体育态度在暴力态度与性骚扰态度之间的关联中的调节作用 埃米尔汗·坎（Emirhan Kan） 穆罕默德·塔尔哈·汉（Muhammet Talha Han） 路易斯·布兰基尼奥（Luís Branquinho） 贝基尔·埃尔汗·奥尔汉（Bekir Erhan Orhan） 佩德罗·福尔特（Pedro Forte） 若泽·E·特谢拉（José E. Teixeira） 里卡多·费拉兹（Ricardo Ferraz） 穆罕默德·埃明·凯蒂姆（Muhammet Emin Ketim）

《Behavioral Sciences》：The Moderating Role of Sports Attitudes in the Association Between Attitudes Toward Violence and Sexual Harassment Emirhan Kan, Muhammet Talha Han, Luís Branquinho, Bekir Erhan Orhan, Pedro Forte, José E. Teixeira, Ricardo Ferraz and Muhammet Emin Ketim

　　摘要：本研究探讨了大学生对体育的态度是否能够调节他们对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关系。基于证据表明，支持骚扰的信念嵌入在更广泛的暴力支持倾向中，本研究将体育相关价值观作为条件性因素进行了测试。研究采用了横断面相关设计，样本包括来自土耳其某所公立大学的350名本科生（45.1%为女性；平均年龄=21.81岁，标准差=2.57岁）。参与者完成了关于性骚扰、暴力以及体育态度的标准化测量问卷。调节分析使用Hayes的PROCESS Macro（模型1）进行，采用了5000次自助重采样和HC3标准误差。性别被纳入作为控制变量；男性参与者报告对性骚扰的容忍度显著更高（β=7.258，p<0.001）。对暴力的态度与对性骚扰的态度呈正相关（B=0.271，p<0.001）。对体育的态度表现出轻微的负向主效应（B=-0.199，p<0.001），并显著调节了这种关联（B=-0.010，p=0.0008）。该模型解释了26.06%的方差（R2=0.261，F(4, 345)=33.607，p<0.001）。在较高的体育态度水平下，这种关联减弱但仍具有显著性，表明存在条件性减弱的现象。

