于少勇　孟國正　謝衛(wèi)平

摘要：用理論探討、訪談等方法形成理論構(gòu)想和條目池，分別以214名和407名大學(xué)高水平籃球運動員為研究對象，在經(jīng)過項目分析、探索性因子分析、驗證性因子分析以及一系列的信效度檢驗后，最終形成我國大學(xué)高水平籃球運動員對教練員的信任量表，包括能力、仁愛心、公正一致性3個維度共計10個條目，具有較好的信效度。運動員對教練員的信任對球隊平均每場得失分比不具有預(yù)測作用，對球隊成員之間合作行為具有預(yù)測作用。

關(guān)鍵詞：大學(xué)高水平籃球運動員；信任量表；因子分析；結(jié)構(gòu)方程；回歸分析

中圖分類號：G804.87；G841文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1006-7116(2009)01-0039-04

Trust of high performance college basketball players in China in their coaches and its relation with team performance

YU Shao-yong1，MENG Guo-zheng2，XIE Wei-ping3

（1.Department of Physical Education，Xi,an University of Electron Science＆technology，Xian 710071，China；

2.School of Physical Education，Henan Normal University，Xinxiang 453007，China；

3.School of Physical Education，Qinghai Normal University，Xining 810008，China）

Abstract: By using such methods as theoretical exploration and interview to form a theoretical conception and an item pool, the authors respectively used 214 and 407 high performance college basketball players as testees, and, after project analysis, verification factor analysis and a series of trustworthiness tests, finally formed a form of measurement of the trust of high performance college basketball players in China in their coaches, which includes totally 10 items in 3 dimensions, such as ability, kindness and fairness consistency, having good trustworthiness. The trust of the players in their coaches does not play a role in predicting the average ratio of the score won to the score lost per game played by the team, but plays a role in predicting the behavior of cooperation between team members.

Key words: top basketball players in universities；scale of trust；factor analysis；structural equation；regression analysis

信任是一個非常復(fù)雜的現(xiàn)象，它涉及心理、社會、經(jīng)濟(jì)、文化等多個層面，具有多維度多層次的特點。國外學(xué)者對信任問題的關(guān)注由來已久，然而直到20世紀(jì)50年代才真正引起西方社會科學(xué)研究者的注意，到20世紀(jì)70年代成為國外學(xué)術(shù)界的研究熱點[1]。運動員是運動隊管理工作的主要對象，是運動訓(xùn)練工作中的主體，競技體育系統(tǒng)中的一切工作成效最后都集中地表現(xiàn)于運動員的參賽成績之中，全部管理工作也主要圍繞著為運動員訓(xùn)練、比賽的成功而組織和開展[2]，故在本文的研究中，以運動員為信任者來進(jìn)行研究。運動員對教練員的信任是多次信任行為重復(fù)博弈的結(jié)果，他們之間的信任需要較長的時間和較大的成本才能構(gòu)建和維持，是在訓(xùn)練和比賽以及日常的人際交往中逐步建立起來的。因此，這種信任就不同于虛擬團(tuán)隊或臨時團(tuán)隊中的快速信任或臨時信任。目前國內(nèi)外的學(xué)者在對運動領(lǐng)域的信任問題進(jìn)行研究時，仍借用其他組織領(lǐng)域的研究工具，還未開發(fā)出專門應(yīng)用于運動領(lǐng)域的信任量表，另外，更缺少運動領(lǐng)域信任的實證研究。因此編制針對具有典型團(tuán)隊特征的球類集體項目運動員對教練員信任的測量工具就顯得尤為必要。

本文以我國大學(xué)高水平籃球運動員對教練員信任以及球隊績效作為研究對象，運動員為參加2008年第10屆CUBA全國分區(qū)賽西北賽區(qū)、東南賽區(qū)、東北賽區(qū)的52支我國大學(xué)高水平籃球隊。問卷調(diào)查分兩輪進(jìn)行，第1輪(初測)發(fā)放問卷218份，回收218份，其中4份為無效問卷(填答同一性質(zhì)答案)，有效問卷214份，有效率98.2%；第2輪(跨樣本檢驗)發(fā)放問卷413份，回收413份，其中6份為無效問卷(填答同一性質(zhì)答案)，有效問卷407份，有效率98.5%。將所獲數(shù)據(jù)通過SPSS11.0進(jìn)行探索性因子分析和一元線性回歸分析，通過AMOS6.0進(jìn)行量表的驗證性因子分析。

