于少勇，潘 峰

籃球?qū)俚湫偷募w球類項(xiàng)目，其組隊(duì)目標(biāo)明確，運(yùn)動(dòng)員具有特點(diǎn)各異的體能、技能、戰(zhàn)術(shù)能力、心理以及智力等競技能力，且具有互補(bǔ)性，呈現(xiàn)出很強(qiáng)的團(tuán)隊(duì)作業(yè)特征?；ヒ佬?（Interdependence)是指團(tuán)隊(duì)成員在完成作業(yè)過程中相互依賴的程度，分為作業(yè)互依性 （Task Interdependence)和產(chǎn)出互依性 （Outcom e Interdependence)兩大類 （任婧，2007)[10]。完形學(xué)派的創(chuàng)始人之一科特 ·苛夫卡 （Kurt Koffka)是最早提出社會(huì)互依性研究的學(xué)者，其有關(guān)見解形成于 20世紀(jì)初，他提出了團(tuán)體是一個(gè)動(dòng)態(tài)的整體，團(tuán)體中成員間的互相依存是變化的。而后，科特 ·勒溫 （Kurt Lew in)于 20世紀(jì) 20～30年代對(duì)苛夫卡的見解加以提煉，認(rèn)為團(tuán)體的核心是在共同目標(biāo)下形成的成員間的互依性，團(tuán)體作為動(dòng)態(tài)的整體，其中任何成員或亞團(tuán)體的變化都會(huì)引起其他成員或亞團(tuán)體的變化 （張智，2004)[18]。社會(huì)心理學(xué)研究者將作業(yè)互依性看作是一種“合作需求”，認(rèn)為作業(yè)互依性是人在執(zhí)行工作的時(shí)候，是其行為方式的一種特征。Johnson（1983)[29]根據(jù)作業(yè)互依性的不同來源，將它分為執(zhí)行互依性與資源互依性兩類，認(rèn)為任務(wù)相依性是每一位成員必須做某些動(dòng)作，以讓其他成員能夠順利地完成他工作的一部分。產(chǎn)出互依性即個(gè)體依靠他人的績效得到的顯著產(chǎn)出程度，其涉及到目標(biāo)互依性 （Goal Interdependence)、薪酬互依性 （Reward Interdependence)和反饋互依性 （Feedback Interdependence；W agemen，1995)[43]。運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性的操作定義為：每一位運(yùn)動(dòng)員必須做好自己的技戰(zhàn)術(shù)或動(dòng)作，以便讓隊(duì)友能夠順利地完成自己的技戰(zhàn)術(shù)，從而實(shí)現(xiàn)整個(gè)球隊(duì)的訓(xùn)練和比賽目標(biāo)。在籃球運(yùn)動(dòng)隊(duì)的訓(xùn)練、比賽實(shí)踐過程中，運(yùn)動(dòng)員與運(yùn)動(dòng)員之間、運(yùn)動(dòng)員與教練員之間均存在著程度不同的作業(yè)互依性，如籃球聯(lián)防防守戰(zhàn)術(shù)的完成，快攻中運(yùn)動(dòng)員相互間的跑動(dòng)、傳球和投籃以及教練員借助運(yùn)動(dòng)員的配合來完成講解和示范等，因此，互依性是運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的一個(gè)非常重要的特征?；@球規(guī)則第 21條 （比賽因缺少隊(duì)員而告負(fù))中規(guī)定：在比賽中，如果某隊(duì)在場上準(zhǔn)備比賽的隊(duì)員少于 2名，該隊(duì)由于缺少比賽隊(duì)員應(yīng)使比賽告負(fù)。也就是說，對(duì)于像籃球這樣的球類集體項(xiàng)目來講，運(yùn)動(dòng)員之間若沒有依賴則無法完成比賽。在平時(shí)的訓(xùn)練和比賽中，運(yùn)動(dòng)員之間必須相互依存、高度協(xié)作才能完成比賽和訓(xùn)練的任務(wù)，任何運(yùn)動(dòng)員的行動(dòng)或決定都會(huì)影響到其他運(yùn)動(dòng)員。