1. 引言
性骚扰在不同文化背景下仍然是一个重要的社会和公共卫生问题。尽管公众意识和预防措施不断加强，但与骚扰相关的经历仍然普遍存在并具有社会后果。最近的全国家庭调查#MeToo 2024表明，82%的女性和42%的男性报告在其一生中至少经历过一次性侵害，其中四分之一的参与者在过去一年内报告受到过骚扰（Raj等人，2024年）。这些数据强调了在当代社会中与骚扰相关经历的持续常态化。由于态度影响着个人如何解释、 justification 和回应社会行为，因此理解对性骚扰的态度对于解决维持这种行为的更广泛规范结构至关重要（Trottier等人，2025年）。
在社会心理学中，态度被定义为对对象、行为或社会现象的相对持久的评价倾向（Eagly & Chaiken，1993年）。它们整合了认知信念、情感反应和行为倾向，在塑造道德判断和行动中起着核心作用（Ajzen，1991年）。因此，对性骚扰的态度反映了个体在道德上对骚扰相关行为的评价、合法化或谴责的程度。尽管性骚扰被广泛认为是不可接受的，但合法化的信念和轻视的态度在不同的背景下仍然存在。例如，最近的欧洲数据显示，相当一部分受访者认为某些形式的骚扰“有些可接受”，并且认为女性夸大了虐待的报道（EIGE，2024年）。这些发现表明，与骚扰相关的态度嵌入在更广泛的评价系统中，而不仅仅是孤立的判断。
大量研究表明，对性骚扰的态度与更普遍的暴力支持信念结构密切相关。元分析证据表明，性别角色信念、性别歧视和对强奸神话的接受度强烈预测了社会对性暴力的看法（Trottier等人，2025年）。“性暴力连续体”框架进一步提出，看似轻微的骚扰行为和更严重的暴力形式共享共同的性别权力动态（Kelly，1987年；Flynn等人，2021年）。机构和社会层面的实证发现同样表明，对暴力的容忍度促进了骚扰行为的常态化（Berkowitz等人，2022年；Nowrouzi-Kia等人，2025年）。总体而言，这些观点表明，对骚扰相关态度的支持可能与更广泛的暴力支持倾向同时存在，并得到强化。
同时，人们越来越关注体育环境在社交中的作用。参与有组织的体育活动与亲社会行为的发展、增强同理心以及在某些情况下降低对攻击性的接受度有关（Shields & Bredemeier，1995年；Rutten等人，2011年；Wang等人，2025年）。然而，这些效应并不统一。体育环境的规范氛围在塑造结果方面起着决定性作用（Zhang & Deng，2024年；Xu等人，2025年）。支持性的教练实践和亲社会的同伴规范与减少暴力行为有关（Nichols，2007年；Sherry，2010年；Kammerer等人，2021年），而以支配等级制度和霸权男性气质为特征的环境可能会强化攻击性和强制行为（Forbes等人，2006年）。这些混合结果表明，体育本身并不具有保护作用；其影响取决于它培养的价值取向。
重要的是要区分三个在先前的研究中经常被混淆的概念上相关但不同的构建：体育参与、体育氛围和对体育的态度。体育参与指的是参与有组织的或娱乐性的体育活动，涵盖了参与的频率和类型。体育氛围指特定体育环境中的情境和规范环境，包括教练风格、同伴规范和机构文化，这些可能促进或限制某些态度和行为。相比之下，对体育的态度反映了个体在与体育相关的内化价值取向（如公平、规则遵守、合作和相互尊重）上的支持程度（Ko?ak，2014年；Shields & Bredemeier，1995年；Kavussanu，2008年）。这三个构建在经验和理论上是可以区分的：一个人可以参与体育活动而不一定内化其亲社会价值观，而一个支持性的体育氛围可能会根据个体的接受程度不同程度地促进这些价值观。本研究仅关注第三个构建——作为内化价值取向的对体育的态度，并不假设体育参与或体育氛围有任何直接影响。
体育被概念化为一个道德和规范的背景，在这个背景下，与公平和尊重相关的价值体系得以内化和表达（Boardley & Kavussanu，2007年）。从社会化的角度来看，这样的价值取向可能通过观察学习和强化过程发展出来（Bandura，1977年），随后作为相对稳定的评价框架指导道德判断（Ajzen，1991年）。与社会学习理论（Bandura，1977年）一致，那些反复接触强调公平和尊重的体育相关规范的个体可能会将这些规范内化为指导评价的标准，从而影响包括暴力支持态度在内的更广泛信念系统的组织和表达。
