李 改，王 斌，劉 煉，林惠茹，胡 月

(1. 華中師范大學(xué)體育學(xué)院，湖北 武漢 430070；2. 湖州師范學(xué)院體育學(xué)院，浙江 湖州 313000；3. 天津體育學(xué)院體育教育與教育科學(xué)學(xué)院，天津 301617)

體育彩票宣傳對體育彩票品牌形象塑造及其繁榮發(fā)展具有重要的推動作用。 然而，不當(dāng)?shù)捏w彩宣傳則可能會誘發(fā)體育彩民不健康的購彩心理，產(chǎn)生問題購彩。 問題購彩是指對個體及相關(guān)他人(家人或朋友等)產(chǎn)生消極影響的購彩行為[1]48，不僅影響彩民自身的身心健康和情緒狀態(tài)，還影響其人際和諧、家庭和睦及社會穩(wěn)定，厘清其成因并制定有效的預(yù)防措施是體育彩票業(yè)健康和可持續(xù)發(fā)展亟待解決的關(guān)鍵問題。 體彩不當(dāng)宣傳是誘發(fā)體育彩民問題購彩的一個重要的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素，這一觀點(diǎn)在學(xué)術(shù)界[2]49和媒體業(yè)界[3]已達(dá)成共識。

但關(guān)于體彩不當(dāng)宣傳的影響路徑及機(jī)制卻鮮有探討，這在一定程度上制約了體育彩民購彩風(fēng)險(xiǎn)預(yù)防及有效干預(yù)對策的制定。 基于純粹曝光效應(yīng)以及刺激-機(jī)體-反應(yīng)理論(Stimulus-Organism-Response，SOR)，體彩不當(dāng)宣傳可能會誘發(fā)體育彩民產(chǎn)生不良的購彩動機(jī)(如購彩金錢動機(jī))、強(qiáng)烈的情緒傾向(如強(qiáng)迫型激情)及非理性的購彩行為，導(dǎo)致問題購彩的風(fēng)險(xiǎn)增加。 購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情作為個體風(fēng)險(xiǎn)因素可能在不當(dāng)宣傳這一環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素對問題購彩的影響中發(fā)揮介質(zhì)作用。 此外，體育彩票發(fā)行本為吸收社會閑散資金，推動社會保障事業(yè)發(fā)展。 然而，相關(guān)調(diào)查顯示我國低收入體育彩民已然成為購彩主力[4]23，易陷入“越窮越買”“越買越窮”的問題購彩風(fēng)險(xiǎn)困境。 低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民因文化水平和社會資源的局限性以及缺少有效改善經(jīng)濟(jì)狀況或獲得高收入的機(jī)會而更傾向于依賴外界的力量，對不當(dāng)宣傳的“抵抗力” 相對更低，誘發(fā)問題購彩的風(fēng)險(xiǎn)可能更高。 基于此，本研究探索以上變量在體彩不當(dāng)宣傳影響問題購彩中的作用，為我國體育彩票健康和可持續(xù)發(fā)展提供參考依據(jù)。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的直接作用

體彩不當(dāng)宣傳，又稱體彩不良信息傳播，是指體育彩票傳播主體借助不同渠道進(jìn)行的虛假性、誤導(dǎo)性以及欺騙性的宣傳[5]54(如投注技巧、中獎號碼可預(yù)測和中大獎等信息)。 盡管本土化體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩之間關(guān)系的實(shí)證研究較少，但博彩領(lǐng)域的相關(guān)研究為本文奠定了理論基礎(chǔ)。 例如，博彩領(lǐng)域既有研究揭示，博彩者感知到的不當(dāng)宣傳信息會導(dǎo)致問題博彩的發(fā)生[6]21，且該影響會隨問題博彩嚴(yán)重程度的增加而增加，問題博彩水平越高，博彩不當(dāng)宣傳的影響越大[7]483。 購彩領(lǐng)域的最新研究也從側(cè)面提供了證據(jù)，如不當(dāng)宣傳是體育彩民購彩健康消極因子(消極情緒和社會危害)的社會層面風(fēng)險(xiǎn)因素[2]49。 基于此，提出研究假設(shè)H1:體彩不當(dāng)宣傳可以正向預(yù)測體育彩民的問題購彩。

