小組討論結(jié)果修改有異議的表述。同時(shí)，按照Duda等[18]提出的跨文化量表修訂方法，將經(jīng)由小組討論并修改后的2份量表交由外語(yǔ)專業(yè)的2名英語(yǔ)博士進(jìn)行反譯，并根據(jù)反譯結(jié)果再次對(duì)中文版量表內(nèi)容進(jìn)行修改和調(diào)整。經(jīng)過(guò)上述步驟，確定了2份量表的中文版。其中，自主型教練風(fēng)格量表為單維量表，共14個(gè)條目，采用李克特7點(diǎn)評(píng)分，“完全不符合”得1分，“完全符合”得7分。在本文中，量表驗(yàn)證性因素分析的各項(xiàng)擬合指數(shù)分別為：卡方χ2=107.34，自由度df=66，χ2/df=1.63，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI=0.93，正規(guī)擬合指數(shù)NFI=0.94，比較擬合指數(shù)CFI=0.98，近似誤差均方根RMSEA=0.06，量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.94。受控型教練風(fēng)格量表共15個(gè)條目，包含獎(jiǎng)勵(lì)控制、消極條件、威脅和過(guò)度控制4個(gè)分量表，量表同樣采用李克特7點(diǎn)評(píng)分，“完全不符合”得1分，“完全符合”得7分。在本文中，量表驗(yàn)證性因素分析的各項(xiàng)擬合指數(shù)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(shù)為0.84。

1.2.2 運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為量表 本文采用的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為量表由祝大鵬[19]修訂，共15個(gè)條目，包含隊(duì)友和對(duì)手指向的2個(gè)分量表。采用李克特5點(diǎn)評(píng)分法，“從來(lái)沒(méi)有”得1分，“非常多”得5分，作答分?jǐn)?shù)越高，說(shuō)明個(gè)體從事相應(yīng)的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為越頻繁。在本文中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.88。

1.2.3 運(yùn)動(dòng)道德推脫量表 本文采用的運(yùn)動(dòng)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(biāo)簽、非人性化和非責(zé)任5個(gè)分量表，共20個(gè)條目。為了更好地體現(xiàn)運(yùn)動(dòng)道德推脫及其機(jī)制的含義，在咨詢?cè)勘砭幹普叩幕A(chǔ)上，對(duì)量表中的3個(gè)條目進(jìn)行了反向改寫：將“運(yùn)動(dòng)員遵從團(tuán)隊(duì)決定而做出違規(guī)行為，運(yùn)動(dòng)員應(yīng)為這一行為負(fù)責(zé)”改為“運(yùn)動(dòng)員遵從團(tuán)隊(duì)決定而做出違規(guī)行為，運(yùn)動(dòng)員不應(yīng)為這一行為負(fù)責(zé)”；將“運(yùn)動(dòng)員受到隊(duì)友的鼓動(dòng)而攻擊對(duì)手，運(yùn)動(dòng)員應(yīng)該受到責(zé)備”改為“運(yùn)動(dòng)員受到隊(duì)友的鼓動(dòng)而攻擊對(duì)手，運(yùn)動(dòng)員不應(yīng)該受到責(zé)備”；將“運(yùn)動(dòng)員根據(jù)教練員的指示做出違規(guī)行為，運(yùn)動(dòng)員應(yīng)為這一行為負(fù)責(zé)”改為“運(yùn)動(dòng)員根據(jù)教練員的指示做出違規(guī)行為，運(yùn)動(dòng)員不應(yīng)為這一行為負(fù)責(zé)”。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，“完全不同意”得1分，“完全同意”得5分，作答分?jǐn)?shù)越高，說(shuō)明個(gè)體的運(yùn)動(dòng)道德推脫水平越高。在本文中，模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)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(shù)IFI=0.94，RMSEA=0.04，量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.84。

1.2.4 數(shù)據(jù)處理 采用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析，采用AMOS17.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)及中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1共同方法偏差檢驗(yàn)由于本文數(shù)據(jù)皆來(lái)自于運(yùn)動(dòng)員的自我報(bào)告，可能存在共同方法偏差(CMB，common method biases)問(wèn)題，因此，本文從程序控制和統(tǒng)計(jì)控制2個(gè)方面對(duì)共同方法偏差進(jìn)行控制和檢驗(yàn)[20]。如：在程序控制方面，強(qiáng)調(diào)作答的匿名性等；在統(tǒng)計(jì)控制方面，采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。本文在假定3個(gè)量表的條目均屬于一個(gè)因子的條件下進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果表明，數(shù)據(jù)與模型無(wú)法有效擬合。模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)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(shuō)明本文并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

