张 萍，宋文利，姜春平，李智鹏，王丹丹

(1.哈尔滨体育学院体育教育训练学院，黑龙江 哈尔滨 150008；2.哈尔滨体育学院教务处，黑龙江 哈尔滨 150008；3.哈尔滨年体育学院冬季奥林匹克学院，黑龙江 哈尔滨 150008；4.哈尔滨体育学院运动人体科学学院，黑龙江 哈尔滨 150008 )

按照广义紧张理论的观点，当个体处于学业、与他人的负面关系、不良的学校经验、健康问题、遭受虐待等消极的人际关系带来的压力和紧张当中时，会体验到极度的焦虑和其他负面情绪。而引起体育类大学生压力知觉的事件有失恋、评优评奖不合理、被人误会，学习负担重，运动疲劳，对社会风气不满等因素。[1]一旦压力知觉的时间过长，会导致个体的控制力降低，注意力减弱，不愿意与他人交流，产生交往焦虑，进而诱发一系列的非适应性行为和失范行为，严重的影响个体的身心健康和正常发展[2-4]。另有研究表明，严重的交往焦虑会导致大学生出现病理性的网络失范行为，诸如病理性的社交网络使用、社交网络成瘾等[5-6]，这给大学生正常的学习和生活带来了严重的障碍。此外，相关研究表明，压力知觉是交往焦虑产生的前因变量，过强的压力知觉体验不仅能导致大学生产生交往焦虑、抑郁等负性情绪体验[7-8]，而且能显著的降低大学生的心理健康水平，影响睡眠质量以及主观幸福感质量[9-12]，对病理性的社交网络使用也有着显著的预测作用[13]。

国内外研究表明，压力知觉，交往焦虑以及大学生网络道德失范行为之间存在着关联，然而以体育类大学生群体为调查对象，对这三者之间的内部关系尚缺乏研究。因此，本研究拟以体育类大学生为研究对象，旨在考察交往焦虑在压力知觉与体育类大学生网络道德失范之间的中介作用。

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群抽样法，选取黑龙江省某所体育院校的本科生进行测试。研究共发放问卷650份，回收整理后得有效问卷620份，问卷回收的有效率为95.4%。被试者的年龄范围为18～25岁，平均年龄为20.93±1.71岁，15人没有报告年龄信息；在有效的被试者中间，男大学生共243人，女大学生共377人；在学科分类信息中，文科类大学生共219人，理科类大学生共182人，工科类大学生共202人，17人没有报告学科信息；在年级分类信息中，大一学生128人，大二学生209人，大三学生179人，大四学生104人。综合样本信息分析认为，本样本具有代表性，可以很好代表体育类大学生的分布状况。

1.2 调查内容及过程

本问卷调查的主要内容包括两部分，一部分是人口学变量，另外一部分是研究所使用的变量。人口学变量包括年龄、性别、专业及年级；研究使用的变量包括压力知觉量表、大学生网络道德失范量表及交往焦虑量表。主试为严格经过培训和筛选的心理学硕士研究生担任，施测方式是整群随机抽样施测，施测之前与被试签订“知情同意书”，问卷发放后，15min内全部完成调查内容，超过20min或者小于4min的调查问卷均视为无效问卷，施测结束后，给被试者一个小礼物作为答谢。

1.3 研究工具

1.3.1 压力知觉量表(PSS)

采用杨廷忠和黄汉腾修订的《中文版压力知觉量表》[24]。该量表共14个条目，采用李克特1(从不)～5(总是)5点计分，得分越高，表明体育类大学生知觉到的压力水平越高。量表包含了紧张感(信度系数为0.82)和失控感(信度系数为0.69)两个分量表。在本研究中，该量表的整体Cronbach α系数为0.79。验证性因素分析(AOMS)表明，在本研究中，《中文版压力知觉量表》具有较高的结构效度(χ2/df=3.11，CFI=0.92，GFI=0.95，TLI=0.91，RMSEA=0.06)。

1.3.2 网络失范行为量表(NABS)

