道德推脱、学习氛围对青少年体育学习偏差行为的影响

2021-12-18叶勍，张欢

体育科技文献通报 2021年12期

叶勍，张欢

体育学习是促进青少年身心发展、寓德育教育于身体活动的学习过程。近30年《学校体育工作条例》的推行与开展，加之2015年，上海市形成“小学体育兴趣化”“初中体育多样化”“高中体育专项化”“大学体育个性化”整体改革思路，青少年体育学习的总体状况得到一定改善。诚然，尚存部分青少年因缺乏道德规范意识，在体育学习中常出现懈怠、懒散、厌学、逃课、敌视他人等偏差行为，导致经历多年体育学习的青少年仍未形成良好的学习兴趣和规范［1－2］。国家体育总局局长苟仲文在“2018年全国青少年体育工作电视电话会议”上强调：大力改革和加强青少年体育工作，把青少年体育工作摆到战略性、基础性位置来抓［3］。矫正体育学习偏差行为，对于培养青少年健康生活方式、树立道德规范和社会规则意识具有深远意义。而从道德层面探寻青少年体育学习偏差行为的致因，可有效防范和解决学校体育教学中诸多潜在问题，亦是学校体育工作亟待攻关的重要议题。

历逾半世纪发展，人们对偏差行为内涵的解读取得了卓绝成效，大体形成了三个取向：①悖于社会规范的行为。社会学认为，偏差行为是因缺乏权威约束或结构化社交而引发违背社会规范和准则的不恰当行为［4－5］，与个体年龄、性别和社会地位相关，在同龄人共处情境中更易发生（酗酒、吸烟／毒、损害公物）［6］。②悖于道德规范的行为。伦理学认为，偏差行为是违反人类共同生活及道德准则的行为，是自身为摆脱道德规范的认知倾向所引发的一种不道德行为［7］，尤其在认知发展初期，青少年较易在道德认知偏差的驱使下催发网络欺骗、欺凌、污化他人等反社会、不道德行为［8］。③悖于管理规则的行为。教育管理学认为，偏差行为是违反特定场合、特定管理规则的行为［9］，尽管该行为对社会并不一定会造成损害，而且通常不被正式惩罚，但会妨害青少年生活适应性［10］。如：青少年为满足惰性或避免责罚而违反校纪、校规或教学规定的问题行为（谎称生病、无故迟到、早退等）［11］。

前人对青少年偏差行为的诠释莫衷一是，但却存在共同之处，即：偏差行为是青少年相对普遍、常见、偏离特定规范的行为意向和行为表现。众所周知，体育学习是综合培养体质健康、思想品德、心理品质的群体体育教育活动［12］，而青少年体育学习中的偏差行为，不仅影响体育认知和技能的学习效果，还会成为发展体育参与兴趣和道德规范意识的羁绊［13］。基于此，结合体育学习“身体直接参与”、“体力与智力结合”等特性，本研究提及的体育学习偏差行为，特指青少年从事体育学习活动时的惫懒、厌学心理倾向，迟到／早退、无故旷课、考试不诚实，以及抵触、污化、欺凌同伴等违反教学规定或不道德的行为。

1 文献梳理与研究假设

认知心理学认为，人类一切道德的实质都应在学会对规则的尊重中求得［14］，而薄弱的社会规范意识、企图摆脱道德准则的行为倾向常会诱发偏差行为［15］。换言之，偏差行为作为悖于一种社会、道德、管理规范的问题行为，往往源于青少年认知失调的道德推脱。道德推脱是A.Bandura在发展社会认知理论中提出的概念，认为道德推脱是产生攻击、欺骗等反社会或不道德行为的认知倾向［16］，是个体为缓解自身非道德行为引发的内疚、自责而重构道德认知，实现为自身行为后果推卸责任的道德倾向［17］。研究表明：在自我意识发展期，道德推脱易使青少年丧失道德调节能力，扭曲自身违规行为的倾向性认知，淡化过失、过错行为后果的愧疚感，促成欺骗、敌视、攻击、欺凌他人等不道德的偏差行为［18］，还会加剧惫懒、厌学等心理倾向，增加不当行为的发生几率［19］，甚至对过错行为、欺负行为等具有较高的解释力和预测力［20］。在竞技体育的研究中，学者发现有些运动员会采用各种利己策略（将攻击对手归结于保护队友或受教练指使）为其不当行为开脱，或淡化不良行为后果使自己免责，从而诱发更多频繁的偏差行为［21］。体育学习是德育教育实践的重要组成部分，青少年在体育学习中的行为表现是否与其道德品质（即：道德推脱）存在关联，该类研究尚缺乏实证探讨。据此，提出假设H1：道德推脱水平越高，青少年体育学习偏差行为越严重。