1運動員對教練員信任量表的編制

1)編制量表的理論基礎(chǔ)。

蔡翔[1]、Mayer[3]、McAllister[4]等認(rèn)為，能力、仁愛心、公正一致性是構(gòu)成信任的主要因素，因此本文主要基于這些理論基礎(chǔ)來進(jìn)行運動員對教練員信任量表的設(shè)計。但在前期訪談時發(fā)現(xiàn)，有些專家和教練員認(rèn)為在運動領(lǐng)域，公正性和一致性的含義有所不同，應(yīng)該是兩個不同的因素，故本文在設(shè)計初測量表時，將公正性和一致性分開，按4個因素來進(jìn)行設(shè)計。聘請5名相應(yīng)領(lǐng)域的專家對所設(shè)計的問卷條目進(jìn)行評定和修改以確定問卷的內(nèi)容效度。

2)項目分析。

基于毛志雄[5]的研究，在編制量表條目的篩選過程中，按以下步驟來進(jìn)行：1)計算每個分量表的Cronbachα系數(shù)。如果每個分量表的內(nèi)部一致性程度高，則Cronbach α系數(shù)應(yīng)達(dá)到或接近0.80。2)計算“決斷值”(critical ratio，即CR值)。將各題項得分的高、低27%作為高低組的分組指標(biāo)，對兩組中各題項的平均得分使用t檢驗進(jìn)行檢驗，若P>0.05，表示鑒別力不高，應(yīng)將此題刪除[6]。3)將校正題總相關(guān)小于0.3的條目刪除；4)將題總相關(guān)小于0.4的條目刪除；5)如果一個題目的題他相關(guān)高于題總相關(guān)(絕對值)，說明該題目測量目標(biāo)有誤，需要改變從屬分量表。6)區(qū)分度。即計算各個題目得分的標(biāo)準(zhǔn)差，它是檢驗測驗題目辨別力的實用方法[5]。

3)探索性因子分析。

經(jīng)過第1輪項目分析篩選后，本文將理論構(gòu)建的能力、仁愛心、公正、一致性4個因素共計19個條目的214名運動員的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析(EFA)，分析軟件采用SPSS11.0。在進(jìn)行因子分析之前，先進(jìn)行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗，得到KMO=0.926(>0.5)，極適合進(jìn)行EFA[6]。Bartlett球形檢驗，χ2=2 256.018，df=171，P=0.000。以上數(shù)據(jù)均表明母群體的相關(guān)矩陣間有共同因素存在。通過主成分分析法和正交旋轉(zhuǎn)中的方差最大法，對運動員對教練員的信任量表進(jìn)行因素萃取，共獲得了3個特征值大于1的共同因子，共解釋總方差的62.249%，其中公正性和一致性合為了一個維度，即公正一致性維度。因此，運動員對教練員信任量表由能力、仁愛心、公正一致性3個維度構(gòu)成。公正一致性要素包含了5個衡量條目，Cronbachα為0.852 5；仁愛心維度包含了3個衡量條目，Cronbachα為0.760 9；能力維度包含了3個衡量條目，Cronbachα為0.779 9，整體量表的Cronbachα為0.888 3。

4)運動員對教練員信任量表的SEM檢驗。

本研究將經(jīng)過項目分析保留的11個題目，共3個因素用于本次結(jié)構(gòu)公式模型檢驗。統(tǒng)計軟件為AMOS6.0，樣本量為214，方法為最大似然法(Maximum Likelihood，簡稱ML)，輸入數(shù)據(jù)類型為原始數(shù)據(jù)。表1顯示的是采用AMOS6.0對運動員對教練員信任量表進(jìn)行初次SEM檢驗的數(shù)據(jù)擬合情況。AMOS中Estimates顯示，χ2值達(dá)到顯著性水平(P=0.015)，條目25的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.482，小于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，因此考慮將此條目刪除，其他路徑系數(shù)為0.660~0.864，且均達(dá)到非常顯著性水平。