本研究用于操作化对体育态度的量表（Ko?ak，2014年）涵盖了三个概念上相关的维度：（1）伦理-道德价值观，反映了对公平竞争、规则遵守和对对手尊重的信念；（2）社会互动，涉及对体育中的合作、团队协作和同伴团结的取向；（3）竞争，代表了对成就、毅力和表现追求的价值取向。这些维度关注的是规范价值内容，而不是行为频率或环境背景。因此，该量表反映了与体育相关原则作为指导评价标准的内化程度——与社会心理学中的态度概念化一致（Eagly & Chaiken，1993年；Ajzen，1991年）。需要注意的是，该工具并不评估实际的体育环境或道德氛围，因此其结果应该根据个体的价值取向来解释，而不是体育环境的结构特征。
与骚扰相关态度的简单直接影响不同，与体育相关的价值取向可能在个体信念系统中起着更结构性的作用。由于对性骚扰的态度嵌入在更广泛的暴力支持倾向中（Trottier等人，2025年），支持强调公平和尊重的体育价值观可能会减轻一般的暴力支持态度与支持骚扰的态度之间的关联。具体来说，强烈支持伦理-道德体育价值观的个体可能在形成人际行为判断时应用这些规范标准作为评价过滤器，从而削弱暴力支持态度扩展到接受性骚扰的倾向。这种机制是结构性的，而不是行为的：它不需要实际的体育参与，而是反映了内化价值取向如何组织信念系统。换句话说，与体育相关的态度可能不是骚扰相关信念的主要预测因素，而是一个塑造暴力相关评价如何转化为骚扰相关判断的情境因素。这种调节视角与调节概念一致，即关联的强度随第三个变量的不同而变化（Hayes，2017年）。
尽管关于暴力支持信念和骚扰态度的文献越来越多，但很少有人研究体育相关的态度取向是否调节了这些结构之间的关系。现有的研究主要集中在体育参与的行为和发展结果上，如攻击性调节、亲社会行为和道德发展，而不是探讨基于体育的价值取向如何影响暴力相关信念系统的结构对齐（Nichols，2007年；Rutten等人，2011年；Sherry，2010年；Kammerer等人，2021年；Wang等人，2025年）。迄今为止，很少有实证研究将体育相关的态度取向作为暴力相关态度框架中的条件性因素进行测试。在大学群体中考察这种潜在的调节机制尤其相关，因为青年期是社会和道德态度巩固的关键时期。
尽管本研究的理论框架基于一般的社会心理学原则，但对暴力的态度本质上嵌入在更广泛的社会文化背景中。本研究在土耳其进行，这是一个传统性别规范、父权价值结构和社会对暴力态度可能影响骚扰相关信念形成和表达的社会文化背景。研究表明，在土耳其社会中，基于性别的暴力和骚扰仍然是一个普遍问题，体育参与是大学年龄段青年的重要社会化领域（Sakall?-U?urlu等人，2010年）。鉴于性别在骚扰相关态度上的显著差异——在各种文化背景下，男性的一致容忍度高于女性（Trottier等人，2025年；Sakall?-U?urlu等人，2010年）——性别被纳入模型作为控制变量，以确保主要调节效应不受性别相关变异的干扰。因此，应在这个特定的社会文化背景下解释研究结果。
因此，本研究旨在探讨对体育的态度是否调节了对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关系。基于上述理论考虑，提出了以下假设：
H1：对体育的态度调节了对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的正相关关系；具体来说，随着积极体育态度的增加，这种关联显著减弱。
图1中的概念模型概述了主要变量之间的假设互动和控制机制：
图1. 体育态度调节效应的概念模型。
自变量（X—对暴力的态度）：这是模型中的主要预测变量。根据假设，积极的对暴力的态度预计会与较高的对性骚扰的接受度或积极态度呈正相关。
因变量（Y—对性骚扰的态度）：这是研究希望通过暴力和体育态度的交互作用来解释的结果变量。
调节变量（W—对体育的态度）：这个变量作为“调节器”，改变X和Y之间关系的强度。在H1的假设下，随着个体对体育的积极态度的增加，暴力态度对性骚扰态度的预测能力将显著减弱。
控制变量（性别）：为了确保统计结果的稳健性，并分离主要变量的具体效应，模型中纳入了性别，以解释因变量中的潜在混杂变异。