2.2各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及Pearson相關(guān)分析由表2可知：自主型教練風(fēng)格與受控型教練風(fēng)格呈顯著性負(fù)相關(guān)(r=-0.14,P=0.04)，與運(yùn)動(dòng)道德推脫呈不顯著性負(fù)相關(guān)(r=-0.13,P=0.06)，與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)具有顯著性負(fù)相關(guān)(r=-0.29,P=0.00)，與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)呈不顯著性負(fù)相關(guān)(r=-0.07,P=0.33)；受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)道德推脫呈顯著性正相關(guān)(r=0.21,P=0.00)，與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)呈顯著性正相關(guān)(r=0.28,P=0.00)，與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)呈顯著性正相關(guān)(r=0.31,P=0.00)；運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)呈顯著性正相關(guān)(r=0.26,P=0.00)，與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)呈顯著性正相關(guān)(r=0.34,P=0.00)；運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)呈顯著性正相關(guān)(r=0.53,P=0.00)。

表2 各變量的基本統(tǒng)計(jì)量及相關(guān)矩陣

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01；圖1、圖2同此

2.3教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系模型

2.3.1 教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)的關(guān)系模型 從圖1可知：自主型教練風(fēng)格可以直接負(fù)向影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)(AMOS模型標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)γ=-0.29，P=0.00)，但未能通過(guò)運(yùn)動(dòng)道德推脫(γ=-0.11,P=0.17)對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)產(chǎn)生間接效應(yīng)；受控型教練風(fēng)格既可以直接正向影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)(γ=0.21,P=0.00)，又可以通過(guò)運(yùn)動(dòng)道德推脫(γ=0.25,P=0.00)對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)產(chǎn)生間接效應(yīng)(γ=0.27,P=0.00)，這說(shuō)明運(yùn)動(dòng)道德推脫在這一關(guān)系中起著部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)量為0.25×0.27=0.07，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為0.07/(0.07+0.21)=0.25。各項(xiàng)擬合指數(shù)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(xiàng)擬合指數(shù)均符合心理測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)要求[21]，說(shuō)明模型與數(shù)據(jù)適配良好。

圖1 教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)的關(guān)系模型

2.3.2 教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)的關(guān)系模型 從圖2可知：自主型教練風(fēng)格未能直接影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)(r=0.02,P=0.83)，也未能通過(guò)運(yùn)動(dòng)道德推脫(r=-0.10,P=0.18)對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)產(chǎn)生間接效應(yīng)；受控型教練風(fēng)格既可以對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)產(chǎn)生直接的正向影響(r=0.27,P=0.00)，又可以通過(guò)運(yùn)動(dòng)道德推脫(r=0.25,P=0.00)對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)產(chǎn)生間接效應(yīng)(r=0.33,P=0.00)，這表明運(yùn)動(dòng)道德推脫只在受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)關(guān)系中起著部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)為0.25×0.33=0.08，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為0.08/(0.08+0.27)=0.23。各項(xiàng)擬合指數(shù)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(xiàng)擬合指數(shù)均符合心理測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)要求，說(shuō)明模型與數(shù)據(jù)適配良好。

圖2 教練風(fēng)格、運(yùn)動(dòng)道德推脫與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)的關(guān)系模型

3 討論

3.1自主型教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)道德推脫和運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的影響筆者發(fā)現(xiàn)，自主型教練風(fēng)格僅會(huì)對(duì)以隊(duì)友為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為產(chǎn)生負(fù)向影響，未能對(duì)以對(duì)手為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。這說(shuō)明，對(duì)于我國(guó)運(yùn)動(dòng)員而言，那些越是能感知自己處于自主型風(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員，就越少會(huì)發(fā)生運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)，這與以往的研究結(jié)果有所不同。Hodge等[4]認(rèn)為，自主型教練風(fēng)格僅可以負(fù)向預(yù)測(cè)以對(duì)手為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，對(duì)以隊(duì)友為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的負(fù)向影響并不顯著。他們認(rèn)為，這可能與不同指向運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為測(cè)量上的差異有關(guān)，即：運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)測(cè)量的僅是口頭侵害(如“辱罵隊(duì)友”等)，而運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手)的測(cè)量包含口頭和身體侵害(如“批評(píng)指責(zé)對(duì)方運(yùn)動(dòng)員”和“肘擊對(duì)方運(yùn)動(dòng)員”等)。出現(xiàn)上述不一致可能是因?yàn)?，我?guó)運(yùn)動(dòng)員感知的自主型教練風(fēng)格與以隊(duì)友為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系更密切，即自主型教練風(fēng)格很可能對(duì)隊(duì)友間運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的影響更甚。因此，將來(lái)該領(lǐng)域的研究應(yīng)在豐富和完善運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為測(cè)量工具的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究自主型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)的關(guān)系，尤其是自主型教練風(fēng)格與以對(duì)手為指向的運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的關(guān)系。

