程宏宇，王 進(jìn)，胡桂英

1 前言

運(yùn)動員的競賽焦慮因其對運(yùn)動員競賽成績和運(yùn)動生涯長短是一個重要的預(yù)測變量，在過去的20多年中得到了 較 多 的 關(guān) 注 和 探 討［1，4，7，21，23，29］。 而 教 練 員 的 領(lǐng) 導(dǎo) 行 為 作為影響運(yùn)動員競賽狀態(tài)的一個重要因素，其與競賽焦慮的相關(guān)性在國外也得到了一定的討論和研究［10，30］。目前，此類研究因運(yùn)動員焦慮情緒的體驗(yàn)具有主觀性，多側(cè)重于從運(yùn)動員對教練領(lǐng)導(dǎo)行為的感知這一角度，檢驗(yàn)其與運(yùn)動員競賽焦慮之間的相關(guān)性。而迄今在我國同類研究仍相對缺乏，對運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系所做的探討還不夠深入。我國學(xué)者張力為（2001）指出，由于存在著中西方的文化差異，中國運(yùn)動員所體驗(yàn)的競賽焦慮及其影響因素與西方運(yùn)動員相比可能有所不同［5］。因此，中國教練員對國內(nèi)運(yùn)動員競賽焦慮的影響也可能存在著不同于西方的特征與規(guī)律，對這一課題展開研究顯然具有一定的意義和價值。同時，國內(nèi)、外的相關(guān)研究表明，教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員的影響可通過運(yùn)動員的評價進(jìn)行有效測量。本研究的主要目的就在于從運(yùn)動員的角度探討其對中國教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的感知與自身競賽焦慮之間的相關(guān)性，并對運(yùn)動自信和認(rèn)知風(fēng)格等相關(guān)變量在其中可能起到的角色作用做深入的探討。作者在對有關(guān)文獻(xiàn)做認(rèn)真考察后，提出運(yùn)動自信作為一個與競賽焦慮密切相關(guān)的概念，有可能在運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮之間起到中介作用。更進(jìn)一步，作者提出運(yùn)動員因存在認(rèn)知風(fēng)格等個性特征的差異，其對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的感知對不同認(rèn)知風(fēng)格個體在競賽焦慮上所產(chǎn)生的影響也可能是有差異的。換言之，作者推測運(yùn)動員的認(rèn)知風(fēng)格有可能在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮的關(guān)系中存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究將對這些理論假設(shè)逐一進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果將有助于我們更進(jìn)一步地澄清教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽焦慮可能產(chǎn)生的影響作用。在此，需明確指出的是，作者在本研究中將教練員領(lǐng)導(dǎo)行為操作性地界定為“運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為”，而不是教練員的實(shí)際領(lǐng)導(dǎo)行為。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 競賽焦慮

競賽焦慮是一個在運(yùn)動心理學(xué)中得到廣泛研究的多維概念，可分為狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮。狀態(tài)焦慮是一種即刻的情緒狀態(tài)，以擔(dān)憂、恐懼、緊張和生理喚醒為特征。特質(zhì)焦慮是對某一情境感知為具有威脅的傾向性，并對該環(huán)境表現(xiàn)出狀態(tài)焦慮的增加。競賽焦慮通常被認(rèn)為包含著認(rèn)知和生理成分。生理上的焦慮表現(xiàn)為心率加速，肌肉緊張、流汗等生理反應(yīng)。認(rèn)知焦慮則表現(xiàn)為對競賽結(jié)果的消極預(yù)期，擔(dān)憂，注意集中困難等。在西方文獻(xiàn)中，競賽焦慮所具有的認(rèn)知和生理成分得到了大量實(shí)驗(yàn)和因素分析研究的支持［26，31］。Lazarus（1998）指出，認(rèn)知過程能夠引起生理喚醒，而生理喚醒也能夠影響認(rèn)知過程，兩者相互作用相互影響［15］。而同時，焦慮的認(rèn)知和生理反應(yīng)可以由不同的原因所引起，它們可有區(qū)別地對行為產(chǎn)生不同的影響，因此又具有相互之間的獨(dú)立性［20］。

在國內(nèi)的文獻(xiàn)中，有學(xué)者指出中國集體主義文化的性質(zhì)決定了運(yùn)動員成就動機(jī)和情緒體驗(yàn)的社會定向特征，進(jìn)而決定了社會期待焦慮在賽前情緒中的重要地位。據(jù)此，張力為（2001）將認(rèn)知焦慮又區(qū)分為個人失敗焦慮和社會期待焦慮，并構(gòu)建了賽前情緒五因素模型，提出賽前情緒作為二級因素，支配著自信、軀體焦慮、個人失敗焦慮和社會期待焦慮4個一級因素［5］。張力為所構(gòu)建的賽前情緒模型展現(xiàn)了對相關(guān)領(lǐng)域所進(jìn)行的本土化探索，具有一定的研究價值。但目前這一模型還未得到充分的關(guān)注和探討，該模型是否具有足夠的結(jié)構(gòu)效度，能否解釋本國運(yùn)動員競賽焦慮的特征，還有待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

