徐文泉，王 智

(1.北京航空航天大學(xué) 體育部，北京 100191;2.國家體育總局體育科學(xué)研究所，北京 100061)

1 引言

過去的30 多年，競技體育有關(guān)教練員行為及其執(zhí)教行為對運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的多項(xiàng)質(zhì)性研究表明:教練員對運(yùn)動員心理的發(fā)展(Gould，Dieffenbach和Moffert，2002)、比 賽 的 表 現(xiàn)(Gould，Guinan，Greenleaf，Medbery 和Peterson，1999;Gould，Greenleaf，Chung 和Guinan，2002)、運(yùn)動成績的提高和維持(Durand－Bush 和Salmela，2002)等諸多因素都起著至關(guān)重要的作用。大多數(shù)研究者使用最多最具影響的理論模型是多維領(lǐng)導(dǎo)力模型(Multidimensional Model of Leadership，簡 稱MML)，該模 型(Chelladurai 和Saleh，1978;Chelladurai 和Saleh，1980;Chelladurai，1990，1993)將管理學(xué)領(lǐng)域中的領(lǐng)導(dǎo)力理論引入到體育，重點(diǎn)關(guān)注體育運(yùn)動中重要的領(lǐng)導(dǎo)力維度，而他們開發(fā)的測量教練行為的體育領(lǐng)導(dǎo)力量表(LSS;Chelladurai 和Saleh，1980)包括訓(xùn)練指導(dǎo)、民主決策、專制決策、社會支持和積極反饋等五種教練員行為，主要用于測量運(yùn)動員對教練領(lǐng)導(dǎo)行為的喜好、對教練領(lǐng)導(dǎo)行為的知覺或教練員對自身領(lǐng)導(dǎo)行為的知覺。

在同一時(shí)期，Smoll 和Smith 等人基于社會學(xué)習(xí)理論提出領(lǐng)導(dǎo)力中介模型(Smoll，Smith，Curtis 和Hunt，1978;Smoll 和Smith，1989)，該模型強(qiáng)調(diào)運(yùn)動員的知覺和回憶在外顯的教練行為和運(yùn)動員評價(jià)性反應(yīng)行為之間的中介作用，同時(shí)，他們采用行為觀察法，開發(fā)了一套用于觀察和記錄訓(xùn)練和比賽中教練行為的編碼系統(tǒng)，即教練行為的評價(jià)系統(tǒng)(Coaching Behaviour Assessment System，簡稱CBAS)。該系統(tǒng)包括12 種教練員行為，分為反應(yīng)行為和自發(fā)行為兩類。因領(lǐng)導(dǎo)力中介模型還需要測量運(yùn)動員對教練行為的知覺，故他們又開發(fā)了一種用于測量運(yùn)動員對教練行為知覺的量表(注:CBAS－PBS)。此后，在一系列有關(guān)教練領(lǐng)導(dǎo)行為的研究中，體育領(lǐng)導(dǎo)力量表和教練行為評價(jià)系統(tǒng)得到了廣泛的應(yīng)用，取得了較豐富的研究成果，但這些研究成果也存在著一些局限性，其最主要的問題是在測量學(xué)上的不足。例如LSS 和CBAS 測量的是相對有限的教練員行為，而在內(nèi)容效度上有待進(jìn)一步的提高，因此，為了更加全面的評價(jià)教練行為，C?té 及其同事扎根于教練員和運(yùn)動員，通過一系列質(zhì)性研究而研制了體育教練行為量表(Coaching Behaviour Scale for Sport，簡稱CBS－S;C?té，Yardley 和Hay 等人，1999)，力圖從七個(gè)維度對高水平教練員在訓(xùn)練、比賽和組織環(huán)境中的教練行為進(jìn)行一個(gè)全面的評價(jià)，但至今使用有限，這與該量表的信度和效度需要進(jìn)一步提高有關(guān)，同時(shí)，研究者(Kenow 和Williams，1992，1999)已認(rèn)識到教練行為測量工具主要測量教練行為的數(shù)量，而無法考察教練行為的性質(zhì)。