此外，本文并未發(fā)現(xiàn)自主型教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)道德推脫的負(fù)向效應(yīng)，這與以往相關(guān)的研究結(jié)果一致[5]。這是因?yàn)?，運(yùn)動(dòng)道德推脫是解釋不道德行為的重要心理機(jī)制，那些感知自己處于自主型風(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員，其觀點(diǎn)和思想能夠得到教練員的認(rèn)同，運(yùn)動(dòng)員的心理需求容易得到滿足，較少會(huì)從事運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，也就不易使用運(yùn)動(dòng)道德推脫降低或擺脫負(fù)性情緒的產(chǎn)生。

3.2受控型教練風(fēng)格對(duì)運(yùn)動(dòng)道德推脫和運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為的影響筆者發(fā)現(xiàn)，受控型教練風(fēng)格可以正向影響運(yùn)動(dòng)道德推脫和運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)。這說(shuō)明，對(duì)于我國(guó)運(yùn)動(dòng)員而言，那些越是感知自己處于受控型風(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員，其運(yùn)動(dòng)道德推脫水平越高，也越容易發(fā)生運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(對(duì)手和隊(duì)友)，這與以往的研究結(jié)果一致[5]。這是因?yàn)椋切└兄约禾幱谑芸匦惋L(fēng)格教練領(lǐng)導(dǎo)下的運(yùn)動(dòng)員，其觀點(diǎn)和感受較少會(huì)得到教練員的尊重和認(rèn)同，心理需求難以得到滿足，而且往往會(huì)迫于教練員要求或指令而做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，更容易使用運(yùn)動(dòng)道德推脫將不道德行為的責(zé)任轉(zhuǎn)嫁到教練員的“控制”或“脅迫”(如“認(rèn)為這是教練員的安排”“不這樣教練員會(huì)讓我坐冷板凳”等)上，從而擺脫或降低自身的罪責(zé)和內(nèi)疚感。

此外，筆者還發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動(dòng)道德推脫會(huì)正向影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為，這也與以往的研究結(jié)果一致[8-11]。這說(shuō)明，運(yùn)動(dòng)道德推脫水平越高的運(yùn)動(dòng)員，越容易發(fā)生運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為。這是因?yàn)?，按照道德推脫理論的觀點(diǎn)，運(yùn)動(dòng)員在做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為時(shí)，首先需要使用運(yùn)動(dòng)道德推脫使其內(nèi)在的道德自我調(diào)控過(guò)程選擇性失效，以避免從事不道德行為后消極情緒的產(chǎn)生，從而做出運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)。此外，從中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果看，運(yùn)動(dòng)道德推脫在受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)的關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)，這也與以往的研究結(jié)果類似[4]。這一方面說(shuō)明受控型教練風(fēng)格既可以對(duì)運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)產(chǎn)生直接效應(yīng)，也可以通過(guò)運(yùn)動(dòng)道德推脫產(chǎn)生間接效應(yīng)；另一方面也表明，無(wú)論是以隊(duì)友為指向還是以對(duì)手為指向，運(yùn)動(dòng)道德推脫的中介效應(yīng)并不存在差異。提示：在制訂我國(guó)運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為預(yù)防策略和加強(qiáng)我國(guó)運(yùn)動(dòng)員職業(yè)道德教育時(shí)，應(yīng)鼓勵(lì)教練員構(gòu)建自主型執(zhí)教風(fēng)格，盡量避免受控型執(zhí)教風(fēng)格，同時(shí)還應(yīng)降低運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)道德推脫水平，這將有助于減少運(yùn)動(dòng)員發(fā)生運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為。

4 結(jié)論

自主型教練風(fēng)格可以負(fù)向顯著影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友)，運(yùn)動(dòng)道德推脫可以正向影響運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)。受控型教練風(fēng)格會(huì)對(duì)運(yùn)動(dòng)道德推脫和運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為(隊(duì)友和對(duì)手)產(chǎn)生顯著的正向影響，運(yùn)動(dòng)道德推脫在受控型教練風(fēng)格與運(yùn)動(dòng)反社會(huì)行為關(guān)系(隊(duì)友和對(duì)手)中具有部分中介效應(yīng)。