社会学习理论认为，在社会适应发展阶段，青少年更倾向于模仿高权威、高地位者（父母、教师）的行为，并在特定人际氛围下形成相应的心理特征和行为方式［22－23］。体育学习是以传授体育知识、技能为载体的群体体育文化活动，其学习效果往往与个体感知到的学习氛围密切相关［24］。学习氛围涵盖了教师、同伴等重要人际的支持，以及个体自主参与的机会和条件等［25］。通常情况下：积极正性的学习氛围可为青少年学习提供规范行为的参照依据，引导个体遵照规定和要求进行相应的学习活动，有效抑制道德推脱倾向、发展社会心理、健全规则意识［26］；反之，消极负性的学习氛围易使人丧失规范意识，加重道德推脱认知倾向，淡化过错、不当行为的后果，从而增加这些偏差行为的发生几率［26］。总之，重要他人通过传达适当或不适当行为的信息，会使人重构认知系统和道德意向，并让其在模仿和强化中发展道德行为［27］。正如J.Camps阐释的：不同情景氛围会使人的道德认知和道德行为呈现差异，即：学习氛围可以调节学生的道德意向和道德行为［28－30］。那么，在体育学习情境中，学习氛围如何调控青少年道德推脱对偏差行为的影响？该问题尚未做出探讨和论证。据此，提出假设H2：体育学习氛围越积极健康，青少年体育学习偏差行为越少；H3：在道德推脱影响青少年体育学习偏差行为时，体育学习氛围具备调节效应。

基于此，构建假设模型（图1）并通过实证揭示体育道德推脱、体育学习氛围对青少年体育学习偏差行为的综合影响。

图一观念构架模型

2 研究对象与方法

2.1 被试

依据分层整群抽样原则，以上海市为例，按东南西北划分区域，各区域选取初中、高中各2所，每所学校各年级抽取1个教学班的青少年为被试。设定无效问卷判定标准（规律性填答、反向题检验、填答条目缺失大于1／4），保留2288份有效数据，有效率94.16%。其中，男1000人，女1288人；年龄14.843±1.629岁；初中1104人，高中1184人。

2.2 测量工具

2.2.1 体育道德推脱量表

修订李祥红（2013）《运动道德推脱量表》［31］。由8个维度32个题项构成，修订时，将“比赛”改为“体育学习”，同时相应修订表述内容，如：“对于侮辱我同伴的人，我可以敌视并反击他”。采用Likert5点法，从“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，以总分表示被试体育道德推脱程度。测得总量表Cronbach’sα＝0.936，分半信度＝0.912；题总相关0.312～0.756（p＜0.01）。

2.2.2 体育学习氛围量表

参照李文桃等测算经验［32］，修订Y.Jia（2009）《青少年感知学校氛围问卷》教师支持（7题）、生生支持（13题，含7个反向题）和自主机会（5题）分量表［25］。修订时，加入“体育”、“体育学习”、“体育老师”等核心词汇，如：我能勇于和体育老师交流自己体育方面的问题或不足。量表共25题采用Likert5点法，从“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，以总分评估被试体育学习氛围状况。测得总量表Cronbach’sα＝0.929，分半信度＝0.864；题总相关0.299～0.752（p＜0.01）。

2.2.3 体育学习偏差行为量表

参照前人对青少年偏差行为的思辨［4－6，10－13，33］，结合研究题意编制《青少年体育学习偏差行为量表》。遵循“自上而下”和“自下而上”相结合的研究思路：自上而下指依据前人已有理论和观点，组织课题成员采用头脑风暴法，从社会规范、道德规范、管理规范3方面确定体育学习偏差行为的核心概念、结构及内涵；自下而上是通过对有代表性的被试群体通过半结构式访谈，结合质化研究的开放性问卷获得第一手资料，建立条目池并通过预测的筛选、归类而获取初始题项。具体自下而上的质性研究步骤如下：

（1）对10位（初、高中各5人）受访者进行半结构式访谈：向受访者解释“偏差行为”概念和内涵，请受访者以第3人称详述身边同学在体育学习中曾有哪些违反教学要求和规范的不当、不道德行为，将访谈所有语言逐字誊录并形成文稿，共获97个可编码有效词汇；遵循归纳法，结合主观判断合并语义相近词汇，形成34个核心词汇；请2名锻炼心理学在读博士逐一分析编码内容［34］，确定编码信度系数0.386～0.742。（2）对60名青少年（初、高中生各30人）进行预测，要求被试将语词表述不明的题项标注并改正。修订8个标注集中的题项，重新比较异同与合并，形成26个初始题项。（3）对90名（初中生47人、高中生43人）被试进行初测，通过项目分析（方差齐性检验、独立样本T检验、描述性统计和逐步排除法），剔除均值差异不显著、题总不相关题项，最终确定15题的《青少年体育学习偏差行为量表》。（4）请上海体育学院、上海大学心理学、体育学的教授、学者对15个题项进行效度检验，专家、学者一致认同量表内涵与青少年体育学习偏差行为的理论构想相符。