2. 材料和方法
2.1. 研究设计
本研究采用了横断面相关研究设计，旨在考察变量之间的关系方向和强度。横断面相关设计广泛用于研究变量之间的共变模式，并在没有实验操纵的情况下模拟结构关系（Christensen等人，2014年；Creswell & Creswell，2017年）。本研究应用了基于回归的调节分析，以检验对暴力的态度和对性骚扰的态度之间的关系，并确定体育态度是否在这种关系中起着调节作用。分析使用了Hayes的PROCESS macro的模型1，该模型常用于测试调节模型（Hayes，2017年）。这种分析方法适用于评估自变量和因变量之间的关系是否随第三个变量的水平而变化。

2.2. 调查对象和样本
本研究的参与者是土耳其阿塔图尔克大学各个院系的本科生。根据研究目的，采用了一种方便抽样方法，基于大学生在一个大学环境中的自愿参与。这种方法的选定是基于其在机构环境中的实际可行性（Creswell & Creswell, 2017）。因此，参加阿塔图尔克大学的本科课程并自愿同意参与研究被确定为纳入研究的条件。基于F检验的效应分析使用了G*Power v3.1程序进行（F检验；线性多元回归：固定模型，R2增加；先验：计算所需样本量——给定α、功效和效应量）。在分析中，效应量设定为f2 = 0.05，α错误概率 = 0.05，功效（1 ? β错误概率）= 0.95，测试的预测变量数量 = 1，总预测变量数量 = 3。根据这些参数，计算出的最小所需样本量为总样本量 = 262（Faul et al., 2009）。最终样本包含N = 350名参与者，超过了最低要求。因此，样本被认为足以检验体育态度在暴力态度与性骚扰态度之间的关系中的调节作用。如表1所示，在参与研究的350名学生中，45.1%（n = 158）为女性，54.9%（n = 192）为男性。参与者的平均年龄为21.81岁（标准差 = 2.57）。这些发现表明，研究样本在性别分布上具有平衡性，并且参与者属于年轻人群。

2.3. 数据收集工具
2.3.1. 性骚扰态度量表
该量表最初基于性骚扰容忍量表（Lott et al., 1982）开发，并随后通过添加额外条目进行了修订（Sakall?-U?urlu et al., 2010）。土耳其语版本由Sakall?-U?urlu等人（2010）完成。该量表采用六点李克特式回答格式（1 = 强烈反对至6 = 强烈同意），包含三个子量表：（1）将性骚扰视为女性的挑衅行为结果，（2）将性骚扰视为自然的调情，（3）将性骚扰视为严重问题——第三个子量表包含反向编码的条目。总分越高，表示对性骚扰的容忍度越高（即态度越接受）。原始研究中报告的Cronbach’s alpha系数为0.79。选择这个量表是因为它直接衡量了个体对性骚扰这一社会行为的总体评价倾向，与本研究关注信念体系的完整性而非对神话的认可相一致。之前的研究显示，土耳其语版本的量表具有良好的心理测量属性（Sakall?-U?urlu et al., 2010），证明其适用于当前样本的文化背景。量表中的一个例子条目是：“即使在没有亲密友谊的情况下，我也认为与异性频繁进行身体接触没有问题。”

2.3.2. 暴力态度量表
该量表由Davidson和Canivez（2012）开发，并由Ak?n等人（2016）翻译成土耳其语。该量表包含17个条目，采用七点李克特式回答格式，分为三个子量表：犯罪与战争、体罚和伴侣暴力。得分越高，表示对与暴力相关态度的接受度越高。对土耳其语版本的验证性因素分析表明，模型拟合度处于可接受水平（Ak?n et al., 2016）。量表中的一个例子条目是：“如果配偶受到羞辱或贬低，打他们是可以接受的。”

2.3.3. 体育态度量表
该量表由Ko?ak（2014）开发，用于测量大学生的体育态度。该量表包含25个条目，采用五点李克特式回答格式，涵盖三个子量表：伦理-道德价值观、竞争和社会维度。这些子量表共同反映了与体育相关的规范原则（包括公平竞争、成就追求和社会合作）在多大程度上被内化为价值取向，这与社会心理学中的态度概念一致（Eagly & Chaiken, 1993; Ajzen, 1991）。量表中的一个例子条目是：“参与体育有助于应对压力。”在本研究中，计算了所有条目的综合得分，反映了整体上的体育价值观取向。需要注意的是，该量表不评估行为参与频率、特定的体育环境或道德氛围，因此应将结果解释为个体持有的价值观取向，而不是体育环境的结构或背景特征。总分范围为22到110分，分数越高表示对体育的价值观取向越积极。之前的研究支持了该量表的构建效度（Ko?ak, 2014），并在当前样本中重新检验了其可靠性和效度；相关结果在效度-可靠性部分报告。