1.2 購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情的中介作用

購彩金錢動機(jī)是指為增加金錢收入而從事的購彩行為[8]。 金錢動機(jī)被視為購彩者[9]的首要動機(jī)，是激勵個體參與購彩的關(guān)鍵因素[10]。 購彩金錢動機(jī)可能在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起中介作用。首先，體彩不當(dāng)宣傳可能會激發(fā)體育彩民的購彩金錢動機(jī)。 誘惑性的博彩信息會刺激博彩者的博彩動機(jī)，尤其是中大獎新聞的大肆渲染，會導(dǎo)致博彩者在“易得性啟發(fā)式”的作用下提取中獎的線索，產(chǎn)生豐富的中獎聯(lián)想[11]。 易中獎、中大獎等不當(dāng)宣傳信息的環(huán)境會激發(fā)體育彩民產(chǎn)生“不勞而獲”“一夜暴富”等心理[12]，強(qiáng)化購彩金錢動機(jī)。 其次，購彩金錢動機(jī)可能會影響問題購彩。 金錢動機(jī)是問題博彩形成與發(fā)展的關(guān)鍵因素[5]79，相比其他動機(jī)類型(娛樂、刺激、逃避和社交)，其對問題博彩的影響更大[13]21。 對于持金錢動機(jī)購彩的體育彩民而言，無論是“賠了想回本”還是“中了還想中”，都可能沉溺其中，最終導(dǎo)致問題購彩。 基于此，提出假設(shè)H2:購彩金錢動機(jī)在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起中介作用。

購彩強(qiáng)迫型激情是指個體無法控制自身購彩沖動的思想狀態(tài)[14]。 購彩強(qiáng)迫型激情可能在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起中介作用。 首先，體彩不當(dāng)宣傳可能會影響購彩強(qiáng)迫型激情。 博彩領(lǐng)域的相關(guān)研究指出，博彩宣傳會激發(fā)博彩者博彩的強(qiáng)烈情緒傾向[15]，與賠率等宣傳內(nèi)容相比，風(fēng)險(xiǎn)低和現(xiàn)金返還率高的宣傳內(nèi)容更會提高博彩者的喚醒水平，激發(fā)其激昂情緒，增加問題博彩風(fēng)險(xiǎn)[16]。 另外，既有研究一致認(rèn)為，博彩強(qiáng)迫型激情與個體行為的消極效應(yīng)相關(guān)，能夠預(yù)測博彩者的問題博彩[17]。 基于此，提出假設(shè)H3:購彩強(qiáng)迫型激情在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起中介作用。

此外，購彩金錢動機(jī)可能影響購彩強(qiáng)迫型激情。Back 等[18]發(fā)現(xiàn)博彩動機(jī)與博彩激情密切相關(guān)。 Lee等[19]845在關(guān)于博彩激情與博彩動機(jī)關(guān)系模型的研究中進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，博彩外在動機(jī)(如獲取金錢)與博彩強(qiáng)迫型激情呈顯著正相關(guān)，且博彩金錢動機(jī)是博彩強(qiáng)迫型激情的前因變量之一。 因此，提出假設(shè)H4:購彩金錢動機(jī)與購彩強(qiáng)迫型激情在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

1.3 社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)作用

社會經(jīng)濟(jì)地位是指由于政治、經(jīng)濟(jì)等多種原因而形成的，在社會層次結(jié)構(gòu)中處于不同地位的群體，這些群體之間存在著客觀的社會資源(教育水平、收入和職業(yè))的差異以及主觀上感知到的由此造成的社會地位的差異[20]546。 首先，體彩不當(dāng)宣傳對不同社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民問題購彩的影響可能不同?；陔A層的社會認(rèn)知理論，低社會經(jīng)濟(jì)地位個體傾向于情境主義，其行為更易受到個體不可控制的外部因素的影響，如宣傳信息。 究其原因可能在于低社會經(jīng)濟(jì)地位個體的生活環(huán)境中存在更多不穩(wěn)定和不可控的因素，例如:可能面臨急劇的生活轉(zhuǎn)變或慢性壓力卻缺少有效的改善機(jī)會[21]，也較難自主創(chuàng)造機(jī)會，對外部力量的依賴性更強(qiáng)，在體彩不當(dāng)宣傳的影響下更易過度購彩，陷入“越窮越買”而又“越買越窮”的困境。 既有相關(guān)研究也證實(shí)低收入體育彩民購彩行為更甚[4]23。 高社會經(jīng)濟(jì)地位可為體育彩民的購彩行為提供保護(hù)性因素。 高社會經(jīng)濟(jì)地位個體的行為主要受其內(nèi)部特質(zhì)和情感等因素的影響，其自我價(jià)值可能得到一定程度的滿足[22]，較少受到諸如購彩情境中的不當(dāng)宣傳信息等環(huán)境因素的影響。 因此，高社會經(jīng)濟(jì)地位可能削弱體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的影響。 基于此，提出假設(shè)H5:社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間起調(diào)節(jié)作用。