由于刪除了一個條目，因此有必要對刪除條目25后所剩余的10個條目再進(jìn)行一次SEM檢驗，表2顯示的是采用AMOS6.0對運動員對教練員信任量表再次進(jìn)行SEM檢驗的數(shù)據(jù)擬合情況。

再次檢驗結(jié)果中的Notes for Model顯示，χ2值達(dá)到了顯著性水平(P=0.018)，各觀測變量的路徑系數(shù)為0.610~0.869，且均達(dá)到非常顯著性水平。進(jìn)一步的分析表明，χ2/df為1.61，符合5以內(nèi)以及2或3的擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)。CFI、IFI、NFI、NNFI、RFI等5項指標(biāo)均在0.90以上，達(dá)到了擬合優(yōu)度較好的標(biāo)準(zhǔn)。另外，RMSEA指標(biāo)為0.054，因此該模型的整體擬合優(yōu)度較佳。而且刪除條目25后量表的公正一致性維度的Cronbachα由0.852 5上升到0.878 0。

5)運動員對教練員信任量表的跨樣本檢驗。

將經(jīng)過跨樣本測量的407名運動員所作答的10個題目，共3個因素的數(shù)據(jù)用于本次結(jié)構(gòu)公式模型分析。表3顯示的是采用AMOS6.0對運動員對教練員信任量表進(jìn)行跨樣本效度(cross-validation)檢驗的數(shù)據(jù)擬合情況。

Estimates顯示，所有路徑系數(shù)介于0.688~0.870，均達(dá)到非常顯著性水平。χ2值達(dá)到非常顯著性水平(P=0.002)。進(jìn)一步的分析表明，χ2/df為1.85，符合5以內(nèi)以及2或3的擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)。CFI、IFI、NFI、NNFI、RFI等5項指標(biāo)均在0.90以上，達(dá)到了擬合優(yōu)度較好的標(biāo)準(zhǔn)。另外，RMSEA指標(biāo)為0.046。因此模型的整體擬合優(yōu)度較佳。另外本研究使用重測信度(穩(wěn)定系數(shù))指標(biāo)對10個項目構(gòu)成的運動員對教練員信任量表進(jìn)行信度分析，樣本量為3支籃球隊共計39人，其中女運動員15人，男運動員24人。重測數(shù)據(jù)的間隔時間為2周(分區(qū)賽結(jié)束后)，結(jié)果顯示運動員對教練員信任量表具有較好的穩(wěn)定性信度。至此也可以看出，大學(xué)高水平籃球運動員對教練員的信任量表維度具有跨文化和跨領(lǐng)域的一致性。