關(guān)于什么是組織以及團(tuán)隊(duì)績效的問題，學(xué)者們依據(jù)不同的研究取向給出了不同的界定。盧向南 （2004)[8]將現(xiàn)有的有關(guān)績效的定義總結(jié)為三種，即績效為結(jié)果、績效為行為和績效為能力。Bo rm an（1997)[44]將績效劃分為作業(yè)績效 （task performance)和關(guān)系績效 （contextual performance)，其中，作業(yè)績效是指任務(wù)的完成情況；關(guān)系績效是指一組在社會(huì)和動(dòng)機(jī)關(guān)系中完成組織工作的人際和意志行為，包括人際關(guān)系、維持良好的工作關(guān)系及幫助他人完成作業(yè)的動(dòng)機(jī)。團(tuán)隊(duì)成員的合作行為是團(tuán)隊(duì)完成任務(wù)時(shí)的一種過程性指標(biāo)，屬于團(tuán)隊(duì)的關(guān)系績效。許多學(xué)者，如潘建安 （2006)[9]、姜進(jìn)章 （2009)[4]和李隨成 （2009)[5]等都將合作行為作為衡量組織績效的指標(biāo)來使用。對(duì)于籃球這種集體球類項(xiàng)目來講，運(yùn)動(dòng)員和隊(duì)友之間的合作行為是指具有不同訓(xùn)練背景和不同競技能力的運(yùn)動(dòng)員，基于共同的目標(biāo)，在認(rèn)識(shí)上形成共識(shí)、技能上相互補(bǔ)充、凝聚在一起努力完成訓(xùn)練和比賽任務(wù)的情形。而且，運(yùn)動(dòng)員的合作行為貫穿于完成訓(xùn)練和比賽任務(wù)的始終，對(duì)訓(xùn)練和比賽至關(guān)重要，因此，本文將其作為衡量球隊(duì)績效的一項(xiàng)指標(biāo)使用。

現(xiàn)有的關(guān)于互依性的相關(guān)研究均顯示，互依性與許多團(tuán)隊(duì)變量，尤其是結(jié)果變量間存在著高度的相關(guān)，甚至存在著較為復(fù)雜的關(guān)系。任婧 （2007)指出，互依性與團(tuán)隊(duì)的結(jié)果變量之間的關(guān)系是研究者們最關(guān)注的焦點(diǎn)。對(duì)于團(tuán)隊(duì)來講，最直接體現(xiàn)團(tuán)隊(duì)結(jié)果的變量就是團(tuán)隊(duì)績效 （Team Perform ance)。目前，對(duì)于涉及到互依性與合作的相關(guān)研究多出現(xiàn)在非運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域。Nowak（1976)[38]指出，資源依賴意味著雙方必須依賴對(duì)方的資源才能實(shí)現(xiàn)各自的合作目標(biāo)。Saaved ra（1993)[42]采用實(shí)驗(yàn)的方法對(duì)團(tuán)隊(duì)內(nèi)目標(biāo)互依、任務(wù)互依、反饋互依同團(tuán)隊(duì)績效的關(guān)系進(jìn)行了研究，提示，互依性可以連接和增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員間的相互合作。另外，Robert（1996)[33]對(duì)制造商與分銷商關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)，雙方的相互依賴關(guān)系提升了雙方的研發(fā)合作績效。Oak land （1997)[30]指出，團(tuán)隊(duì)工作可以使獨(dú)立的個(gè)體聚合在一起，進(jìn)而彼此互依來進(jìn)行合作。然而，從目前掌握的文獻(xiàn)來看，針對(duì)組織或團(tuán)隊(duì)內(nèi)人員互依性與合作績效關(guān)系的研究整體上仍很匱乏，涉及到運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的研究幾乎是空白。

關(guān)于互依性、信任與合作的關(guān)系問題，也有學(xué)者進(jìn)行了探討。高三福 （2005)[2]在研究華人運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)中的教練員與運(yùn)動(dòng)員互動(dòng)問題時(shí)指出，與另一方有依賴關(guān)系指的是與另一方具有一定程度的互動(dòng)與依賴，無法脫離另一方而獨(dú)立行事。相互依賴是組織信任形成的非常重要的因素，當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員之間高度相互依賴時(shí)，他們彼此的利益就會(huì)越攸關(guān)，所面對(duì)的障礙會(huì)越一致，因此，使得每一個(gè)伙伴都會(huì)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)想要去維持、加強(qiáng)彼此之間的信任關(guān)系（Geyskensa，1996)[26]。換言之，如果一方可以獨(dú)自完成工作，不需依賴另一方來達(dá)成目標(biāo)，信任的關(guān)系就沒有成立之必要。然而，不論是在組織或運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)，工作的內(nèi)容與目標(biāo)的完成，往往需要個(gè)體或團(tuán)體間共同的努力才能完成，因此，成員間依賴關(guān)系越是密切，越能顯示出信任的重要性。大部分研究者對(duì)信任所做的定義中均包含信任者對(duì)交往對(duì)象的一種預(yù)期 （期望)及信念以及無法掌控對(duì)方（于少勇，2009)[14]。對(duì)于籃球項(xiàng)目來講，團(tuán)隊(duì)信任是指運(yùn)動(dòng)員群體對(duì)球隊(duì)教練員、隊(duì)友以及球隊(duì)組織能力、仁愛心和公正一致性的正面預(yù)期、判斷、信賴和支持，認(rèn)為被信任者在做任何行動(dòng)或決策時(shí)都會(huì)將運(yùn)動(dòng)員自身的利益納入考量，而不會(huì)讓運(yùn)動(dòng)員的利益受到損害 （于少勇， 2009)[14]，包括運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任、對(duì)隊(duì)友的信任和對(duì)球隊(duì)的信任 3個(gè)層次。從運(yùn)動(dòng)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)知道，運(yùn)動(dòng)員間的作業(yè)互依性應(yīng)該與運(yùn)動(dòng)員間的信任關(guān)系最為密切，因此，本研究的團(tuán)隊(duì)信任也基于運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的信任展開。