其次，社會經(jīng)濟(jì)地位可能調(diào)節(jié)體彩不當(dāng)宣傳對購彩金錢動機(jī)的影響。 一方面基于刺激-機(jī)體-反應(yīng)理論，外在環(huán)境作為誘因，會引導(dǎo)個體趨向特定的目標(biāo)。 不當(dāng)宣傳作為外部誘因會激發(fā)體育彩民購彩的金錢動機(jī)。 另一方面基于博彩風(fēng)險(xiǎn)-保護(hù)因素模型的觀點(diǎn)[23]，環(huán)境的資源特征，尤其是易中獎、中大獎等宣傳信息會激發(fā)體育彩民產(chǎn)生與購彩獎賞相關(guān)的認(rèn)知，并且可能與社會經(jīng)濟(jì)地位相互作用影響購彩金錢動機(jī)和問題購彩。 社會經(jīng)濟(jì)地位越低，可能越趨于冒險(xiǎn)和投機(jī)行為，從而表現(xiàn)為越高的購彩金錢動機(jī)水平，增加問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。 基于此，提出研究假設(shè)H6:社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳與購彩金錢動機(jī)間起調(diào)節(jié)作用。

盡管既有研究揭示了不當(dāng)宣傳、金錢動機(jī)、強(qiáng)迫型激情和問題購彩兩兩變量之間的關(guān)系，但多為西方博彩領(lǐng)域的相關(guān)研究，針對體育彩民群體的實(shí)證分析較為鮮見。 另外，諸多研究揭示我國體育彩票消費(fèi)呈現(xiàn)“越窮越買”的態(tài)勢，與高社會經(jīng)濟(jì)地位的體育彩民相比，宣傳作為環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素是否對低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民問題購彩的影響更大? 基于此，本研究將實(shí)證探討體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的影響以及購彩金錢動機(jī)、購彩強(qiáng)迫型激情在其間的鏈?zhǔn)街薪樽饔煤蜕鐣?jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)作用(圖1)，以期解釋體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的影響機(jī)制，為體育彩民問題購彩預(yù)防和干預(yù)提供理論依據(jù)和實(shí)踐參考。

圖1 體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩影響關(guān)系的概念模型Figure 1 Conceptual model of relationship between improper propaganda and problem lottery playing

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)調(diào)查

采取分層抽樣法，在全國選擇代表不同地域的9 個省(自治區(qū)和直轄市):北京、浙江、重慶、湖北、江西、陜西、云南、廣西、黑龍江等展開調(diào)查，每個省(自治區(qū)和直轄市)選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的3 個城市，每個城市下分城區(qū)和郊區(qū)兩個調(diào)查區(qū)域，每個調(diào)查區(qū)域隨機(jī)選擇2 ～3 個體育彩票銷售點(diǎn)。 共計(jì)發(fā)放4 050 份，回收3 998 份，剔除無效問卷后獲得有效問卷3 770 份。 由于涉及社會經(jīng)濟(jì)地位變量，將職業(yè)、收入和學(xué)歷3 項(xiàng)信息中兩項(xiàng)填答不完整、極端數(shù)值和職業(yè)賦值差異較大的問卷再次予以剔除，最終獲得3 120 份問卷。 樣本性別分布:男性2 629名，占84.26%；女性491 名，占15.74%。 樣本年齡分布:18 ～29 歲715 名，占22.92%；30 ～39 歲845名，占27.08%；40 ～49 歲802 名，占25.71%；50 ～59 歲480 名，占15.38%；60 歲及以上278 名，占8.91%。 樣本學(xué)歷分布:初中及以下學(xué)歷483 名，占15.48%；高中學(xué)歷1 173 名，占37.60%；大專學(xué)歷930 名，占29.81%；本科及以上534 名，占17.11%。樣本月收入分布:3 000 元以下1 009 人， 占32.34%；3 000 元～5 999 元1 801 人，占57.72%；6 000 ～8 999 元248 人，占7.95%；9 000 元及以上62 人，占1.99%。 購彩年限為0.25 ～30 年(x＝8.07，s＝5.32)。