從目前文獻(xiàn)資料和實(shí)踐看，大部分教練員試圖以他們認(rèn)為有助于運(yùn)動員的行為方式來影響運(yùn)動員的訓(xùn)練和比賽中的心理狀態(tài)，但這往往更多的是依靠他們個(gè)人自身積累的經(jīng)驗(yàn)，還缺乏足夠的理論根基。為了更好地解決已有教練行為測量工具無法考察教練行為的性質(zhì)和提高已有教練行為測量工具的信度與效度，我們擬從運(yùn)動員的經(jīng)驗(yàn)和實(shí)際感受入手，探討教練行為的維度，采用質(zhì)性研究和量化研究的方法，編制教練行為知覺問卷。通過對測量數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，直接構(gòu)建和測量影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為——運(yùn)動員知覺模型，從而為教練員提供合理的專業(yè)建議，并在理論層面豐富和深化教練行為對運(yùn)動員訓(xùn)練和心理狀態(tài)的研究范疇。

2 研究方法

2.1 半結(jié)構(gòu)式問卷調(diào)查

半結(jié)構(gòu)式問卷調(diào)查對象為江蘇省參加十運(yùn)會的運(yùn)動員，其題目包括:“請您根據(jù)自己的實(shí)際情況，回憶一下在訓(xùn)練和比賽期間教練員的哪些言語或行為給您印象最深刻，并影響到了自己在訓(xùn)練和比賽中的心理狀態(tài)(填寫說明:盡量填寫，答案沒有對錯之分，描述得越清楚越好。如果您回答的某項(xiàng)教練行為或言語對您的心理狀態(tài)起到促進(jìn)作用，就在促進(jìn)對應(yīng)的方框‘□’內(nèi)打‘√’，如果教練員的某項(xiàng)行為或言語對您的心理狀態(tài)起到消極或破壞作用，就在消極對應(yīng)的方框‘□’內(nèi)打‘√’)”，共收回問卷185 份。

2.2 編制初測問卷

根據(jù)運(yùn)動員在半結(jié)構(gòu)式問卷調(diào)查中的回答，本研究直接對其進(jìn)行開放式編碼，因在本研究中開放式編碼用于收集問卷?xiàng)l目，所以在編碼過程中并沒有對開放式編碼結(jié)果做進(jìn)一步歸類。據(jù)此，共搜集了來自運(yùn)動員經(jīng)驗(yàn)的112 個(gè)有關(guān)教練行為的條目，然后，邀請了3 名應(yīng)用心理學(xué)專業(yè)研究生對條目進(jìn)行審定，內(nèi)容包括是否能夠代表教練員在訓(xùn)練和比賽中的行為、題目的措辭是否準(zhǔn)確、內(nèi)容是否容易理解。對不合適的題目逐字修改或建議刪除，直至他們認(rèn)為這些條目基本能反映教練員在訓(xùn)練和比賽中的行為為止。

根據(jù)問卷?xiàng)l目的審定結(jié)果，本研究編制了教練行為評價(jià)問卷。問卷回答含促進(jìn)、無影響和消極等3 種選項(xiàng)，目的是進(jìn)一步確定有顯著促進(jìn)影響和消極影響的教練行為條目。要求運(yùn)動員根據(jù)自己的感受判斷該描述中出現(xiàn)的教練行為對自己訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)可能產(chǎn)生的影響。來自國家女子壘球隊(duì)，國家男女曲棍球隊(duì)和國家男子棒球隊(duì)共109 名運(yùn)動員接受了問卷調(diào)查。對調(diào)查結(jié)果進(jìn)行了非參數(shù)檢驗(yàn)，比較3 種不同選項(xiàng)人數(shù)之間的差異，最終只有促進(jìn)選項(xiàng)人數(shù)或消極選項(xiàng)人數(shù)顯著高于其他2 組選項(xiàng)人數(shù)的條目，故得以保留。

根據(jù)教練行為評價(jià)問卷調(diào)查結(jié)果，形成了包含54個(gè)條目的教練行為知覺初測問卷。初測問卷以自我報(bào)告的形式呈現(xiàn)，題目隨機(jī)排序，采用Likert 的5 點(diǎn)量表法，從“從不”到“總是”分別計(jì)1 ～5 分來反映出教練行為發(fā)生的頻率，分?jǐn)?shù)越高表示該行為發(fā)生的頻率也越高。

2.3 編制正式問卷

2.3.1 被試

采用教練行為知覺初測問卷對國家田徑隊(duì)和體操隊(duì)運(yùn)動員，遼寧省運(yùn)動員、廣東乒乓球隊(duì)和擊劍隊(duì)運(yùn)動員、大學(xué)校隊(duì)運(yùn)動員進(jìn)行了匿名施測，共計(jì)564 名運(yùn)動員接受了問卷調(diào)查，收回有效填答問卷558 份。