對(duì)于團(tuán)隊(duì)來講，團(tuán)隊(duì)成員間的相互信任是其合作的基礎(chǔ)，學(xué)者們對(duì)信任和合作的關(guān)系進(jìn)行了大量的理論和實(shí)證研究。趙文紅 （2008)[17]指出，不同學(xué)者從經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)的觀點(diǎn)出發(fā)，指出信任關(guān)系是合作中實(shí)現(xiàn)控制目標(biāo)的一種途徑，也是合作組織之間持久而有效關(guān)系的基礎(chǔ)。信任被認(rèn)為是一種減少對(duì)合作者機(jī)會(huì)主義行為的顧慮的期望或者信心；在合作中所能產(chǎn)生的作用體現(xiàn)在降低交易成本、引導(dǎo)合作行為以及沖突的有效解決等方面。另外，在供應(yīng)鏈合作過程中，人們普遍都強(qiáng)調(diào)信任的重要性，這不僅因?yàn)樗鼈兪腔锇殛P(guān)系形成的基礎(chǔ)，更是相互間獲取良好合作績效的必要條件 （Cathal，2004；轉(zhuǎn)引自潘文安，2006)。在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域，于少勇 （2009)[14]的研究認(rèn)為，籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的信任與運(yùn)動(dòng)員的合作行為存在著正向的相關(guān)關(guān)系。另外，在前人的研究中，在探討涉及到信任的 3個(gè)變量之間的關(guān)系時(shí)，信任多作為中介變量來出現(xiàn)，如賈良定（2006)[3]對(duì)變革型領(lǐng)導(dǎo)、員工的組織信任與組織承諾的研究以及劉曉 （2009)[7]對(duì)籃球運(yùn)動(dòng)員間的溝通、信任與合作的研究等。

通過文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)成員間的互依性既可以影響到團(tuán)隊(duì)成員間的合作行為，也能夠影響到團(tuán)隊(duì)成員間的信任；另外，團(tuán)隊(duì)成員間的信任也可以影響到合作行為的發(fā)生，這也提示，籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)信任在互依性和合作績效的關(guān)系之間可能充當(dāng)著一個(gè)很重要的變量。但前人的研究均局限于團(tuán)隊(duì)互依性、團(tuán)隊(duì)信任、團(tuán)隊(duì)合作 3個(gè)變量兩兩之間的關(guān)系研究，而未對(duì)此 3個(gè)變量之間的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。由于筆者已對(duì)籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任與團(tuán)隊(duì)合作績效的關(guān)系進(jìn)行了前期研究，因此，本文依據(jù)上述理論基礎(chǔ)提出以下研究假設(shè)：

假設(shè) H1：籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性越高，團(tuán)隊(duì)的合作績效越高。

假設(shè) H2：籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性越高，運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任越高。

假設(shè) H3：籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有中介作用。

1 研究對(duì)象

籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)作業(yè)互依性、運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任以及團(tuán)隊(duì)合作績效 3個(gè)變量之間的關(guān)系以及作用的機(jī)理。以參加 2008年第 10屆 CUBA全國分區(qū)賽東南賽區(qū)、東北賽區(qū)和西北賽區(qū)的 52支我國大學(xué)高水平籃球運(yùn)動(dòng)隊(duì)為樣本，運(yùn)動(dòng)員共計(jì) 631名。男隊(duì) 27支，運(yùn)動(dòng)員311名；女隊(duì) 25支，運(yùn)動(dòng)員 320名；平均年齡 21.5歲。

2 研究方法

2.1 量表測試

2.1.1 運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性的測量

在楊志蓉 （2006)[13]的【團(tuán)隊(duì)成員作業(yè)互依性量表】的基礎(chǔ)上，結(jié)合運(yùn)動(dòng)實(shí)踐特征對(duì)此量表進(jìn)行了修訂，形成了【球類集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性量表】。該量表包括 5個(gè)項(xiàng)目，采用 L ikert 5級(jí)評(píng)分法。楊志蓉 （2006)報(bào)告的Cronbachα為 0.706，在本研究中該量表的 cronbachα為0.809。將楊志蓉編制的團(tuán)隊(duì)作業(yè)互依性量表進(jìn)行修訂后，采用驗(yàn)證性因子分析 （CFA)進(jìn)行跨樣本效度檢驗(yàn)，模型采用一階單因素模型。檢驗(yàn)的樣本為參加 2008年 CUBA聯(lián)賽西北賽區(qū)的 214名籃球運(yùn)動(dòng)員，驗(yàn)證性因子分析的擬合指標(biāo)情況見表 1所示。

表 1 【球類集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性量表】的驗(yàn)證性因子分析擬合指標(biāo)一覽表