2.3.4. 个人信息表
在研究中，研究人员准备了个人信息表以确定参与者的 demographic 特征。该表包括关于参与者性别和年龄的问题。要求参与者表明他们的性别和年龄。

2.4. 伦理批准
本研究的伦理批准来自阿塔图尔克大学体育科学学院伦理委员会。研究于2025年5月23日根据协议编号2500167224进行了审查和批准。

2.5. 数据收集程序
研究遵循了涉及人类参与者的科学研究的伦理标准，并在开始数据收集之前获得了相关机构伦理委员会的批准。向参与者说明了研究目的、参与的自愿性质以及保密原则。所有参与者都提供了书面知情同意书。

2.6. 数据分析
数据分析使用了IBM SPSS Statistics 27软件包和Hayes的PROCESS Macro插件（模型1）。在分析之前，检查了数据集中的缺失数据、异常值以及正态性假设。检查了Z分数、马氏距离以及偏度和峰度值，确定正态性假设得到满足。此外，重新计算了本研究中使用的量表的内部一致性系数，Cronbach’s alpha系数处于可接受到较高水平。

2.7. 结果
在测试主要研究假设之前，使用皮尔逊相关分析检验了研究变量（暴力态度、性骚扰态度和体育态度）的描述性统计（均值和标准差）以及这些变量之间的双变量关系。研究结果表明，暴力态度与性骚扰态度之间存在统计学上显著且正的中等相关性（r = 0.418，p < 0.001）。因此，可以认为随着个体对暴力的态度增强，他们对性骚扰的态度也会增强。另一方面，在双变量层面上，体育态度变量与暴力态度（r = ?0.002，p > 0.05）或性骚扰态度（r = ?0.098，p > 0.05）之间没有统计学上的显著关系。然而，社会科学文献强调，变量之间的关系通常不限于简单线性结构；相反，它们可能在不同条件和第三变量的存在下发生变化。在这种情况下，检验调节模型提供了一种重要的分析方法，以确定变量之间的关系在何种条件下会加强或减弱（Gürbüz, 2021）。确实，在多变量调节模型中，即使变量之间没有直接（双变量）相关性，也可能出现显著的交互效应。因此，在后续阶段进行了调节分析，以确定体育态度在这一关系网络中如何起到缓冲或强化作用。

为了提高结果的稳健性，采用了5000次重抽样的自助法，并计算了95%的置信区间。不包括零的置信区间被解释为调节效应具有统计学意义。所有分析的显著性水平设定为p < 0.05。