2.3.2 統(tǒng)計(jì)分析

采用SPSS15.0 和Amos7.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行獨(dú)立樣本的t 檢驗(yàn)、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，其中采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)計(jì)算項(xiàng)目區(qū)分度，采用探索性因素分析初步確立因素結(jié)構(gòu)，采用驗(yàn)證性因素分析檢驗(yàn)因素結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性和結(jié)構(gòu)效度。

3 研究結(jié)果與討論

3.1 探索性因素分析

在教練行為知覺初測問卷的探索性因素分析中，我們進(jìn)行可行性檢驗(yàn)，KMO=0.905，Bartlett 球體檢驗(yàn)2=7861.22，df=1431，P=.000，表示數(shù)據(jù)適合做因素分析。于是利用主軸因子法(principal axis factoring)抽取因子，再用斜交旋轉(zhuǎn)法(direct oblimin rotation:delata=0)進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，共得到11 個(gè)因子的特征值大于1。因?yàn)樘卣髦荡笥? 的準(zhǔn)則是只有在主成分法進(jìn)行因子抽取時(shí)才適用，所以不能根據(jù)特征值的大小來判斷應(yīng)保留因子的個(gè)數(shù)。因此，我們嘗試用碎石檢驗(yàn)，探索性因素分析得到的碎石圖(見圖1)，從圖顯示看出碎石圖在第5 個(gè)因子處有明顯轉(zhuǎn)折點(diǎn)，因此，確定了本研究保留的4 個(gè)因子，結(jié)合因子篩選結(jié)果，采用逐步排除的方法對項(xiàng)目和條目進(jìn)行進(jìn)一步的篩選，刪除標(biāo)準(zhǔn)是:1)共同度低于0.2;2)因素負(fù)荷小于0.40;3)在多個(gè)因子上負(fù)荷大于0.40;4)在某一因子上只有1題或2 題;5)與所在因子的其它題的意義差異很大;根據(jù)此標(biāo)準(zhǔn)，最終篩選出17 個(gè)條目，得到4 個(gè)因子具有明確的意義，特征值均大于1，共解釋測量條目61.64%的方差，每個(gè)因子的特征值、解釋方差和各條目因子載荷(見表1)。

圖1 對數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析后得到的碎石圖

表1 探索性因素分析因子載荷表

從表1 可以看出，運(yùn)動員對于什么樣的教練行為會影響自己訓(xùn)練和比賽中的心理狀態(tài)，在心目中有一個(gè)較清晰的概念模式，反映為一個(gè)4 因子的復(fù)合型結(jié)構(gòu)。因子1 解釋了32.55%的方差，包含及時(shí)總結(jié)、細(xì)心分析、比賽考慮周到等條目，強(qiáng)調(diào)在訓(xùn)練和比賽中教練員對運(yùn)動員的細(xì)心觀察和悉心指導(dǎo)行為，這些有助于促進(jìn)運(yùn)動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“悉心指導(dǎo)”;因子2 解釋了13.32%的方差，包含否定、責(zé)備等條目，反映了教練員在訓(xùn)練和比賽場上對運(yùn)動員不佳表現(xiàn)或技術(shù)的過度否定、責(zé)備、批評會阻礙運(yùn)動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“過度責(zé)備”;因子3解釋了9.35%的方差，包含溝通、隨和、熱情、微笑等條目，強(qiáng)調(diào)教練員在訓(xùn)練和比賽中親切、隨和、熱情地對待運(yùn)動員的行為表現(xiàn)，他們能與運(yùn)動員進(jìn)行很好的交流與溝通，會促進(jìn)運(yùn)動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“宜人行為”;因子4 解釋了6.42%的方差，包含莫名奇妙地發(fā)火、態(tài)度冷淡、不問清情況就開始批評等條目，強(qiáng)調(diào)教練員在訓(xùn)練和比賽場上對待運(yùn)動員反常的態(tài)度和行為表現(xiàn)，會對運(yùn)動員的心理狀態(tài)產(chǎn)生負(fù)面影響，因此命名為“反常態(tài)度”。例如，對運(yùn)動員莫名其妙地發(fā)火、在沒有弄清事情原由的情況下批評運(yùn)動員、對運(yùn)動員的訓(xùn)練不聞不問等。此外，不同因子之間還存在低度和中度相關(guān)，因子1 與因子3 之間存在中度正相關(guān)性，因子2 與因子4 之間存在中度正相關(guān)性，因子1 和因子3 與因子2 和因子4 之間存在低度負(fù)相關(guān)性。