表 1顯示，χ2的值達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜ 0.01)，χ2/df的值為 4.473，符合 5以內(nèi)的擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)。NFI、IFI、CFI3項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到了擬合優(yōu)度較好的標(biāo)準(zhǔn) （＞ 0.90)，RFI的值可以接受。另外，RM SEA的值也符合要求。因此，該模型的整體擬合優(yōu)度較佳。表 2顯示的是【球類集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性量表】的 5個(gè)項(xiàng)目在潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)情況，可以看出，各項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均較高，負(fù)荷值均超過了 0.5，且在 0.01水平上顯著，說明每個(gè)觀測變量對(duì)相應(yīng)潛變量的解釋率較大。

表 2 【球類集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員作業(yè)互依性量表】各項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)一覽表

2.1.2 運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友信任的測量

采用于少勇 （2009)[16]編制的【籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友信任量表】，此量表包括能力、公正一致性 2個(gè)屬于認(rèn)知信任范疇的維度，共計(jì) 8個(gè)項(xiàng)目，采用 L ikert 5級(jí)評(píng)分法。CFA分析后的擬合指標(biāo)為：χ2=37.388（p＜0.01)；df=19；χ2/ df=1.968；NFI=0.960；NNFI=0.961；CFI=0.980；IFI= 0.980；RMSEA=0.065?？鐦颖拘Ф葯z驗(yàn)的擬合指標(biāo)為： χ2=80.401（P＜0.001)；df=19；χ2/df=4.231；NFI= 0.958；NNFI=0.952；CFI=0.967；IFI=0.968；RM SEA=0. 089。量表的 Cronbachα分別為能力：0.8420；公正一致性： 0.8827；整個(gè)量表為：0.9401。量表的穩(wěn)定性系數(shù)為：能力：0.910（P＜0.01)；公正一致性：0.921（P＜0.01)。

2.1.3 運(yùn)動(dòng)員合作行為的測量

本文采用蕭佩琦 （2002)[12]編制的【團(tuán)隊(duì)成員合作行為量表】，將原量表中關(guān)于團(tuán)隊(duì)的陳述改為球隊(duì)來進(jìn)行測量。此量表包括 3個(gè)條目，采用 L ikert 5級(jí)評(píng)分法。蕭佩琦 （2002)報(bào)道此量表的 Cronbachα為 0.7920，依據(jù)籃球運(yùn)動(dòng)的訓(xùn)練實(shí)踐對(duì)團(tuán)隊(duì)合作行為量表進(jìn)行了修訂，在本研究中量表的 Cronbachα為 0.8610。將蕭佩琦編制的【團(tuán)隊(duì)成員合作行為量表】結(jié)合運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練實(shí)踐進(jìn)行修訂后采用驗(yàn)證性因子分析 （CFA)進(jìn)行跨樣本效度檢驗(yàn)，采用一階單因素模型，樣本來源同上。由于此模型所包括的觀測變量為 3個(gè)，AMOS軟件無法運(yùn)算，故采用 L ISREL 8.8軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，擬合指標(biāo)情況見表 3所示。

表3 【運(yùn)動(dòng)員合作行為量表】的驗(yàn)證性因子分析擬合指標(biāo)一覽表

表 3顯示，χ2的值達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜ 0.01)，χ2/df的值為 3.692，符合 5以內(nèi)的擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)。NFI、RFI、IFI、CFI 4項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到了擬合優(yōu)度較好的標(biāo)準(zhǔn)（＞0.90)。另外，RM SEA的值也符合要求。因此，該模型的整體擬合優(yōu)度較佳。表 4顯示的【運(yùn)動(dòng)員合作行為量表】的 3個(gè)項(xiàng)目在潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)情況，可以看出，各項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均較高，負(fù)荷值均超過了0.5，且在 0.01水平上顯著，說明每個(gè)觀測變量對(duì)相應(yīng)潛變量的解釋率較大。

2.2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)

為確保量表測試的質(zhì)量，所有問卷均在比賽前一天（西北賽區(qū) 2008年 3月 8日、東南賽區(qū) 2008年 3月 26日、東北賽區(qū) 2008年 4月 6日)適應(yīng)場地練習(xí)時(shí)間在體育館向運(yùn)動(dòng)員現(xiàn)場發(fā)放，集體作答，現(xiàn)場收回。3個(gè)賽區(qū)共計(jì)向運(yùn)動(dòng)員發(fā)放問卷 631份，回收 631份，其中 10份無效問卷，有效問卷 621份，有效率 98.4％。所獲數(shù)據(jù)主要通過 SPSS 13.0軟件進(jìn)行偏相關(guān)分析和線性回歸分析，通過AMOS 6.0和 L ISREL 8.8軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。

表 4 【運(yùn)動(dòng)員合作行為量表】各項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)一覽表