2.2 研究工具

2.2.1 體彩不當(dāng)宣傳問卷 采用史文文[5]57開發(fā)的體彩不當(dāng)宣傳問卷，評估體育彩民暴露于不當(dāng)宣傳信息的頻率，包括4 道題目，如“接觸到彩票號碼可預(yù)測性的報(bào)道和宣傳信息”等。 量表采用5 點(diǎn)計(jì)分，從1(從未如此)到5(總是如此)。 分?jǐn)?shù)越高，代表體育彩民不當(dāng)宣傳暴露水平越高。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.88。

2.2.2 購彩金錢動機(jī)問卷 采用由Lee 等[13]26編制、霍翩[24]17檢驗(yàn)的購彩金錢動機(jī)問卷，評估體育彩民為中大獎獲取金錢而購彩的動機(jī)，包括5 道題目，如“我買彩票是因?yàn)橄牖ㄐ″X中大獎”等。 量表采用5 點(diǎn)計(jì)分，從1(非常不同意)到5(非常同意)。分?jǐn)?shù)越高，代表購彩金錢動機(jī)水平越高。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.73。

2.2.3 購彩強(qiáng)迫型激情問卷 采用Castelda 等[25]編制的博彩激情問卷的強(qiáng)迫型激情分問卷。 本研究根據(jù)購彩情境進(jìn)行本土化檢驗(yàn)，模型擬合良好(RMSEA ＝0.04，SRMR ＝0.04，GFI ＝0.98，CFI ＝0.99，IFI ＝0.99，NNFI ＝0.97)。 購彩強(qiáng)迫型激情包含5道題目，如“我很難控制自己買彩票的想法”。 采用7 點(diǎn)計(jì)分，從1(從未如此)到7(總是如此)。 分?jǐn)?shù)越高，代表購彩強(qiáng)迫型激情水平越高。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.91。

2.2.4 問題購彩問卷 采用Ferris 和Wynne[1]48編制、霍翩[24]17檢驗(yàn)的問題購彩問卷，測量體育彩民購彩行為的問題嚴(yán)重程度。 問卷共包含9 道題目，如“買彩票虧錢后總想著再把它賺回來”。 采用4 點(diǎn)計(jì)分，從0(從未如此)到3(總是如此)，要求被試根據(jù)自己過去12 個月的購彩情況進(jìn)行作答。 分?jǐn)?shù)越高，代表問題購彩水平越高。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.88。