3.2 驗(yàn)證性因素分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證探索性因素分析結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性，在進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析之前，首先，我們進(jìn)行項(xiàng)目分析。根據(jù)確定的因子及條目，求和計(jì)算出每名被試在各個(gè)因子上的得分，然后，分別將被試按因子得分由高到低排列，取得分最高的27%被試作為高分組、得分最低的27%被試作為低分組，對兩組進(jìn)行了獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):兩組被試在確定的17 個(gè)條目上得分均達(dá)到顯著性差異，說明這17 個(gè)條目具有較高的區(qū)分度。而對運(yùn)動員的新數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗(yàn)證性因素分析，根據(jù)探索性因素分析結(jié)果、因子之間存在的相關(guān)性(見表1)，因此，提出了一階四因素斜交模型。驗(yàn)證性因素分析采用極大似然法(maximum likelihood)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示:所有條目的非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都達(dá)到顯著性水平，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)2=188.69，df=113，2/df=1.67，TLI=0.88，CFI=0.90，RMSEA=0.07。一般而言，理想模型擬合的判定標(biāo)準(zhǔn)是CFI 與TLI 的值在0.90 以上，RMSEA 的值小于0.08，因此，本模型的擬合度有待進(jìn)一步提高。根據(jù)本研究驗(yàn)證性因素分析提供的參數(shù)再次進(jìn)行篩選項(xiàng)目，其標(biāo)準(zhǔn):1)標(biāo)準(zhǔn)化因素載荷大于0.40;2)模型擬合指數(shù)達(dá)到理想的標(biāo)準(zhǔn);3)根據(jù)Amos提供的模型修正指數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)某兩個(gè)條目是否考察了同樣的東西或者某一個(gè)項(xiàng)目是否隸屬于多個(gè)因子，對于前者選擇的修正方法是從中刪去一道題目，對于后者考慮直接刪除，從而使模型能更好的擬合數(shù)據(jù)，根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)刪除掉第54 條目，修訂后的一階四因素模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，所有非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都達(dá)到了顯著性水平，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)2=143.39，df=98，2/df=1.46，TLI=0.91，CFI=0.93，RMSEA=0.06，模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)均達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)，此外修訂后的模型擬合指數(shù)2 值較修訂前模型明顯降低，二者之間的差異達(dá)到了非常顯著性水平(P ＜.01)，根據(jù)驗(yàn)證性因素分析結(jié)果，最后確定由4 個(gè)因子對應(yīng)的16 個(gè)條目的教練行為知覺正式問卷。

3.3 信度和效度分析

3.3.1 內(nèi)部一致性信度

通過對教練行為知覺正式問卷及四個(gè)分維度的檢驗(yàn)，我們可以看出教練行為知覺正式問卷的克隆巴赫α 系數(shù)為0.88，悉心指導(dǎo)、過度責(zé)備、宜人行為和反常態(tài)度四個(gè)分維度的克隆巴赫α 系數(shù)分別為0.77、0.64、0.81、0.84，說明本次研究所編制的教練行為知覺正式問卷的數(shù)據(jù)具有較好的內(nèi)部一致性信度，它既能夠客觀、真實(shí)地反映影響運(yùn)動員訓(xùn)練和心理狀態(tài)的教練行為的廣泛維度與具體種類，符合心理測量學(xué)要求，又能夠達(dá)到我們預(yù)期為運(yùn)動員實(shí)踐提供有效依據(jù)的效果。

3.3.2 結(jié)構(gòu)效度

我們對教練行為知覺正式問卷中的過度責(zé)備和反常態(tài)度各個(gè)條目進(jìn)行反向計(jì)分，結(jié)果顯示各個(gè)分維度與總問卷之間、各個(gè)分維度之間的相關(guān)分析分別在0.71 ～0.83、0.37 ～0.66(見表2)，前者的相關(guān)關(guān)系高于后者，與此同時(shí)，我們采用驗(yàn)證性因素分析模型進(jìn)一步檢驗(yàn)問卷的結(jié)構(gòu)效度。參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，所有非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都達(dá)到了顯著性水平，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)也達(dá)到了理想標(biāo)準(zhǔn)，2=119.22，df=98，2/df=1.22，TLI =0.96，CFI=0.97，RMSEA=0.04，結(jié)果說明教練行為知覺正式問卷具有較好的因素結(jié)構(gòu)，支持一階四因素模型(見圖2)。證明所測數(shù)據(jù)有較高的相關(guān)關(guān)系，各個(gè)分維度既能對整個(gè)問卷做出貢獻(xiàn)，又具有一定的獨(dú)立性，因此教練行為知覺正式問卷具有較好的內(nèi)部結(jié)構(gòu)效度。

表2 教練行為知覺正式問卷各個(gè)維度之間的相關(guān)