在检验主要研究假设之前，首先使用皮尔逊相关分析检验了研究变量（暴力态度、性骚扰态度和体育态度）的描述性统计（均值和标准差）以及这些变量之间的双变量关系。性别（1 = 男性，2 = 女性）作为控制变量（协变量）被纳入模型中。整体调节模型在统计上显著，当独立变量、调节变量、交互项和控制变量一起考虑时，它们解释了性骚扰态度总方差的26.06%（R2 = 0.2606，F(4, 345) = 33.6073，p < 0.001）。模型的均方误差（MSE）计算为120.5327。分析的系数值和显著性水平在表4中呈现。表4显示了关于对体育态度调节作用的模型系数。当检验表4中的主要效应时，发现对暴力的态度对性骚扰的态度有积极且显著的预测作用（β = 0.2707，t = 6.2812，p < 0.001），而对体育的态度则具有负向且显著的预测作用（β = ?0.1988，t = ?3.9089，p < 0.001）。研究的重点“对暴力的态度 × 对体育的态度”这一交互项在统计上也是显著的（β = ?0.0098，t = ?3.4010，p = 0.0008）。这一发现表明，交互项在统计上是显著的，说明对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关联强度会随着综合体育态度得分的变化而变化。作为控制变量纳入的性别因素也对性骚扰的态度有统计上的显著影响（β = 7.2583，t = 5.3955，p < 0.001）。系数值的分析表明，男性参与者（在此上下文中编码为1）在对性骚扰的态度上明显高于女性参与者。纳入性别变量并没有削弱暴力和体育态度之间的交互作用强度；相反，它增强了模型的解释能力，并表明在控制性别因素后，这种条件关联仍然在统计上显著。为了进一步研究已识别的调节效应的性质和方向，在不同的对体育态度水平（?1标准差、平均值和+1标准差）上进行了简单斜率分析。结果呈现在表5中。表5显示了在不同对体育态度水平下对暴力的态度的条件效应。表5中的条件效应分析结果表明，对暴力的态度对性骚扰的态度的影响在所有对体育的态度水平（低、中、高）上都是积极且显著的。然而，这种影响的程度取决于体育态度的水平。当个体的体育态度处于较低水平（?1标准差）时，暴力态度对性骚扰的态度的预测效应很强（效应 = 0.3861，p < 0.001）。随着体育态度达到平均水平，这种效应减弱（效应 = 0.2707，p < 0.001）。当个体的体育态度达到较高水平（+1标准差）时，暴力态度对性骚扰的态度的预测能力降至最低点（效应 = 0.1554，p = 0.0054）。此外，应用了Johnson-Neyman技术，证明在观察的数据范围内没有非显著性的转折点。在整个数据范围内，这种效应始终在统计上显著，从最低的体育态度得分（?37.8143；效应 = 0.6401）到最高的得分（14.1857；效应 = 0.1321）。这些发现表明，在较高的体育态度综合水平上，对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关联较弱。图2中的简单斜率图可视化了体育态度的调节效应的性质。图表显示，在所有调节变量水平上，对暴力的态度与对性骚扰的态度之间存在正向关系。然而，随着体育态度得分的增加（由蓝色虚线表示），暴力态度对性骚扰的态度的预测能力显著减弱。在较低的体育态度水平上，对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关联更强，在较高的水平上则较弱，这与回归模型中观察到的统计调节模式一致。图2显示了对暴力的态度和对体育的态度对性骚扰的态度的交互效应。