2.2.5 社會經(jīng)濟(jì)地位 借鑒Bradley 和Corwyn[26]的社會經(jīng)濟(jì)地位計(jì)算方式，綜合個人經(jīng)濟(jì)收入、受教育程度及職業(yè)3 個指標(biāo)反映。 具體步驟如下:第1步，調(diào)查體育彩民的受教育年限、月經(jīng)濟(jì)收入及職業(yè)。 第2 步，對以上3 個指標(biāo)進(jìn)行賦值:受教育年限的賦值為初中文化程度賦值1，高中文化程度賦值2，大專文化程度賦值3，本科文化程度賦值4，研究生及以上文化程度賦值5；職業(yè)的賦值采用陸學(xué)藝[27]提出的十大社會階層職業(yè)分類，分別賦值為1 ～10 分。 為保證賦值的準(zhǔn)確性和一致性，邀請2位研究生同時(shí)進(jìn)行預(yù)賦值和正式賦值，正式賦值后進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，Cohen’s kappa 系數(shù)為0.81，P＜0.001，依據(jù)Cohen’s kappa 系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)[28](小于0.20代表較差，0.41 ～0.60 代表中等，0.61 ～0.80 代表較強(qiáng)，0.81 ～1.00 代表強(qiáng))可知，職業(yè)賦值具有較強(qiáng)的一致性；個人月收入賦值為1 表示600 元及以下，2 表示601 ～1 800 元，3 表示1 801 ～3 000 元，4 表示3 001 ～6 000 元，5 表示6 001 ～9 000 元，6 表示9 001 ～12 000 元，7 表示12 001 ～20 000 元，8 表示20 000 元以上。 第3 步，若3 個指標(biāo)中缺失了1 個指標(biāo)，則使用3 個指標(biāo)中的2 個指標(biāo)對缺失的1 個指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，使用估計(jì)值代替缺失值。 第4步，利用SPSS 檢驗(yàn)3 個指標(biāo)的擬合程度，因子分析結(jié)果表明KMO 的值為0.70，Bartlett 球形檢驗(yàn)值為2 385.79，P＜0.001，表明所測3 個指標(biāo)可以進(jìn)行合并。 將3 項(xiàng)指標(biāo)轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)分，進(jìn)行主成分分析，得到1 個特征根大于1 的主因子，解釋了68.10%的方差。 得到SES 指標(biāo)的計(jì)算公式＝(0.82*Z個人月收入+0.84*Z職業(yè)+0.81*Z受教育程度)/2.04。 其中0.82、0.84、0.81 分別是3 個指標(biāo)的因子載荷，2.04 為第1個因子的特征根。 分?jǐn)?shù)越高，表示體育彩民社會經(jīng)濟(jì)地位水平越高。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 20.0 進(jìn)行量表的信度檢驗(yàn)、共同方法偏差檢驗(yàn)、描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和斜率分析等，運(yùn)用AMOS 24.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，運(yùn)用Hayes 等編寫的Process 插件進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究使用自我報(bào)告的方法收集數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差。 采用多條目測量核心構(gòu)念和平衡項(xiàng)目順序法(將各核心構(gòu)念分離放置于問卷不同位置)減少共同方法偏差對研究的影響。 同時(shí)，采用Harman 單因子檢驗(yàn)法[29]進(jìn)行同源方差檢驗(yàn)。 結(jié)果顯示特征值大于1 的因子有5 個，第1 個因子解釋的變異量為25.34%，小于40%的臨界值。 程序控制和統(tǒng)計(jì)控制均表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

利用Pearson 相關(guān)法檢驗(yàn)體彩不當(dāng)宣傳、購彩金錢動機(jī)、購彩強(qiáng)迫型激情、問題購彩、社會經(jīng)濟(jì)地位兩兩變量之間的相關(guān)性，結(jié)果見表1。 由表1 可知，體彩不當(dāng)宣傳、購彩金錢動機(jī)、購彩強(qiáng)迫型激情及問題購彩兩兩之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系(P＜0.01)，社會經(jīng)濟(jì)地位與購彩金錢動機(jī)、購彩強(qiáng)迫型激情和問題購彩呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(P＜0.01)。 變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.70，說明變量相對獨(dú)立，可進(jìn)行后續(xù)的統(tǒng)計(jì)與分析。

表1 變量相關(guān)性分析Table 1 Correlation analysis of variables

3.3 購彩金錢動機(jī)與購彩強(qiáng)迫型激情的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析

依據(jù)方杰等推薦的新程序——偏差校正的百分位Bootstrap 法[30]進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，采用Hayes[31]編制的Process 插件鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?Model 6)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2 和表3。

表2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗(yàn)Table 2 Test Results of serial mediation model

表3 Bootstrap 中介效應(yīng)分析結(jié)果Table 3 Analysis result of Bootstrap intermediary effect

由表2 可知，控制了性別與年齡的影響后，體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的直接效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)為0.24，95%的置信為區(qū)間為[0.21，0.26]。 購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩之間的中介效應(yīng)均顯著，間接總效應(yīng)值為0.11，95%的置信區(qū)間為[0.10， 0.14]。 其中，購彩金錢動機(jī)的中介效應(yīng)值為0.07，95% 的置信區(qū)間為[0.06，0.08]；購彩強(qiáng)迫型激情的中介效應(yīng)值為0.02，95%的置信區(qū)間為[0.01，0.04]；購彩金錢動機(jī)與購彩強(qiáng)迫型激情的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)值為0.02，95%的置信區(qū)間為[0.02，0.03]。 以上95%的置信區(qū)間不包含0，假設(shè)H1、H2、H3 和H4 得到驗(yàn)證。