采用刘慧瀛等编制的《网络道德失范行为量表》。该问卷共17个条目，采用李克特1(从不)～4(总是)4点计分，得分越高，表明体育类大学生在使用网络过程中出现的失范频率越高。量表包含了网络言论失范行为(信度系数为0.74)、网络学习失范行为(信度系数为0.83)和网络侵权失范行为(信度系数为0.82)3个分量表。在本研究中，该问卷整体的Cronbach α系数为0.83；验证性因素分析(AMOS)表明，在本研究中，《网络道德失范行为量表》具有较高的结构效度(χ2/df=2.50，CFI=0.94，GFI=0.96，TLI=0.93，RMSEA=0.05)。

1.3.3 交往焦虑量表(IAS)

采用彭纯子等修订的《交往焦虑量表》[15]，该量表共15个条目，其中4个条目为反向计分，量表为单维结构，采用李克特1(完全不符合)～5(完全符合)5点计分，得分越高，表明体育类大学生在日常交往中体验到的焦虑水平越高。在本研究中，该问卷Cronbach α系数为0.86，经过验证性因素分析表明，在本研究中，《交往焦虑量表》具有较高的结构效度(χ2/df=4.26，CFI=0.92，GFI=0.93，TLI=0.90，RMSEA=0.07)。

1.4 数据处理及分析

采用SPSS22.0进行基础数据处理，包括描述性分析、信度分析和积差相关分析；采用AMOS21.0进行各问卷的效度分析和结构方程建模。采用描述统计计算压力自觉得分、网络道德失范行为得分及交往焦虑得分的均数及标准差；采用皮尔逊积差相关探讨三个变量得分之间的相关关系；采用结构方程法探讨交往焦虑在压力知觉与网络道德失范行为间的中介作用[26]。检验水准α= 0.05。此外，考虑到本研究的问卷均为自称报告，故采用单因素模型的验证性分析来检验共同方法偏差问题。检验结果发现，本研究的单因素模型拟合极差(χ2/df=1935.01，SRMR=0.21，CFI=0.29，RMSEA= 1.78)，不符合共同方法偏差的单维假设[16]。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差问题，可以进行下一步的研究。

2 研究结果

2.1 描述性统计和相关分析

对调查的有效的620名大学生群体进行压力知觉、交往焦虑以及网络道德失范行为间的描述统计和积差相关分析，如表1。结果表明：大学生压力知觉得分、网络道德失范行为得分及交往焦虑得分中两两间均呈正相关关系，具有统计学意义(P值均<0.01)。

表1 大学生压力知觉、网络道德失范行为及交往焦虑之间的相关矩阵(n=620)

2.2 交往焦虑的中介作用机制分析

本研究采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap估计法[17]检验交往焦虑作为压力知觉与体育类大学生网络道德失范行为间的中介作用，估计过程分为3个步骤。

第一步，检验总效应c。在本研究中，压力知觉对大学生网络道德失范行为的总效应为c=0.22，且总效应系数具有统计学意义(t=4.28，p<0.01; 95%CI: 0.19～0.27)，总效应模型的各项拟合指标均达到了模型拟合的临界值((2/df=1.63，CFI=0.99，TLI=0.98，RFI=0.97，RMSEA=0.03)，模型如图1。

图1 压力知觉对大学生网络道德失范行为总效应模型图(标准化)

第二步，依次检验构成中介路径的系数a和系数b。本研究中，首先构建交往焦虑作为压力知觉与大学生网络道德失范行为之间的中介模型，模型拟合结果表明，模型的各项指标显示模型拟合良好((2/df=4.52，IFI=0.97，CFI=0.97，GFI=0.99, RMSEA=0.07)，如图2。其次，估计系数a与b的显著性及置信区间，研究共随机重复抽样2000次。结果表明，压力知觉对交往焦虑的效应大小为a=0.37，系数a具有统计学意义(t=9.87，p<0.01;95%CI: 0.28～0.45)；交往焦虑对大学生网络道德失范行为的效应大小为b=0.14，系数b具有统计学意义(t=2.67，p<0.01; 95%CI: 0.02～0.25)。交往焦虑的中介效应大小为ab=0.05(95%CI: 0.01～0.10)，置信区间内不包含0，说明交往焦虑的中介模型建立是有效的。

图2 交往焦虑作为压力知觉与大学生网络道德失范行为之间的中介变量模型

第三步，检验直接效应c’。本研究的Bootstrap随机重复抽样结果表明，压力知觉对体育类大学生网络道德失范行为的直接效应大小为c’=0.17，直接效应值c’具有统计学意义(t=3.25，p<0.01; 95%CI: 0.05～0.27)。由此可以说明，交往焦虑起着部分中介作用。中介效应占总效应的22.7%，直接效应占总效应的77.3%。