2.2 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮的關(guān)系及研究假設(shè)

教練員領(lǐng)導(dǎo)行為，是指教練員在帶領(lǐng)運(yùn)動員為達(dá)成訓(xùn)練目標(biāo)而努力的過程中所表現(xiàn)出的各種行為。Chelladurai和Saleh（1980）將教練員領(lǐng)導(dǎo)行為區(qū)分為五大類，包括:訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為、社會支持行為和積極反饋行為［9］。這一分類方式在文獻(xiàn)中得到了大量的應(yīng)用。從運(yùn)動員的角度探討其感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對競賽焦慮所產(chǎn)生的影響作用已經(jīng)在現(xiàn)有的研究中得到一定程度的驗(yàn)證。在一些摔跤、足球等領(lǐng)域展開的研究顯示，運(yùn)動員對教練員語言行為的感知能夠顯著預(yù)測他們在競賽中的擔(dān)心或焦慮水平［11，16］。Smith，Smoll與 Barnett（1995）的研究顯示，能降低評價憂慮，提高團(tuán)隊(duì)和諧，促進(jìn)教練員與運(yùn)動員之間關(guān)系的教練員行為能夠有效降低運(yùn)動員的競賽焦慮水平［28］。Smith等人（1998）指出，教練員的具體行為影響著運(yùn)動員的認(rèn)知評價進(jìn)而影響他們的焦慮水平。例如，教練員所展現(xiàn)的行為如被運(yùn)動員認(rèn)為是必要而有效的，有助于自己做好賽前準(zhǔn)備，競賽焦慮有可能降低。反之，如果教練員的行為讓運(yùn)動員感到是無效的，不能對自己的競賽準(zhǔn)備起到幫助作用，競賽焦慮就有可能上升［31］。Smith等人（1998）的模型指出，競賽結(jié)果以及對競賽結(jié)果的解讀在理解競賽焦慮時有重要意義。而對競賽結(jié)果的解讀受到運(yùn)動員對教練員行為的感知的影響。例如，面對不理想的競賽結(jié)果，教練員如表現(xiàn)出消極的攻擊性的言語行為有可能使運(yùn)動員對運(yùn)動競賽結(jié)果的實(shí)際知覺產(chǎn)生影響。由不理想的競賽結(jié)果而感知到來自于教練員的現(xiàn)實(shí)威脅可能導(dǎo)致高水平的競賽焦慮［31］。

由上面的文獻(xiàn)可知，國外的一些研究表明，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員的競賽焦慮之間存在著密切的關(guān)系。而當(dāng)前，國內(nèi)此類研究還很缺乏。根據(jù)張力為等人的觀點(diǎn)，中國運(yùn)動員因文化背景與西方運(yùn)動員存在差異，其競賽焦慮及影響因素可能具有不同于西方運(yùn)動員的特征。中國運(yùn)動員處在相對強(qiáng)調(diào)教練員權(quán)威的文化環(huán)境中，受到教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為的影響可能更加顯著。由此，作者推測，中國運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為多個維度的感知可能與運(yùn)動員的競賽焦慮水平存在顯著的相關(guān)性，也即運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的不同維度能正向或負(fù)向預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮（研究假設(shè)1）。這一推測需要在本研究中得到檢驗(yàn)。

2.3 運(yùn)動自信的中介效應(yīng)及研究假設(shè)