3.4 社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)作用

運(yùn)用Process 插件有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?Model 86)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。 在模型5 中，引入調(diào)節(jié)變量后，體彩不當(dāng)宣傳與社會經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)對問題購彩的負(fù)向預(yù)測作用顯著(B＝-0.05，T＝ - 3.91，P＜0.001)，95% 的置信區(qū)間為[ -0.08，-0.03]，不包括0，即社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的預(yù)測中起調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H5 成立。 在模型6 中，社會經(jīng)濟(jì)地位對購彩金錢動機(jī)具有負(fù)向預(yù)測作用，社會經(jīng)濟(jì)地位越低，購彩金錢動機(jī)水平越高。 引入調(diào)節(jié)變量后，體彩不當(dāng)宣傳與社會經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)對購彩金錢動機(jī)的負(fù)向預(yù)測作用不顯著(B＝-0.03，T＝-1.72，P＞0.05)，95%的置信區(qū)間為[ -0.06，0.00]，包括0，即社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳與購彩金錢動機(jī)間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在，假設(shè)H6 不成立。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)Table 4 Test results of moderate Effect

為進(jìn)一步了解社會經(jīng)濟(jì)地位與體彩不當(dāng)宣傳交互影響問題購彩效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，將社會經(jīng)濟(jì)地位按平均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差分為高社會經(jīng)濟(jì)地位組和低社會經(jīng)濟(jì)地位組。 調(diào)節(jié)效應(yīng)值及95%的置信區(qū)間如表5 所示。 進(jìn)一步進(jìn)行簡單斜率分析可知，對高社會經(jīng)濟(jì)地位組來說，體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩具有顯著的正向預(yù)測作用(B＝0.33，T＝8.90，P＜0.001)；而對低社會經(jīng)濟(jì)地位組來說，體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的正向預(yù)測作用更強(qiáng)(B＝0.53，T＝11.21，P＜0.001)。

表5 體彩不當(dāng)宣傳在社會經(jīng)濟(jì)地位不同水平上對問題購彩的效應(yīng)Table 5 Mediating effect of improper propaganda on different socioeconomic status

4 討論

本研究探討了體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的影響過程和作用機(jī)制，分析了購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡约吧鐣?jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)作用。

首先，相關(guān)和回歸分析發(fā)現(xiàn)，體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩具有顯著的正向影響，表明體彩不當(dāng)宣傳作為重要的環(huán)境因素增加了體育彩民問題購彩發(fā)生的可能性。 這與博彩領(lǐng)域有關(guān)研究結(jié)果相一致[6]21[7]483。 一方面，基于純粹曝光效應(yīng)，當(dāng)體育彩民過多暴露于不當(dāng)宣傳的刺激下時(shí)，會在心理上夸大這些刺激的吸引力，從而增加問題購彩的風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，投注技巧、易中獎、中大獎等宣傳刺激易導(dǎo)致體育彩民在“易得性啟發(fā)式”的作用下提取有關(guān)購彩技巧和購彩中獎容易等線索，并提高這些線索在知覺或記憶中的可獲得性程度，產(chǎn)生過高的購彩預(yù)期及意向，增加問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。 針對這一研究結(jié)果，本研究認(rèn)為在當(dāng)前體育彩票社會責(zé)任踐行中，體育彩票發(fā)行機(jī)構(gòu)或彩票管理者有必要在宣傳時(shí)坦承體育彩票本身的博弈成分，并普及其中獎概率，幫助體育彩民形成正確的認(rèn)知，做到知情選擇，降低問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。

其次，體彩不當(dāng)宣傳可以通過購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情的單獨(dú)中介作用以及兩者的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊憜栴}購彩。 基于刺激- 機(jī)體- 反應(yīng)理論，體育彩民長期暴露于購彩技巧、易中獎和中大獎這一外部刺激下，會誘發(fā)購彩金錢動機(jī)及強(qiáng)烈的情緒反應(yīng)傾向，對于問題購彩嚴(yán)重者影響更甚，可能加劇其強(qiáng)迫型激情。 另外，宣傳通常與個體的潛意識激發(fā)有關(guān)，潛意識屬于深埋于心底、具備原始欲望和本能沖動的情緒[32]，飽含著巨大的熱情，代表著個體潛在的消費(fèi)欲望[33]。 易中獎和中大獎等宣傳信息有可能激活、帶動體育彩民強(qiáng)迫型購彩激情，購彩行為模式的自動化被加強(qiáng)導(dǎo)致問題購彩。 購彩金錢動機(jī)對購彩強(qiáng)迫型激情的影響與博彩領(lǐng)域相關(guān)研究結(jié)果[19]845一致。 基于購彩激情的二元模型，購彩激情分為和諧型激情和強(qiáng)迫型激情，和諧型激情與購彩積極效應(yīng)有關(guān)，強(qiáng)迫型激情與購彩消極后果有關(guān)。同時(shí)娛樂、刺激和社交等購彩動機(jī)對和諧型激情具有正向影響，金錢動機(jī)對強(qiáng)迫型激情具有正向影響。因此，在體育彩民問題購彩的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)防中，可考慮在體育彩票宣傳的內(nèi)容上進(jìn)行精心設(shè)計(jì)以增強(qiáng)彩民購彩的娛樂和刺激動機(jī)，弱化金錢動機(jī)，以避免體育彩民形成強(qiáng)迫型激情而增加問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。