3 結(jié)果與分析

3.1 團(tuán)隊(duì)層面數(shù)據(jù)的整合

由于本研究中的變量是從團(tuán)隊(duì)層面著手進(jìn)行分析，但變量的測量又是通過運(yùn)動(dòng)員個(gè)體的回答來獲取，因此，需要將球隊(duì)中每名運(yùn)動(dòng)員在量表中各個(gè)條款上的得分值整合為團(tuán)隊(duì)層面的測量值。研究水平從個(gè)體擴(kuò)展到團(tuán)隊(duì)，需解決的核心問題之一是如何將個(gè)體特質(zhì)表現(xiàn)整合為團(tuán)隊(duì)特征 （白新文，2006)[1]。Barrick（1998)[21]等首次系統(tǒng)論述了團(tuán)隊(duì)特征的整合方法及其依據(jù)。目前，常用的整合方法有 3種：第 1種是均值法，即用所有成員特質(zhì)表現(xiàn)的均值作為團(tuán)隊(duì)特征；第 2種為方差法，將團(tuán)隊(duì)特征定義為所有成員特質(zhì)表現(xiàn)的方差；第 3種是極值法，分最優(yōu)表現(xiàn)和最差表現(xiàn)兩種形式。這 3種整合方法的具體操作和隱含的假設(shè)各不相同。

團(tuán)隊(duì)作業(yè)特征是選取整合方法的主要依據(jù)，整合方法和團(tuán)隊(duì)作業(yè)類型一一對(duì)應(yīng) （Barrick，1998)。對(duì)于均值法，其適用于可加性作業(yè)，強(qiáng)調(diào)無論來自團(tuán)隊(duì)中任一成員的何種資源輸入，都有助于對(duì)團(tuán)隊(duì)任務(wù)的完成?；パa(bǔ)性作業(yè)得益于成員為團(tuán)隊(duì)輸入的資源的豐富性，因而，方差法是恰當(dāng)?shù)?。連續(xù)性作業(yè)要求每個(gè)成員都達(dá)到最低的績效標(biāo)準(zhǔn)，因而，成員最低得分的高低制約了團(tuán)隊(duì)運(yùn)作，應(yīng)該采用最差表現(xiàn)法 （白新文，2006)。本文采用均值法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整合，原因如下：首先，對(duì)于籃球這種集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)隊(duì)來講，在球隊(duì)平時(shí)的訓(xùn)練和比賽過程中，無論是主力運(yùn)動(dòng)員還是非主力運(yùn)動(dòng)員，他 （她)們每個(gè)人的競技能力都會(huì)對(duì)球隊(duì)訓(xùn)練過程以及訓(xùn)練和比賽任務(wù)的完成產(chǎn)生影響；其次，從籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)作業(yè)方式來看，雖然運(yùn)動(dòng)員個(gè)體在技術(shù)、戰(zhàn)術(shù)、心理等競技能力具有補(bǔ)償效應(yīng)，但從整個(gè)球隊(duì) （團(tuán)隊(duì)層面)來講，更強(qiáng)調(diào)整個(gè)球隊(duì)的各項(xiàng)競技能力能夠齊頭并進(jìn)，防止球隊(duì)在競技能力上出現(xiàn)某些“軟肋”，這也符合競技能力的“木桶效應(yīng)”原理。因此，基于運(yùn)動(dòng)實(shí)踐以及結(jié)合上述理論分析，本文認(rèn)為用均值法來將每名運(yùn)動(dòng)員在量表中各個(gè)條款上的得分值整合得到團(tuán)隊(duì)層面的測量值是合適的。但這樣加總的前提條件是團(tuán)隊(duì)內(nèi)部成員對(duì)于團(tuán)隊(duì)現(xiàn)象的評(píng)定具有很高的相似性 （James，1985)[28]。反映團(tuán)隊(duì)內(nèi)個(gè)體成員評(píng)分一致性程度的指標(biāo)rWG越來越多地用于證明經(jīng)驗(yàn)研究中 （Emp irical Studies)數(shù)據(jù)加總整合的合理性 （張志學(xué)，2006)[19]。Jam es（1985)指出，r值是反映團(tuán)體內(nèi)個(gè)體成員評(píng)分一致性程度的指標(biāo)，是評(píng)價(jià)者評(píng)分方差的均值和期望方差之比，并給出了rWG的計(jì)算公式。由于運(yùn)動(dòng)員間的互依性、信任和合作行為均包括 2個(gè)以上的變量，因此，本文采用如下的公式來計(jì)算衡量指標(biāo)rWG的值：

=A2-1/12（M ood，G rayb ill﹠ Boes，1974)