4. 讨论
本研究考察了体育态度是否在大学样本中调节了对暴力的态度与对性骚扰的态度之间的关联。与提出的假设一致，对暴力的态度与对性骚扰的更接受态度呈正向关联。此外，综合体育态度得分显著调节了这种关联。具体来说，在较高的体育态度综合水平上，支持暴力的态度与支持骚扰的态度之间的正向关系较弱。然而，这种关联在观察到的调节变量范围内并未完全消失，表明这是一种条件性的减弱——而不是消除。支持暴力的态度与接受性骚扰的态度之间的正向关联与之前的基于性别的和社会心理研究结果一致，这些研究表明，使攻击性合法化的认知图式往往与将强制或性剥削行为正常化的信念交织在一起（Bogen等人，2022；Vescio等人，2025）。研究显示，同伴规范对攻击性的支持和对强奸谬论的接受常常同时存在，这反映了更广泛的信念体系，在这些体系中，攻击性和强制行为在认知上被合理化（Bogen等人，2022）。实验发现进一步表明，男性气质威胁和愤怒反应可能会增加对性暴力的积极评价（Vescio等人，2025）。在这一背景下，目前的发现支持这样的解释：支持骚扰的态度与更广泛的暴力支持导向紧密相关。统计上显著的交互项表明，支持暴力的态度与支持骚扰的态度之间的关联强度会随着体育态度得分的变化而变化。重要的是，零阶相关性表明，对体育的态度与对暴力的态度或性骚扰的态度没有直接关联。尽管零阶关联不显著，但在控制了暴力态度后，回归结果显示出体育态度的小但显著的负向主要效应。这种模式可能反映了抑制性的动态，在完整的模型结构中，体育态度与结果之间的关联才变得明显（Hayes，2017）。然而，这种解释是事后的，应谨慎解读。缺乏涉及体育态度的有意义的双变量关联引发了关于交互效应稳定性和实质重要性的疑问。在得出关于这种模式可靠性的结论之前，需要在独立样本中进行复制验证。同时，先前的研究已经记录了体育环境与性别不平等规范、支持攻击性的同伴氛围以及权力不对称性（特别是在教练与运动员关系中）相关的情境，这些情况可能与更高的风险相关（Forbes等人，2006；Bogen等人，2022；Gaedicke等人，2021；Verhelle等人，2022）。尽管本研究测量的是自我报告的态度倾向而非特定体育环境的特征，但需要明确指出，本研究的横断面设计不允许得出方向性或因果性的结论。观察到的关联反映了理论框架内的统计关系，但不能排除反向关系——例如，支持骚扰的态度塑造与暴力相关的评价——或未测量意识形态因素的影响。观察到的条件关联是在社会学习理论（Bandura，1977）的背景下提出的；然而，横断面设计不允许得出有关任何学习或价值观内化过程的结论。然而，鉴于横断面设计，无法确定这种过程是否是观察到的统计模式的基础。研究表明，体育精神规范和个人及社会责任感的气候与较低的攻击性水平相关（Courel-Ibá?ez等人，2019），并且团队认同过程可以根据其结构来抑制或强化支持攻击性的叙述（Rudd & Stokowski，2024）。从这个角度来看，观察到的减弱可能在理论上是与这种基于价值观的过程一致的；然而，应当注意，本研究中使用的体育态度综合体反映的是对体育的广泛态度倾向——包括道德、竞争和社会维度——而不是狭义的道德价值导向。因此，现有的数据无法确定观察到的统计模式背后的具体机制。将性别作为控制变量纳入后，发现性别对性骚扰的态度有统计上的显著影响（β = 7.258，SE = 1.345，t = 5.396，p < 0.001），男性参与者对性骚扰的容忍度明显高于女性参与者。这一发现与大量研究结果一致，这些研究表明性别是预测与骚扰相关态度的最稳健因素之一，男性通常比女性更支持骚扰行为（Trottier等人，2025；Sakall?-U?urlu等人，2010）。支持骚扰的性别化信念反映了更广泛的社会化模式，在这些模式中，传统的男性气质规范、对强奸谬论的接受以及对抗性的性观念在男性群体中更为普遍（Vescio等人，2025；Bogen等人，2022）。重要的是，性别的纳入并没有减弱核心调节效应；相反，交互项变得更加统计显著（β = ?0.010，p = 0.0008），并且整个模型解释了更大比例的骚扰态度方差（R2 = 0.261对比0.195）。这种模式表明，条件关联并非完全由性别差异解释。然而，应当注意，性别只是几个潜在相关协变量中的一个；诸如性别歧视、性别角色信念、先前的体育参与以及特定体育环境的暴露等因素尚未评估，可能解释了观察到的关联。尽管调节效应在统计上显著，但交互项解释的增量方差较小（原始模型中的ΔR2 = 0.011）。在控制性别因素后，交互项仍然在统计上显著（β = ?0.010，p = 0.0008）；然而，这并没有完全解释潜在的遗漏变量偏差，且效应的大小仍然较小。鉴于效应大小较小且缺乏涉及调节变量的双变量关联，目前的发现应被视为初步和探索性的，而不是确立了一个明确的调节机制。观察到的交互效应为未来的假设生成提供了统计依据，但本身并不构成强有力的理论证据。总体而言，这些发现表明，在较高的体育态度综合水平上，支持暴力的态度与支持骚扰的态度之间的关联较弱。然而，由于这种综合体涵盖了体育态度的道德、竞争和社会维度，目前尚不清楚是体育态度的哪个具体方面导致了这种模式。然而，应当强调，这种解释是基于自我报告的价值观导向，而不是观察到的体育环境或氛围。类似的条件减弱模式是否会在实际的体育参与测量或特定体育环境中出现，仍然是一个开放的实证问题。

