基本心理需求對運動員運動親社會行為的影響：有調節的中介效應

丁一帆，祝大鵬

（1.武漢體育學院 研究生院，湖北 武漢430079；2.武漢體育學院 健康科學學院，湖北 武漢430079）

運動親社會行為指運動員幫助他人或使他人受益的各種行為［1］，主要包括鼓勵或幫助隊友、扶起摔倒在地的對手等。在體育特別是競技運動中，運動員的表現行為往往會影響到公眾的認知。目前為止，大部分文獻都探討了道德推脫、運動反社會行為等負面問題［2］，較少涉及道德認同等變量。為支持體育運動作為一種人格發展的工具，應加大對體育道德教育積極方面的研究［3］。因此，本研究以運動親社會行為作為結果變量，探討運動親反社會行為的影響作用機制，有助于促進運動員人際關系和諧發展，幫助運動員樹立榜樣作用，引導全民形成積極向上的社會心態。

基本心理需求包括自主需求、能力需求和關系需求［4］。自主需求是個體能夠自主選擇自己行為的需求，能力需求指個體能勝任某種活動或任務的需求，關系需求是與他人建立聯結的需求。Deci等人認為當基本心理需求得到滿足后，個體的動機以及親社會行為水平能夠得到積極向上的發展［5］，以往學者發現，基本心理需求與運動親社會行為呈正相關［6］。此外，也有學者［7］采用問卷調查法，結果顯示基本心理需求與動機呈顯著相關，其中能力需求滿足與否與運動員內部動機之間的相關度最高。

自主性動機指個體行為的動機來自本身的意愿，是一種普遍且重要的動機，在體育運動領域中，主要指運動員是由于對某種運動項目感興趣而運動的動機。自主性動機是運動員親社會行為的重要影響因素，備受學者關注［8］。由于自主性動機會增加個體對活動的內在興趣，轉化為一個人的知識或技能，因此這種動機是認知和行為發展的關鍵因素。認知評價理論（cognitive evaluation theory，CET）認為個體自主性動機主要受到外在環境的影響，自主性動機更有可能在心理需求得到滿足的環境中形成。此外也有學者認為，自主性動機可以正向預測對隊友的運動親社會行為［9］。

道德認同反映了一個人對道德品質的認可與接受程度，是在社會文化環境中獲得的道德價值感。道德認同內在化維度代表個體對道德品質在自我感覺或對道德品質的內在認同程度；象征化維度則是指個體行為表現出的道德品質程度。道德認同與親社會行為有密切聯系［10］。Reynolds和Ceranic［11］基于道德同一性理論觀點的研究發現道德認同影響道德行為，曾曉強認為道德認同能正向預測社區志愿服務和捐款等親社會行為。

綜上所述，探討基本心理需求、自主性動機以及道德認同影響運動親社會行為的作用機制，為學校或相關機構運動員道德教育提供理論依據。研究假設（如圖1所示）：1）基本心理需求正向預測運動員的運動親社會行為；2）自主性動機在基本心理需求與運動員運動親社會行為之間起部分中介作用；3）道德認同在自主性動機到運動親社會行為的路徑中起調節作用，即對于道德認同水平較高的運動員而言，自主性動機對運動親社會行為影響程度更高。

圖1 有調節的中介模型假設

1 研究對象與方法

1.1 對象

隨機選取某體育學院運動員340人作為被試，回收問卷336份，有效問卷共312份，有效回收率91.76%。其中男性250名，女性62名，健將級11人，一級71人，二級192人，其他38人。被試平均年齡為19.54歲（SD=1.07），訓練年限在1～15年之間，平均訓練年限5.57年（SD=3.13）。運動專項包括集體項目（籃球、足球）和個人項目（游泳、拳擊等）。

1.2 工具

1.2.1 基本心理需求問卷（Basic Psychological Needs Scale，BPNS）

采用朱曉娜等人［12］修訂的心理需求滿足量表，該問卷包括自主需求、能力需求和關系需求3個維度，共12個項目，項目8為反向計分題，采用1（完全不符合）～5（完全符合）5點評分法，分數越高，代表個體心理需求滿足程度越高。該量表總體Cronbachα系數為0.85，信度值很好。

1.2.2 運動行為調節量表（Behavioral Regulation in Sport Questionnaire，BRSQ）

Lonsdale等人［13］編制的量表被廣泛用于測量大學生運動員的運動動機水平。該問卷包含整合動機、認同動機和內部動機3個維度，共12個項目，采用1（完全不同意）～7（完全同意）7點評分法，得分越高，運動員的自主性動機越強。自主性動機的計算方式為：2×內部動機+整合動機+認同動機=自主性動機。該量表總體Cronbachα系數為0.92，信度值很好。