2運動員對教練員的信任與球隊績效的關(guān)系

1)運動員對教練員的信任與球隊得失分比。

本文通過rWG(J)指標(biāo)將52支球隊運動員個體層面的指標(biāo)轉(zhuǎn)化為團(tuán)隊層面進(jìn)行分析，各指標(biāo)的rWG(J)均值都大于0.7，表明將運動員個體層面的數(shù)據(jù)加總為團(tuán)隊層面具有可行性。球隊平均每場進(jìn)攻總得分與總失分的比率指標(biāo)反映了一支球隊整體的攻防能力情況，皮爾遜相關(guān)顯示，運動員對教練員的信任與球隊得失分比存在著較低的正相關(guān)(r=0.092，P>0.05)，以運動員對教練員的信任為自變量，以球隊平均每場比賽得失分比為因變量進(jìn)行一元線性回歸分析，結(jié)果：β系數(shù)0.065，標(biāo)準(zhǔn)誤0.099，Bate值0.092，t值0.654，P值0.516，R2值0.008，adj-R2值-0.011，顯示運動員對教練員的信任對球隊得失分比無預(yù)測作用，這與Kurt T. Dirks[7]的研究結(jié)果出現(xiàn)了不一致，也與人們的習(xí)慣認(rèn)識存在偏差。本文認(rèn)為出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因主要是由研究樣本的特點所致，即是由強(qiáng)隊運動員對教練員的信任與弱隊運動員對教練員的信任程度之間的差異不具有顯著性意義造成的，強(qiáng)弱隊兩組運動員對教練員信任的t檢驗結(jié)果為：P值0.57。本研究對男女52支球隊運動員對教練員信任的得分值由高到底進(jìn)行了排序，結(jié)果顯示排在前11名的隊中，進(jìn)入全國八強(qiáng)的球隊只有2支。本研究的樣本來源為我國大學(xué)高水平籃球隊，而且均為進(jìn)入分區(qū)賽的各省、市、自治區(qū)的冠亞軍球隊，但是即便如此，球隊之間競技實力的差距也非常明顯，有些隊伍如男隊的華僑大學(xué)隊、女隊的天津財經(jīng)大學(xué)隊實力很強(qiáng)，與全國優(yōu)秀青年隊屬同一水平，但有些球隊的競技實力仍顯較弱。目前，CUBA的教練員基本上由學(xué)校體育主管部門根據(jù)體育教師的專業(yè)水平和政治素質(zhì)任命，而且絕大部分教練都沒有接觸過正規(guī)的、專業(yè)化的競技籃球運動訓(xùn)練，缺乏高水平的籃球訓(xùn)練、比賽和執(zhí)教經(jīng)歷。對于強(qiáng)隊來講，運動員的競技能力較高，運動員自身可能會產(chǎn)生一種優(yōu)越感，若遇到缺乏高水平的籃球訓(xùn)練、比賽和執(zhí)教經(jīng)歷的大學(xué)體育教師來執(zhí)教他們，運動員就很有可能、也很容易對教練員產(chǎn)生不信任感。但是，對教練員的信任度不高并不代表打不好比賽，相反，運動員間都清楚自己球隊在整個聯(lián)賽中的競爭實力，對整個球隊組織(主要是球隊整體的競技能力)是非常信任的，所以，強(qiáng)隊運動員可能存在著對教練員的不信任，但最后還是能夠靠球隊的整體實力贏得比賽的勝利。相反，競技實力較差的球隊運動員競技能力較差，因此，他們更容易對教練員產(chǎn)生信任感，更愿意聽從教練員的指揮，但比賽終究是兩隊之間競技實力的比拼，盡管運動員對教練員高度信任，但最終仍無法獲取比賽的勝利，這種現(xiàn)象在運動訓(xùn)練實踐中普遍存在。Kurt T. Dirks[7]的研究以美國NCAA的籃球隊為樣本來源，而NCAA中90%的教練員都是專職教練，教練員絕大部分均有較高的運動經(jīng)歷、執(zhí)教閱歷和理論水平，與我國的現(xiàn)狀有著很大的不同。另外，Kurt T. Dirks在測量運動員對教練員的信任時采用的是McAllister的組織信任量表，因此其針對籃球項目來講，測量的效度也值得商榷。

2)運動員對教練員的信任與球隊成員之間的合作行為。

球隊成員之間既包括運動員之間，又包括運動員與教練員之間，合作行為采用蕭佩琦編制的團(tuán)隊成員合作行為量表[8]，此量表包括3個條目，針對球類項目的訓(xùn)練實踐進(jìn)行了相應(yīng)修訂后的Cronbachα系數(shù)為0.861 0。皮爾遜相關(guān)顯示，運動員對教練員的信任與球隊成員之間的合作行為存在著中等正相關(guān)(r=0.564，P<0.01)。以運動員對教練員的信任為自變量，球隊成員之間合作行為作為因變量進(jìn)行一元線性回歸分析，結(jié)果：β系數(shù)0.415，標(biāo)準(zhǔn)誤0.086，Beta值0.564，t值4.825，P值0.000，R2=0.318，adj-R2=0.304，F(xiàn)=23.282?？梢姡\動員對教練員的信任可以正向預(yù)測球隊成員之間的合作行為，即對于一支籃球隊來講，運動員群體對于教練員的信任度越高，運動員之間以及運動員與教練員之間越愿意一起合作，以實現(xiàn)球隊目標(biāo)。這一研究結(jié)果與非運動領(lǐng)域中學(xué)者的研究相一致。在運動訓(xùn)練實踐中，運動員群體若對教練員高度信任，他們就會對教練員產(chǎn)生一種認(rèn)同感，愿意服從教練員的領(lǐng)導(dǎo)和指揮，進(jìn)而能夠提高教練員的領(lǐng)導(dǎo)效能。