采用Likert5点法，从“从未有过～总是如此”分计1～5分，以总分评估被试体育学习偏差行为情况。测得量表Cronbach’sα＝0.881，题总相关0.388～0.709（p＜0.01）。

以上测量工具的内容效度（探索性因子分析）和结构效度（验证性因子分析）指标见表1。

表1 探索性因子分析和验证性因子分析指标

2.3 施测过程

采用纸笔调查法，为尽可能降低同源方差的影响，分2次在2019年4月中旬和5月中旬，采用集体施测的方式对抽样单位进行问卷调查。填答10分钟后当场回收。施测过程中获得被试性别、年龄、年级等一般人口统计学资料。

2.4 数据处理与分析

将数据导入SPSS24.0分析软件。通过筛查、提取等工序确定有效数据，并对其进行中心化、反向题等处理，运用描述性统计、相关性分析、回归分析等方法考察道德推脱、学习氛围分别对青少年体育学习偏差行为的直接影响。利用Bootstrap法分析道德推脱与体育学习偏差行为的间接影响：选用K.J.Preacher等人设计的Bootstrap程序插件Process（2.16版），将自变量（X）、因变量（Y）、调节变量（M）依次选入相应选项框，设定模型类型为1（Model＝1），Bootstrap Samples＝5000（样本量＝5000），取样方法为Bias Corrected（偏差校正的非参数百分位法），置信区间为95%，分组条件为Mean and＋＼－SD from Mean（均值和均值加减1个标准差）［35］。利用Bootstrap插件Process分析复杂模型是近期心理学、组织行为学等领域广泛应用的方法，陈瑞等人详尽介绍了其原理及运用［36］。

3 结果

3.1 青少年的道德推脱、体育学习氛围对偏差行为的直接影响

相关性分析显示（表2）：总体来看，体育道德推脱（r＝0.304）、体育学习氛围（r＝－0.488）与偏差行为显著相关（p＜0.01）；细化比较，体育道德推脱的“道德辩护”与偏差行为正相关较密切（r＝0.323），体育学习氛围的“教师支持”与偏差行为负相关较密切（r＝－0.502）。

表2 均值、标准差及Pearson双变量双侧相关系数表

以体育学习偏差行为为因变量，分别以体育道德推脱、体育学习氛围、体育道德推脱×体育学习氛围为自变量，采用强行进入法建立回归方程（表3）：体育道德推脱（F（1，2286）＝58.077，β＝0.304）、体育学习氛围（F（1，2286）＝178.575，β＝－0.488）对体育学习偏差行为的影响皆显著（p＜0.001），分别解释了9.1%和23.7%的变异；体育道德推脱×体育学习氛围（F（1，2286）＝5.015，β＝0.093，p＝0.026＜0.05）对体育学习偏差行为的影响显著，解释了0.7%的变异。

表3 道德推脱、体育学习氛围对偏差行为的回归分析

3.2 体育学习氛围的调节效应检验

结合Preacher和Hayes检验经验［35］，利用Bootstrap法对体育学习氛围进行调节效应检验。结果显示（表4）：①在体育道德推脱影响体育学习偏差行为时，体育学习氛围具备调节效应（F（3，2284）＝65.957，p＜0.001，R2＝0.258），其中，“体育道德推脱×体育学习氛围”对体育学习偏差行为影响显著（β［0.003，0.036］＝－0.002，T＝－2.355，p＝0.019）。②按照均值、均值加减一个标准差区分3个程度（低、中、高）体育学习氛围发现：在低、中、高三种水平的体育学习氛围下，体育道德推脱对青少年体育学习偏差行为的影响皆达显著水平（p低＝0.036，p中＝0.000，p高＝0.000），95%CI分别为［0.005，0.065］、［0.028，0.097］和［0.045，0.139］。遵循陈瑞的观点：“Bootstrap检验的置信区间不包含0，则表示间接效应成立［36］”。说明在体育道德推脱与体育学习偏差行为的影响链条上，体育学习氛围具备调节效应。