公式中，J表示測量條款數(shù)量，表 示所有團(tuán)隊(duì)方差的均值，σ2EU表示期望方差，A表示測量等級(jí)數(shù)量（如 5刻度法，則A為 5）。Jam es（1985)等學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)rWG值在0.8以上，說明團(tuán)隊(duì)內(nèi)具有趨同的現(xiàn)象，團(tuán)隊(duì)內(nèi)個(gè)體成員評(píng)分一致程度是可以接受的，即可以將個(gè)體測量值加總得到團(tuán)隊(duì)層面的測量值。但其他學(xué)者則表示，依照經(jīng)驗(yàn)法則來看，rWG＞0.7以上，就可推測具有趨同的現(xiàn)象 （Leenders， 2004)[32]。采用上述公式計(jì)算后得知，52支球隊(duì)的運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性、運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任、運(yùn)動(dòng)員合作績效3項(xiàng)指標(biāo)的rWG值分別為 0.87、0.78和 0.84，也就是說，此3個(gè)變量的rWG值均 ＞0.7，表明運(yùn)動(dòng)員個(gè)體對(duì)變量所做的評(píng)分具有一致性，團(tuán)隊(duì)內(nèi)具有趨同現(xiàn)象，可以從團(tuán)隊(duì)層面展開研究。

3.2 團(tuán)隊(duì)信任作為第三變量的初步確定

通過文獻(xiàn)以及理論定性分析，本文假設(shè)籃球項(xiàng)目的團(tuán)隊(duì)信任在運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效的關(guān)系中具有中介作用，下面采用偏相關(guān)分析 （partial correlation；舒華， 2008)[11]用定量的方法進(jìn)一步確定團(tuán)隊(duì)信任作為第三變量的效果。表 5顯示的是團(tuán)隊(duì)互依、團(tuán)隊(duì)信任 （包括運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任和公正一致性信任 2個(gè)維度)、合作績效 3個(gè)變量兩兩之間相關(guān)系數(shù)的情況。在控制運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友能力信任的情況下，團(tuán)隊(duì)互依與合作績效的相關(guān)系數(shù)r=0.267，P=0.06；在控制運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友公正一致性信任的情況下，團(tuán)隊(duì)互依與合作績效的相關(guān)系數(shù)r= 0.312，P=0.03；在控制運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友整體性信任的情況下，團(tuán)隊(duì)互依與合作績效的相關(guān)系數(shù)r=0.249，P=0.08；而在不加控制信任變量時(shí)，團(tuán)隊(duì)互依與合作績效的相關(guān)系數(shù)r=0.525，P＜0.01，這表明運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任對(duì)于運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依和合作績效的關(guān)系來講的確是一個(gè)重要的第三變量，對(duì)團(tuán)隊(duì)互依與合作績效 0.525的相關(guān)具有顯著的貢獻(xiàn)。

3.3 假設(shè)的檢驗(yàn)

對(duì)于本文提出的 3個(gè)假設(shè)，從統(tǒng)計(jì)技術(shù)上來看，在驗(yàn)證假設(shè) 3的同時(shí)另外 2個(gè)假設(shè)也就得到了檢驗(yàn)。對(duì)于中介作用的檢驗(yàn)，本研究采用回歸分析，按照 Baron和 Kenny （1986)[40]所提出的 4個(gè)條件進(jìn)行判定：第 1步：中介變量對(duì)自變量的回歸；第 2步：因變量對(duì)自變量的回歸；第 3步：因變量對(duì)中介變量的回歸；第 4步：因變量同時(shí)對(duì)中介變量和因變量的回歸。判斷標(biāo)準(zhǔn)：在第 4步中若中介變量的回歸系數(shù)達(dá)到顯著性水平且自變量的回歸系數(shù)減少。當(dāng)自變量的回歸系數(shù)減少到不顯著水平，說明中介變量起到完全中介作用；當(dāng)自變量的回歸系數(shù)減少，但仍然達(dá)到顯著性水平時(shí)，中介變量只起到部分中介作用。在本研究中，將運(yùn)動(dòng)員間的團(tuán)隊(duì)互依性作為自變量，運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任作為中介變量，團(tuán)隊(duì)的合作績效作為因變量。由于運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任由能力信任和公正一致性信任 2個(gè)維度構(gòu)成，另外再加上整體性信任，因此，本研究提出的假設(shè) H2就相應(yīng)包括 3個(gè)分假設(shè)，即：

表 5 團(tuán)隊(duì)互依、團(tuán)隊(duì)信任、合作績效間相關(guān)系數(shù)情況一覽表 （n=52)

假設(shè) H2a：籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性越高，運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任越高。

假設(shè) H2b：籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性越高，運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任越高。

假設(shè) H2c：籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性越高，運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的整體性信任越高。

同樣 H3也相應(yīng)包括 3個(gè)分假設(shè)，即：

假設(shè) H3a：籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有中介作用。

假設(shè) H3b：籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有中介作用。

假設(shè) H3c：籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的整體性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有中介作用。

3.3.1 能力信任中介作用的檢驗(yàn)

對(duì)假設(shè) H3a進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)各步驟的回歸系數(shù)和可決系數(shù)的變化情況如表 6所示。