3結(jié)論與建議

1)本研究編制的我國優(yōu)秀大學(xué)生籃球運動員對教練員信任量表的信效度符合心理測量學(xué)的要求，量表包括能力、

仁愛心、公正一致性3個維度共計10個條目，可用于該項目運動員對教練員信任狀況的測量，且量表的維度具有跨文化和跨領(lǐng)域的一致性。

2)我國優(yōu)秀大學(xué)生籃球運動員對教練員的信任與球隊得失分比存在著較低的且不具有顯著意義的正相關(guān)，此種信任對球隊平均每場比賽的得失分比不具有預(yù)測作用；運動員對教練員的信任與球隊成員之間的合作行為存在著較高的且具有非常顯著性意義的正相關(guān)，此種信任可以預(yù)測球隊成員之間合作行為的狀況。

3)對于大學(xué)優(yōu)秀高水平籃球隊來講，要想使球隊的競技實力邁上一個新的臺階，應(yīng)聘請具有豐富執(zhí)教經(jīng)歷的高水平專業(yè)教練員執(zhí)教，這樣會在一定程度上避免教練員在指導(dǎo)訓(xùn)練和比賽時陷入信任危機(jī)。另外，組成由高水平專業(yè)教練員與大學(xué)自身教練員構(gòu)成的復(fù)合型教練團(tuán)隊，有利于具有不同成長背景的教練員之間的優(yōu)勢互補(bǔ)，也有利于大學(xué)教練員自身執(zhí)教能力的提高，更重要的是可以博得大學(xué)高水平籃球運動員對教練員團(tuán)隊的信任，最大限度地發(fā)揮教練員的領(lǐng)導(dǎo)效能。

參考文獻(xiàn)：

[1] 蔡翔. 員工企業(yè)之間縱向信任及其影響因素研究[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)管理出版社，2007：1-84.

[2] 體育院校通用教材. 運動訓(xùn)練學(xué)[M]. 北京：人民體育出版社，2000：331-358.

[3] Mayer R C，Davis J H，Schoorman F D. An integrative model of organizational trust[J]. Academy of Management Review，1995，20(3)：709-735.

[4] McAllister D J. Affect and cognition-based trust as foundations for interpersonal cooperation in organizations[J]. Academy of Management Journal，1995，38(1)：25-59.

[5] 毛志雄. 中國部分項目運動員對興奮劑的態(tài)度和意向：TRA與TPB兩個理論模型的檢驗[D]. 北京：北京體育大學(xué)，2001.

[6] 吳明隆. SPSS統(tǒng)計應(yīng)用實務(wù)——問卷分析與應(yīng)用統(tǒng)計[M]. 北京：科學(xué)出版社，2003：41-59.

[7] Kurt T.Dirks. Trust in leadership and team performance：evidence from ncaa basketball[J]. Journal of Applied Psychology，2000，85：1005-1012.

[8] 簡佑娟. 團(tuán)隊互動與團(tuán)隊領(lǐng)導(dǎo)對團(tuán)隊信任影響之研究[D]. 臺灣：昆山科技大學(xué)，2005.

[9] Mayer R C，Davis J H. The effect of the performance appraisal system on trust for management：a field quasi-experiment[J]. Journal of Applied Psychology，1999，85(1)：123-136.

[10] 于少勇. 球類集體項目團(tuán)隊信任演進(jìn)模型的構(gòu)建[J]. 體育學(xué)刊，2007，15(9)：114-118.

[編輯：李壽榮]