再次，社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳與問題購彩間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。 相對高社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民，不當(dāng)宣傳對低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民問題購彩的影響更大。 基于階層的社會認(rèn)知理論，社會經(jīng)濟(jì)地位反映了個體所處環(huán)境的資源分布特征[20]546。來自低社會經(jīng)濟(jì)地位的體育彩民，其生存環(huán)境的資源較為缺乏，且包含很多不穩(wěn)定和不可控的因素，他們更渴求從彩票情境中尋求確定感和控制感。 尤其當(dāng)他們頻繁接觸到彩票投注技巧和他人中獎等宣傳信息時(shí)，更易受這些信息的影響而產(chǎn)生問題購彩。Blalock 等[34]和Haisley 等[35]均指出，購彩被低社會經(jīng)濟(jì)地位人群當(dāng)成一個難得的快速和大幅增加財(cái)富的機(jī)會，易中獎和中大獎的信息對其更具吸引力，可能會激發(fā)其對購彩結(jié)果的美好預(yù)期而加劇問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。 該調(diào)節(jié)機(jī)制的發(fā)現(xiàn)為理解不同社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民受體彩不當(dāng)宣傳的影響而產(chǎn)生問題購彩的機(jī)制提供了一些參考，對體育彩民問題購彩的預(yù)防和干預(yù)具有一定的指導(dǎo)意義。 提示要更關(guān)注體彩不當(dāng)宣傳對低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民的影響。 同時(shí)體育彩民要努力提高自身的經(jīng)濟(jì)收入與社會地位，提高對自身的控制感，減少對外界環(huán)境的依賴程度，以便于在體彩不當(dāng)宣傳這一情境因素的影響下能夠理性決策，降低問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。

此外，社會經(jīng)濟(jì)地位對購彩金錢動機(jī)具有負(fù)向預(yù)測作用，但其在體彩不當(dāng)宣傳與購彩金錢動機(jī)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。 如前所述，相對于高社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民，體彩不當(dāng)宣傳對低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民問題購彩的影響更大。 但在本文的中介機(jī)制中，尚未發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位在購彩金錢動機(jī)這一因素上發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。 這提示，除購彩金錢動機(jī)外，在體彩不當(dāng)宣傳對不同社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民問題購彩的影響中還可能存在其他近端變量，有待后續(xù)進(jìn)一步深入探討和挖掘。

5 結(jié)論與建議

1)體育彩民問題購彩與體彩不當(dāng)宣傳、購彩金錢動機(jī)、購彩強(qiáng)迫型激情均存在正相關(guān)，與社會經(jīng)濟(jì)地位存在負(fù)相關(guān)。

2)體彩不當(dāng)宣傳通過4 條路徑影響問題購彩:體彩不當(dāng)宣傳的直接預(yù)測作用，購彩金錢動機(jī)的中介作用，購彩強(qiáng)迫型激情的中介作用，購彩金錢動機(jī)和購彩強(qiáng)迫型激情的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

3)社會經(jīng)濟(jì)地位在體彩不當(dāng)宣傳對彩民問題購彩的影響中起調(diào)節(jié)作用，即對于低社會經(jīng)濟(jì)地位的體育彩民而言，體彩不當(dāng)宣傳對問題購彩的影響更大。

4)建議關(guān)注體彩不當(dāng)宣傳對低社會經(jīng)濟(jì)地位體育彩民的影響，并弱化彩民購彩的金錢動機(jī)，幫助彩民理性控制以避免發(fā)展為強(qiáng)迫型激情，從而減少問題購彩風(fēng)險(xiǎn)。