表4 Bootstrap调节效应检验数据结果

基于此，遵循项目组合技术（Item Parceling）［37］，利用AMOS24.0软件构建模型（图二）。模型拟合指标显示：模型指标：x2（df＝74，N＝2288）＝329.344，x2／df＝4.451（p＝0.000）；拟合优度指标：GFI＝0.927，NFI＝0.929，IFI＝0.944，NNFI＝0.931，CFI＝0.944；近似误差均方根RMSEA＝0.078，标准化残差均方根SRMR＝0.0461。由此说明，所构调节效应模型具有可接受的适配性。

图二调节效应模型

4 讨论

1.青少年的道德推脱、体育学习氛围对偏差行为的直接影响讨论

分析证实，青少年道德推脱水平越高，体育学习偏差行为越严重，与前人观点一致［7］。道德认知理论认为，一切道德实质都应该是在学会对规则的尊重中求得［14］。教育之本在于“树人”，为人之本在于“立德”［38］，德育是体育教学的重要环节。多年来，学校体育致力于青少年德育教育的实践与探索，着力培育青少年体育道德素养［39］，使青少年在体育学习中能表现出较好的道德调节能力和道德规范意识，在面对挑战性学习任务时能遵从教师的组织规范执行，有效规避偏差行为。数据分析折射出：道德推脱倾向严重者善于将自己偏差行为的产因转移给他人，以实现免责（如：将迟到归结于其他课程拖堂）；善于通过有利比较等推脱机制使自己懒散、拖延行为变得更易被接受（如：认为与旷课相较，体育课偷懒显得无关紧要）；善于通过扭曲后果来缓解过错行为的自责和羞愧感（如：认为讥讽他人是因“他技不如人”）［40］。总之，道德认知功能失调者在应对生活事件或挑战任务时，很难遵照规则或要求来规范自身言行，因而会增进偏差行为的发生几率，产生更多的偏差行为。正如线索过滤理论阐释的：道德标准倾向性降低和道德意识减弱会使青少年的内部道德机制丧失调节能力、形成道德推脱，进而表现出更多的不当行为［41］。

分析还证实，青少年感知到的体育学习氛围越积极健康，偏差行为越少。从数据上看：能够感知到体育教师自主支持的青少年，更易积极、主动投身于体育学习活动中，亦更多地表现出遵守教学规范、主动配合教学、勇于挑战学习任务等［42］，相应地，极少出现厌学、偷懒、自我孤立、抵触学习任务等偏差行为；能够感知到同伴自主支持的青少年，在同伴人际的情感关怀下往往具有亲社会、合群倾向，较易融入集体而表现出与大多数人一致的规范学习行为［43］；能够感知到自身具有决策体育学习内容、形式的青少年，容易激发自我决定动机［44］，进而保持积极、主动的体育学习行为。总之，学习氛围是青少年感知到的人文关怀和情感关怀，是青少年社会化发展的重要外部资源，也是有效避免体育学习中产生偏差行为的外源性动力。比较分析发现：相较于生生支持和自主性支持，源于教师的自主支持能够更大限度地缓解青少年体育学习的偏差行为（β＝－0.502），这一结果映射了教师的情感支持与鼓励能够帮助青少年树立正确的社会规范意识、形成理想的社会行为范式，正如前人所言：在社会适应发展阶段，青少年倾向于模仿或遵从高权威者的行为（如：体育教师），并在社会化成长中形成相应的行为方式［22］。

2.体育学习氛围的调节效应讨论

研究利用Bootstrap程序分析法证实，在道德推脱与青少年体育学习偏差行为的影响机制里，体育学习氛围具备调节效应，该结果与前人部分观点一致［45－46］。分析表明，不同程度（低、中、高）的学习氛围皆能有效调节道德推脱对偏差行为的影响。伦理学认为，人们的道德观念和行为通常会在社会群体的引导和压力下向与多数人一致的方向发展［29］。数据结果折射了：能够知觉到身处积极、健康学习氛围的青少年，通常具有良好的道德规范意识、较强的学习动机和集体融入感，在应对体育学习活动时能够自觉遵从教师的组织安排，或参照大多数同学的规范行为执行学习任务，进而表现出不懈怠懒散、遵规守则、亲和友善、乐观合群等积极的学习行为特征；反之，难于感知到体育教师、同学的自主支持或自认为不具备学习自主机会的青少年，往往对体育学习心存抵触或厌学倾向，当面对挑战性学习任务时善于调动道德推脱机制重构认知系统［47］，为自己的过错、过失、不当行为推诿，从而诱发更多、更频繁的偏差行为［20］。综上所述，青少年体育道德推脱对体育学习偏差行为的影响，会因个体感知不同程度的学习氛围而呈现差异。