圖2 驗(yàn)證性因素分析一階四因素模型

3.4 教練行為對運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的影響

隨著運(yùn)動競爭的愈演愈烈，運(yùn)動員優(yōu)異成績的取得和良好競技狀態(tài)的保持都離不開兩個(gè)主要因素:運(yùn)動員自身表現(xiàn)出來的行為和教練員行為的影響，兩者是取勝不可或缺的部分，在眾多比賽中已有所體現(xiàn)。當(dāng)一方運(yùn)動員處于不利被動情況下，心理緊張不禁而生，使自身特長無法施展、亂了章法，完全被對手抑制，這時(shí)教練員會立即叫暫停(規(guī)則允許)或局(節(jié)、盤)間休息，在最短時(shí)間精準(zhǔn)的解析雙方形勢，針對對手漏洞布置自己的技戰(zhàn)術(shù)，指導(dǎo)運(yùn)動員穩(wěn)定情緒和心理、敢于果斷準(zhǔn)確的攻擊對手弱點(diǎn)。當(dāng)再次上場時(shí)，隨之而來的是己方技術(shù)動作的流暢性和準(zhǔn)確性提高，反過來對對手的發(fā)揮起到有效的壓制作用，最終形成反敗為勝的結(jié)果，那些賽場上屢見不鮮的大逆轉(zhuǎn)現(xiàn)象充分說明教練員指導(dǎo)對運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽狀態(tài)的積極影響。即便運(yùn)動員沒能取得最終勝利，但發(fā)揮出自己應(yīng)用的水平是能做到地。由此可見，教練員行為對運(yùn)動員的訓(xùn)練和比賽狀態(tài)會起到非常大的影響，特別在心理方面。

于是我們從運(yùn)動員的經(jīng)驗(yàn)和實(shí)際感受出發(fā)來探討教練行為，通過測量來建立運(yùn)動員知覺模型，尋找與確立評價(jià)影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為有效指標(biāo)。過去Smith 等人(Smith，Smoll 和Curtis，1978)比較了教練員對自己行為的評價(jià)與運(yùn)動員對教練行為的評價(jià)以及獨(dú)立觀察者對教練行為的評價(jià)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)教練的自我知覺和被觀察的行為間低相關(guān)或相關(guān)不顯著，而運(yùn)動員的評價(jià)與行為觀察間相關(guān)性更高。此外，Wandzilak，Ansorge，和Potter(1988)將教練所回憶的行為和客觀系統(tǒng)記錄的行為之間做比較，發(fā)現(xiàn)教練只是部分正確地回憶了自己的教練行為，Salminen和Liukkonen(1996)對68 名芬蘭教練和他們的100 名運(yùn)動員進(jìn)行的一項(xiàng)研究顯示，教練和運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的知覺間存有差異。

鑒于此，我們采用不同的研究方法收集影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練員行為信息，進(jìn)行篩選、修訂、實(shí)測，最終編制教練行為知覺問卷，并對其進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)(內(nèi)部一致性信度、結(jié)構(gòu)效度)和因素結(jié)構(gòu)分析(探索性因素、驗(yàn)證性因素)，取得較好的階段性效果。第一，利用本次編制的影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為知覺問卷考察了教練行為的性質(zhì)，得出影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為是一個(gè)包含四個(gè)維度的復(fù)合型結(jié)構(gòu);第二，編制的教練行為測量工具具有良好的內(nèi)部一致性信度和結(jié)構(gòu)效度，是符合心理測量學(xué)指標(biāo)要求的量表;同時(shí)，進(jìn)一步證實(shí)運(yùn)動員的知覺比教練員自我知覺更能準(zhǔn)確地反映教練員的實(shí)際行為，這與Salminen 等人研究保持一致。因此，我們對影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為研究具有較好的實(shí)際效果，為教練員提供了合理的實(shí)踐指導(dǎo)方式，減少了他們不必要的盲目性，也為更深一步的研究打好基礎(chǔ)。

4 結(jié)論

4.1 影響運(yùn)動員訓(xùn)練和比賽心理狀態(tài)的教練行為被運(yùn)動員知覺為悉心指導(dǎo)、過度責(zé)備、宜人行為和反常態(tài)度的四個(gè)維度，而且不同維度之間存在一定的相關(guān)性。

4.2 教練行為知覺問卷的信度—效度檢驗(yàn)和因素結(jié)構(gòu)分析達(dá)到良好效果，符合心理測量學(xué)的指標(biāo)要求，可以在未來的研究中直接使用。

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