5. 结论
本研究发现了大学生中对暴力的态度与接受性骚扰的态度之间存在正向关联。此外，综合体育态度得分与这种关系的条件性减弱有统计上的显著关联，尽管程度较小。这些发现表明，与体育相关的态度倾向可能与研究支持骚扰的信念体系有关，未来的研究可以考虑探索这些关系的条件结构。然而，鉴于横断面设计、效应的大小以及体育态度综合体的广泛性质，目前的发现应被视为初步和探索性的。该研究提供了一个统计观察结果，可能为未来的假设驱动研究提供信息，而不是建立一个清晰可解释或具有实际操作性的结论。

6. 建议
目前的发现是横断面的，并基于自我报告的态度数据；因此，它们不支持直接的实际建议。然而，观察到的统计模式与先前的文献一致，这些文献研究了与更广泛社会信念体系相关的体育相关态度倾向（Verhelle等人，2022；Courel-Ibá?ez等人，2019）。这些考虑因素可能会为未来研究的设计提供参考，这些研究将探讨不同人群和环境中与运动相关态度与骚扰相关信念之间的关系。先前的研究已经确定，男性气质威胁和支持攻击性的意识形态是形成支持骚扰态度的相关因素（Vescio等人，2025年；Gaedicke等人，2021年）。未来的研究可能会探讨这些因素是否与与运动相关的态度取向相互作用，从而影响对骚扰的评估，特别是在权力不对称较为明显的教练与运动员关系中。干预研究已经证明了交互式培训模式在提高对骚扰的认识和预防意图方面的有效性（Cronin等人，2024年；McQueen & Murphy-Oikonen，2025年）。此类干预是否与与运动相关的态度取向相互作用仍然是一个尚未解决的实证问题，未来的研究可以对此进行探究。

7. 局限性
需要考虑几个局限性。首先，横断面设计无法得出关于观察到的关系方向的因果结论。尽管调节分析可以识别出条件性关联，但需要纵向或实验设计来确定因果机制。其次，所有测量都依赖于自我报告工具。尽管努力确保匿名性和减少社会期望偏差，但与暴力和性骚扰相关的回应可能会受到印象管理的影响。此外，参与的自愿性质引入了自我选择偏差的可能性：对所测量构造持有特别强烈或特别温和态度的个体可能更有可能或不太可能参与，这可能会影响响应的分布以及变量之间的关系。第三，样本仅包括来自同一机构背景的大学生。由于先前的研究表明，不同运动文化的规范氛围存在显著差异（Forbes等人，2006年；Gaedicke等人，2021年），因此这些发现可能难以推广到其他运动项目、竞技水平或社会文化环境中。第四，当前模型将性别作为控制变量；然而，没有考虑其他潜在的协变量，如运动参与历史、运动身份或相关的心理社会变量。将此类变量纳入未来的研究将能够更全面地解释这里观察到的态度关联。第五，“对运动的态度”量表是一个综合得分，汇总了三个子量表：伦理道德价值观、竞争性和社会维度。当前研究仅考察了整体运动态度的调节作用，而没有分别分析这些子量表。不同维度的运动态度可能会产生不同的调节效应——例如，伦理道德价值观导向可能比竞争性导向的态度具有更强的缓冲作用。未来的研究应分别分析各个子量表的调节作用，以更细致地理解相关机制。更广泛地说，综合运动态度得分的构念有效性受到其子量表内容的异质性的限制：虽然伦理道德价值观子量表最直接反映了与理论框架相关的规范道德取向，但竞争性和社会维度子量表包含的内容与基于价值观的道德推理的关联较弱。未来的研究应分析各个子量表的调节作用，以确定哪些方面的运动态度在理论和实证上与暴力和骚扰态度之间的联系最为相关。最后，尽管调节效应在统计上显著，但其大小较为温和。因此，在解释实际意义时应谨慎。未来的研究可以探讨其他可能影响支持暴力的态度并与骚扰评估相互作用的情境或身份相关因素。