表 6 能力信任中介作用檢驗(yàn)各步驟回歸系數(shù)和可決系數(shù)變化情況一覽表

從表 6中的步驟 1，即運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任對(duì)團(tuán)隊(duì)互依性的回歸分析結(jié)果可以看出，團(tuán)隊(duì)互依性的 B系數(shù)為 0.617，P=0.000，表明籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性對(duì)運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任具有正向的顯著預(yù)測作用，即支持本文提出的假設(shè) H2a。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，在驗(yàn)證假設(shè) H3a時(shí)所進(jìn)行的不同步驟的回歸分析中，F(xiàn)值均達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜0.01)。從表 6中可以看出，在因變量對(duì)自變量和中介變量進(jìn)行的同時(shí)回歸中，中介變量運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友能力信任的回歸系數(shù) （0.534)達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜ 0.01)，自變量團(tuán)隊(duì)互依性的回歸系數(shù)由 0.608減少到 0. 279后不具有顯著性水平 （P＞0.05)，表明檢驗(yàn)假設(shè) H3a的結(jié)果滿足 Baron和 Kenny（1986)所提出的判定完全中介作用的4個(gè)條件，說明運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和團(tuán)隊(duì)合作績效關(guān)系中起完全中介作用。

表 7 公正一致性信任中介作用檢驗(yàn)各步驟回歸系數(shù)和可決系數(shù)變化情況一覽表

3.3.2 公正一致性信任中介作用的檢驗(yàn)

對(duì)假設(shè) H3b進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)各步驟的回歸系數(shù)和可決系數(shù)的變化情況如表 7所示。

從表 7中的步驟 1運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任對(duì)團(tuán)隊(duì)互依性的回歸分析結(jié)果可以看出，團(tuán)隊(duì)互依性的 B系數(shù)為 0.591，P=0.000，支持本文提出的假設(shè) H2b，表明籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性對(duì)運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任具有正向的顯著預(yù)測作用。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，在驗(yàn)證假設(shè) H3b時(shí)所進(jìn)行的不同步驟的回歸分析中，F(xiàn)值均達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜0.01)。從表 7中可以看出，在因變量對(duì)自變量和中介變量進(jìn)行的同時(shí)回歸中，中介變量運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友團(tuán)隊(duì)公正一致性信任的回歸系數(shù) （0.441)達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜0.01)，自變量團(tuán)隊(duì)互依性的回歸系數(shù)由 0.608減少到 0.347后仍具有顯著性水平 （P＜ 0.05)，表明檢驗(yàn)假設(shè) H3b的結(jié)果滿足 Baron和 Kenny （1986)所提出的判定部分中介作用的 4個(gè)條件，說明運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和團(tuán)隊(duì)合作績效關(guān)系中起部分中介作用。

3.3.3 團(tuán)隊(duì)整體性信任中介作用的檢驗(yàn)

對(duì)假設(shè) H3c進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)各步驟的回歸系數(shù)和可決系數(shù)的變化情況如表 8所示。

從表 8中的步驟 1運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任對(duì)團(tuán)隊(duì)互依性的回歸分析結(jié)果可以看出，團(tuán)隊(duì)互依性的 B系數(shù)為 0.603，P=0.000，表明籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性對(duì)運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任具有正向的顯著預(yù)測作用，即支持本文提出的假設(shè) H。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，在驗(yàn)證假設(shè) H3c時(shí)所進(jìn)行的不同步驟的回歸分析中，F(xiàn)值均達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜0.01)。從表 8中可以看出，在因變量對(duì)自變量和中介變量進(jìn)行的同時(shí)回歸中，中介變量運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友團(tuán)隊(duì)整體性信任的回歸系數(shù) （0.574)達(dá)到了非常顯著性水平 （P＜0.01)，自變量團(tuán)隊(duì)互依性的回歸系數(shù)由 0.608減少到 0.262后不具有顯著性水平 （P＞0. 05)，表明檢驗(yàn)假設(shè) H3c的結(jié)果滿足 Baron和 Kenny（1986)所提出的判定完全中介作用的 4個(gè)條件，說明運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和團(tuán)隊(duì)合作績效關(guān)系中起完全中介作用。

表 8 團(tuán)隊(duì)整體性信任中介作用檢驗(yàn)各步驟回歸系數(shù)和可決系數(shù)變化情況一覽表

4 討論

從個(gè)體水平來認(rèn)識(shí)或揭示運(yùn)動(dòng)員個(gè)性、行為和心理的內(nèi)在機(jī)制，通常會(huì)遇到大腦“黑箱”的難題。由于籃球隊(duì)是典型的工作互依性團(tuán)隊(duì)，因此，在研究層面上由個(gè)體水平上升為團(tuán)隊(duì)水平，可以較好的克服這一限制。目前，在組織行為學(xué)領(lǐng)域針對(duì)團(tuán)隊(duì)的相關(guān)問題進(jìn)行研究時(shí)，許多學(xué)者都贊成并采用團(tuán)隊(duì)水平的研究。從團(tuán)隊(duì)層面研究籃球運(yùn)動(dòng)員間的團(tuán)隊(duì)互依性、運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)信任、團(tuán)隊(duì)合作績效的相互關(guān)系時(shí)所得出的結(jié)論，更符合籃球項(xiàng)目的團(tuán)隊(duì)特征。