1.2.3 道德認同量表（Moral Identity Scale，MIS）

采用Aquino和Reed［14］編制的道德認同問卷。該量表內在化維度和象征化維度各5個題項，共10個題項，其中第4、7題為反向計分題。該量表采用1（完全不同意）～5（完全同意）5點評分法，分數越高表示運動員的道德水平越高。量表總體Cronbachα系數為0.76，信度較好。

1.2.4 運動親社會行為（The Prosocial and Antisocial Behaviour in Sport Scale，PABSS）

選取祝大鵬［15］修訂的運動員親反社會行為量表，分別測量對隊友的親社會行為水平和對對手的親社會行為水平。兩個分量表共8個項目，采用1（從來沒有）～5（非常多）5點評分，得分越高表示大學生運動員的親社會行為水平越高。量表總體Cronbach'sα系數為0.85，信度值很好。

1.3 程序處理

本研究以班級為單位，由一名心理學研究生擔任主試，利用課間時間發放問卷。為確保研究有效性，施測前告知被試該問卷調查采取保密原則，不會泄露個人隱私，可根據自己的真實情況放心填寫。采用SPSS21.0軟件和PROCESS宏插件（http://www.afhayes.com）處理數據。采用Harrman單因素法檢驗共同偏差，使用Pearson相關法分析各變量之間的相關程度，使用偏差校正的Bootstrap百分位法分析中介和調節效應，最后使用選點法檢驗簡單斜率。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差檢驗

由于施測過程均為統一問卷、統一測試環境，可能會導致研究結果部分失真，為避免相同環境和指導語可能會對研究結果造成系統誤差影響，本研究采用Harrman共同方法偏差進行檢驗。將所有題項進行因素分析后發現，特征值大于1的因子共11個，且第1個因子解釋變異量為27.05%，遠小于臨界值40%的標準［16］，因此本研究不存在明顯共同方法偏差問題，可進行后續數據處理分析。

2.2 各變量的描述統計和相關分析

數據分析后發現，變量之間兩兩相關，其中基本心理需求與運動親社會行為相關性最強。具體描述統計結果為：基本心理需求與運動親社會行為呈顯著正相關（r=0.53，p<0.01），自主性動機與運動親社會行為呈顯著正相關（r=0.49，p<0.01），基本心理需求與運動員自主性動機呈顯著正相關（r=0.41，p<0.01），道德認同與自主性動機呈顯著正相關（r=0.40，p<0.01），道德認同與運動親社會行為呈顯著正相關（r=0.31，p<0.01），各變量的平均數和標準差以及變量之間的相關系數見表1。

2.3 有調節的中介模型檢驗

有調節的中介模型需要滿足以下條件［17］：1）基本心理需求對運動親社會行為的直接預測作用顯著；2）基本心理需求對自主性動機的作用顯著；3）自主性動機對運動親社會行為的作用顯著；4）自主性動機與道德認同的乘積項對運動親社會行為的作用顯著。檢驗之前將基本心理需求、自主性動機、道德認同及運動親社會行為變量標準化，在控制性別、年齡、訓練年限、運動等級及運動項目后，使用PROCESS插件model14分別探究基本心理需求對運動親社會行為的影響、自主性動機的中介效應以及道德認同的調節作用。

如表2所示，基本心理需求對運動親社會行為的回歸系數顯著（β=0.43，t=8.22，p<0.001），說明基本心理需求對運動親社會的正向預測作用顯著，條件1成立。基本心理需求對自主性動機的回歸系數顯著（β=0.43，t=7.89，p<0.001），說明基本心理需求對自主性動機的正向預測作用顯著，條件2成立。自主性動機對運動親社會行為的回歸系數顯著（β=0.33，t=5.88，p<0.001），說明自主性動機在基本心理需求與運動親社會行為之間起部分中介作用，即基本心理需求不僅可以直接影響運動親社會行為，也可以通過自主性動機對運動親社會行為起間接作用，條件3成立。自主性動機和道德認同的交互項對運動親社會行為的回歸系數顯著（β=0.12，t=2.67，p<0.001），說明自主性動機與道德認同的交互項對運動親社會行為的預測作用顯著，條件4成立。基本心理需求的中介效應等于0.43×（0.33-0.12U），中介后半段路徑受道德認同的影響，當道德認同變化一個單位，中介效應變化0.12個單位。

表1 基本心理需求及各維度、自主性動機、道德認同及各維度和運動員親社會行為的相關分析結果

表2 有調節的中介模型檢驗

由于調節效應結果顯著，需進一步分析簡單效應，分析不同道德認同水平下，自主性動機對運動親社會行為影響變化。計算道德認同為平均數正負一個標準差時，基本心理需求對運動親社會行為的效應值，并繪制調節效應圖。道德認同在自主性動機與運動親社會行為間的簡單效應檢驗（見圖2）結果顯示：1）當道德認同水平較低時，自主性動機的正向預測作用顯著（simple slo pe=0.34，t=6.19，p<0.001）；2）當道德認同水平較高時，自主性動機對運動親社會行為影響增強（simple slope=0.64，t=7.67，p<0.001）。