3 结论与启示

3.1 压力知觉对体育类大学生网络道德失范行为具有直接作用

本研究发现，压力知觉对体育类大学生网络道德失范行为有着正向影响。按照Lazarus观点[18]，在一定的压力的强度下，大学生网络道德失范行为的发生包含三个阶段。首先，大学生在应激源的刺激下，会对应激源产生的影响，在认知系统中进行认知评价，当评价的结果是对自己有害时，大学生会产生紧张、焦虑、愤怒等情绪，这些负面情绪会进一步加重认知评价的结果，产生认知偏差。其次，大学生会对知觉到的压力进行认知上的重新评价，这一过程能清晰分析出知觉到的压力带给自己的不良后果，以及大学生自身如何运用自身的资源去解决这些压力带来的负面问题，同时思考如何去应对化解这些压力，这时大学生会产生诸多的压力调节策略。最后，大学生进行压力策略的有效选择，当认知系统中的策略不能有效缓解压力带来的焦虑体验时，大学生会因此而产生“习得性无助”，即认为自己感知到的压力过于强大，自己毫无办法进行调节，这种“习得性无助”使大学生自我控制能力下降，分辨是非的能力减弱，当他们在使用网络的过程中时，也就很自然出现了失范行为。

3.2 交往焦虑是压力知觉对体育类大学生网络道德失范行为影响的中介因素

本研究的结构方程显示，交往焦虑在压力知觉对体育类大学生网络道德失范行为的影响中起着部分中介作用，中介效应率达22.7%。按照 Clark的认知模型理论的观点[19]，当大学生处于压力之中时，会激活情绪系统中的焦虑模式，这种焦虑模式会导致大学生认为社交活动具有危险性，会对自己产生威胁，进而回避社交，产生“自己不如别人”“我不行”等负面消极的想法，这种消极的认知偏差使他们把所有的注意力转移到自身，表现出极强的自我意识，这种极强的自我意识体验反过来又让自己认识到自己的交往无能，这就加深了交往焦虑的症状。这种恶性循环使得他们时时刻刻注意自己的言谈举止，注意自己与他人交往过程中表现的不足，他们越是注意到自己存在的缺点，也就越不容易体验到交往焦虑，也就主动地回避社交活动。回避社交活动带来消极的后果是这些大学生正常的人际需求得不到满足，因而他们只能将这种需要转移到网络中，凭借网络的匿名性和便利性的特点，这些大学生可以在网络中掩饰真正的身份，表现出内心最本质的“本我”，从而表现出种种失范行为而不受到道德的谴责，与此同时，这种行为不仅满足了他们在日常交往中的人际需求缺乏的需要，而且也满足了他们畸形的控制欲，这也是体育类大学生网络道德失范行为发生的主观原因。

3.3 教育实践启示

本研究发现交往焦虑是压力知觉影响体育类大学生网络道德失范行为的中介因素，这有利于在预防和纠正体育类大学生网络道德失范行为方面明确新的方向。

一方面，学校务必重视体育类大学生的压力水平。要求学校和家庭关注体育大学生的压力状况，建立完善的压力测评机制，对具有压力的大学生进行及时的心理治疗，从而降低大学生的压力水平，减少网络道德失范行为的发生。此外，学校和家庭要对具有交往焦虑的大学生进行自信心训练，建立完善的核心评价机制，引导焦虑群体增加户外活动，鼓励与他人交往，善于表达自己的意见，并扩大人际交往圈。

另一方面，体育院校要引导大学生树立健康的网络道德意识，将网络道德教育纳入到学校日常的思想教育当中。要求学校要积极展开网络道德教育宣传，树立体育类大学生的网络道德主体意识，引导大学生端正网络态度，反思自己的不良网络行为[20]。其次，借鉴国外高校的经验，开设网络道德教育必修课程[21]，如《网络伦理道德》《网络法规》等课程，提高学生对网络信息与道德价值的判断能力和选择能力，传授其鉴别真伪信息的方法，学会在纷繁复杂的网络环境中选择健康的上网态度。同时培养大学生的网络道德情感，完善网络监督机制，制定相应的网络法律法规，弥补网络中出现的“漏洞”，进而强化大学生的自律意识，从主观上降低大学生道德失范行为的发生条件。