本研究的結(jié)果顯示，籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性通過運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任對(duì)團(tuán)隊(duì)合作績效產(chǎn)生影響。本研究所使用的【籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友信任量表】中的能力信任主要偏重于運(yùn)動(dòng)員的競技能力。在籃球運(yùn)動(dòng)隊(duì)的訓(xùn)練和比賽實(shí)踐中，場上的情況通常較為復(fù)雜，在完成某種技、戰(zhàn)術(shù)配合時(shí)均需要隊(duì)中多人甚至全隊(duì)的相互依賴和配合，如全隊(duì)在采用全場人盯人緊逼防守時(shí)，要求所有 5位運(yùn)動(dòng)員均要全力以赴盯住對(duì)手，如若其中一人被對(duì)手突破，則會(huì)導(dǎo)致整個(gè)防守戰(zhàn)術(shù)的崩潰。因此，對(duì)運(yùn)動(dòng)員間的作業(yè)互依性要求非常高，而這種互依性是建立在運(yùn)動(dòng)員的體能、技術(shù)、戰(zhàn)術(shù)、心理和智力等競技能力的基礎(chǔ)之上。另外，在訓(xùn)練和比賽當(dāng)中，多數(shù)的運(yùn)動(dòng)員往往都對(duì)場上技、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用能力強(qiáng)的隊(duì)友給予積極的心理預(yù)期，愿意將球傳給這些運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行合作配合，以減少發(fā)生進(jìn)攻失敗的風(fēng)險(xiǎn)。正如W ebber（2002)[45]指出的那樣，團(tuán)隊(duì)成員一般都帶著一種強(qiáng)烈而理性的假設(shè)，他們相信對(duì)方是因?yàn)槟芰?，而不是資歷或者政治手腕才被選入球隊(duì)的，因而，“能夠從技術(shù)角度上成功地實(shí)現(xiàn)角色扮演的預(yù)期”。

本研究的結(jié)果還顯示，籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性可以通過運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任的部分作用對(duì)團(tuán)隊(duì)合作績效產(chǎn)生影響。運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任多涉及到訓(xùn)練比賽時(shí)間以外運(yùn)動(dòng)員之間的日常交往過程當(dāng)中，涵蓋的主要內(nèi)容包括：運(yùn)動(dòng)員認(rèn)為隊(duì)友是否具有正義感，是否誠實(shí)可靠，是否能做到言行一致、信守承諾等方面，基本反映了運(yùn)動(dòng)員在平時(shí)的訓(xùn)練和生活當(dāng)中為人處世以及言談舉止的情況，均屬認(rèn)知信任的范疇。在球隊(duì)平常的訓(xùn)練實(shí)踐過程中，也會(huì)存在某些運(yùn)動(dòng)員喜歡同競技水平一般，但人緣很好的隊(duì)友進(jìn)行合作練習(xí)的現(xiàn)象。正如 Quinetta和 Roberson（2006)[39]所指出的那樣，互依性是團(tuán)隊(duì)成員對(duì)團(tuán)隊(duì)內(nèi)存在問題具有公正感知的一個(gè)非常重要的因素，可以為成員相互間的社會(huì)行為和具有積極地、團(tuán)體性感知的形成提供便利。

結(jié)合運(yùn)動(dòng)實(shí)踐和上述分析可以看出，本研究結(jié)果所顯示的籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和團(tuán)隊(duì)合作績效關(guān)系中所起的完全中介作用主要通過能力信任來實(shí)現(xiàn)。另外，對(duì)于籃球、排球、足球等互依性強(qiáng)的集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)隊(duì)的訓(xùn)練來講，教練員在設(shè)計(jì)具體的訓(xùn)練內(nèi)容和手段上，應(yīng)多采用一些多人互依性強(qiáng)的方法進(jìn)行練習(xí)。因?yàn)榛ヒ佬钥梢詾榻M織內(nèi)人員的更好成長和各種資源的有效持續(xù)利用提供一個(gè)環(huán)境氛圍 （Oak land， 1997)[30]，團(tuán)隊(duì)成員間的互依性越強(qiáng)，他 （她)們之間信息和知識(shí)的分享程度越高，學(xué)習(xí)化程度也越高 （Carsten， 2007)[22]。

5 結(jié)論

籃球運(yùn)動(dòng)員的團(tuán)隊(duì)互依性對(duì)運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任和公正一致性信任具有正向的顯著預(yù)測作用?；@球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有完全中介作用；籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的公正一致性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有部分中介作用；籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和合作績效間具有完全中介作用；籃球運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的團(tuán)隊(duì)整體性信任在運(yùn)動(dòng)員團(tuán)隊(duì)互依性和團(tuán)隊(duì)合作績效關(guān)系中所起的完全中介作用主要通過運(yùn)動(dòng)員對(duì)隊(duì)友的能力信任來實(shí)現(xiàn)。

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