圖2 道德認同對運動員基本心理需求與運動親社會行為之間關系的調節效應圖

3 討論

3.1 自主性動機的中介作用

基本心理需求對運動親社會行為有預測作用，運動員基本心理需要滿足程度越高，其運動親社會行為水平就越高，并且自主性動機起部分中介作用。這也就是說，基本心理需求可以直接影響運動親社會行為，也可以通過自主性動機間接影響運動親社會行為水平。

基本心理需求對自主性動機有一定的預測作用，心理需求滿足程度越高的運動員，其自主性動機水平也會越高，這與以往研究一致。如Frederick和Ryan［18］的研究認為在促進個體自主需求滿足的情境中，個體的自主性動機發展水平更好。社會認知評價理論（Cognitive evaluation theory，CET）認為外界社會環境對運動員動機的內化有很重要的作用，如果外界社會環境能夠滿足個體的自主需求、能力需求和關系需求，那么其動機就會向更深層次的內在動機轉化［19］。相反，如果社會環境不能滿足個體的基本心理需求即心理需求阻滯狀態下，則會使個體動機內在化過程受阻，導致個體的行為處于一種控制狀態。

自主性動機水平高的運動員在相同的情境下，會更容易感到心理需求滿足，從而導致運動親社會行為水平較高。對于自主性動機水平較高的運動員來說，他們在體育運動中更容易體驗到自主權，從而產生更高頻率的運動親社會行為［20］。當運動員感到運動對自己很重要或者對運動充滿興趣時，他們的運動親社會行為水平也會更高。因此，基本心理需求不僅能直接影響青少年運動員的運動親社會行為，還可以通過自主性動機間接影響運動親社會行為。

3.2 道德認同的調節作用

研究發現，中介效應的后半段路徑受運動員道德認同水平的影響。在低道德認同水平下，自主性動機正向預測運動親社會行為水平；而在高道德認同水平下，自主性動機對運動親社會行為的預測作用會增強，自主性動機的作用會隨著道德認同水平的增加而增加。

道德認同能夠正向預測運動員親社會行為，運動員道德認同水平高，其親社會水平水平也會更高，這與以往研究一致［21］。這一現象可能是由于在高道德認同水平下，運動員擴展了自己的道德關注圈［22］，縮小與他人（尤其是與陌生人）之間的心理距離［23］，從而使致個體產生了更多的親社會行為。Blasi［24］認為，從事道德行為有助于保持與個體內在道德同一性一致。低道德認同水平的個體，其核心自我道德圖式較少涉及到他人，認為自己沒有義務幫助、關心他人，從而表現出較少的親社會行為。相反，對于高道德認同水平的個體而言，可能會為避免受到內在自我譴責，而遵守與內在道德自我圖式相同的行為方式。此外，道德認同象征化高的人，傾向于希望別人認為自己是有道德原則的人，從而導致親社會行為水平較高。

3.3 研究啟示

研究結果對對培養運動員親社會行為和提高運動員職業道德素養具有一定借鑒意義。從教練或相關培訓機構應重視運動員心理狀態，創建能滿足運動員基本心理需求的環境，如為運動員增設一些中等難度、具有挑戰性的任務；提供運動員之間人際溝通、培養感情的機會等。通過滿足運動員的自主、能力和關系需求，提高運動員對運動的興趣，促使運動員自主性動機生成，從而更加有效地提高其親社會行為水平。還可以多提積極有效的反饋意見，以提升運動員自主性動機水平，或者提供信息化而不是控制化的獎勵、減少責罰和避免受來自他人的貶低評價以增加運動員自主性動機。

從學校體育教育角度上，提高青少年運動員的道德認同水平是促進自主性動機預測其運動親社會行為作用的必要條件，學校應重視對運動員的道德教育。有調節的中介模型表明，變量之間存在交互作用，因此在干預過程中，學校或相關機構應充分考慮各方面，系統整合心理需求滿足、自主性動機和道德認同3個角度，以使干預效果最大化。除此之外，學校也可以定期開展相關道德講座，弘揚新時代道德觀，按時評選道德模范人物，增強運動員的道德認同感，提升其運動親社會行為水平。

4 結論

基本心理需求正向預測運動親社會行為水平；

自主性動機在這一路徑中起部分中介作用；

中介效應后半段路徑受道德認同的調節，即當道德認同水平較高時，自主性動機的預測作用更明顯。