運(yùn)動自信被定義為個體對自己是否有能力在運(yùn)動中取得良好成績的信心水平，包括了特質(zhì)自信和狀態(tài)自信［32］。運(yùn)動自信與競賽焦慮一直以來被視作是緊密相關(guān)的概念。在Martens等人（1990）提出的多維焦慮模型中，運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮和軀體焦慮并列為競賽焦慮的3個主要因素［18］。在這一模型中，認(rèn)知焦慮與運(yùn)動自信被看做是一個維度的兩極，運(yùn)動自信是認(rèn)知焦慮的缺失。然而，Martens等人對運(yùn)動自信與競賽焦慮（尤其認(rèn)知焦慮）關(guān)系的這種闡述頗受爭議，一些學(xué)者主張將運(yùn)動自信看做是相對獨(dú)立于競賽焦慮的概念，更指出大量證據(jù)表明，認(rèn)知焦慮與運(yùn)動自信之間存在明顯的區(qū)分［12，14，22］。在 Martens等人自身的研究中，盡管運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮之間呈顯著負(fù)相關(guān)，因素分析的結(jié)果即顯示，自信是有別于認(rèn)知焦慮的獨(dú)立因子。一些研究也表明，認(rèn)知焦慮和運(yùn)動自信與競賽成績存在不一致的關(guān)系。Woodman和Hardy（2003）對300項(xiàng)研究采用元分析的方法進(jìn)行計(jì)算發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知焦慮與運(yùn)動自信對運(yùn)動成績具有不同的影響效應(yīng)，也即對運(yùn)動成績的影響具有相對獨(dú)立性［41］。這些研究結(jié)果對將認(rèn)知焦慮與運(yùn)動自信看做是同一維度的兩極的觀點(diǎn)提出了質(zhì)疑。在本研究中，作者推測在檢驗(yàn)運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的感知與競賽焦慮之間的關(guān)系時，將運(yùn)動自信（在本研究中，運(yùn)動自信被界定為獨(dú)立于競賽焦慮的概念）作為因變量加入回歸分析后，能顯著提高教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽情緒的預(yù)測效力（研究假設(shè)2）。這一結(jié)果將為有效區(qū)分運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮提供進(jìn)一步的證據(jù)。但總體上看，現(xiàn)存的研究相對一致地表明，運(yùn)動自信與競賽焦慮（包括認(rèn)知焦慮和軀體焦慮）之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)程度至少中等［37］。較高的運(yùn)動自信意味著相對較低的焦慮水平，而較低的運(yùn)動自信則意味著相對較高的焦慮水平。

運(yùn)動自信與教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為之間也具有密切的關(guān)系。Vealey等學(xué)者界定了運(yùn)動自信的9類來源，分別為技術(shù)掌握水平、能力展示、教練員領(lǐng)導(dǎo)、生理與心理準(zhǔn)備、生理自我呈現(xiàn)、替代經(jīng)驗(yàn)、社會支持、環(huán)境舒適度、競賽情境的有利度等［35，36］。這一分類體系指出，教練員對運(yùn)動員所提供的情感支持與領(lǐng)導(dǎo)行為是運(yùn)動員自信的重要來源。Weiss和Ferrer（2002）發(fā)現(xiàn)，教練員如經(jīng)常表現(xiàn)出鼓勵性行為，社會支持行為，以及民主決策行為，能夠提高運(yùn)動員的自信心與滿意感［38］。同時，研究顯示，教練員對運(yùn)動員的運(yùn)動表現(xiàn)所做的積極或消極反饋，對運(yùn)動員的自信心、自我效能感、動機(jī)、運(yùn)動樂趣等能產(chǎn)生顯著影響［8，34］。我國學(xué)者王進(jìn)等人（2008）在對國內(nèi)、外相關(guān)研究進(jìn)行了綜合考察后指出，教練員與運(yùn)動員之間的關(guān)系對運(yùn)動員的運(yùn)動自信、競技表現(xiàn)乃至運(yùn)動生涯都有著重要的影響［3］?？傮w上看，現(xiàn)有的研究表明，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員的運(yùn)動自信、動機(jī)水平和情緒感受等密切相關(guān)。

從上述文獻(xiàn)可知，運(yùn)動自信與教練員領(lǐng)導(dǎo)行為及競賽焦慮之間存在的相關(guān)性都得到了一定研究的支持。然而，目前還很少有學(xué)者將三者結(jié)合起來進(jìn)行研究，未能揭示三者之間可能存在的結(jié)構(gòu)聯(lián)系。有鑒于運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是運(yùn)動員自信心的重要來源，而運(yùn)動自信能影響運(yùn)動員的競賽焦慮，由此作者推測，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為，除對競賽焦慮可產(chǎn)生直接效應(yīng)外，還有可能通過運(yùn)動自信對競賽焦慮產(chǎn)生間接作用，也即運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為有可能首先作用于運(yùn)動自信，而后者進(jìn)一步地作用于競賽焦慮。運(yùn)動自信在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間至少起到部分的中介作用（研究假設(shè)3）。這一推測需要在本研究中得到檢驗(yàn)。

2.4 認(rèn)知風(fēng)格的調(diào)節(jié)效應(yīng)及研究假設(shè)

認(rèn)知風(fēng)格是個體在信息加工過程中表現(xiàn)出的個性化的和一貫性的偏好方式，是個體在感知、記憶與思維過程中所特有的穩(wěn)定方式在認(rèn)知活動中的體現(xiàn)［32］。Witkin（1950）提出的場依存性和場獨(dú)立性認(rèn)知方式被認(rèn)為是認(rèn)知風(fēng)格的一個重要維度，得到了大量的關(guān)注和研究［39］。Witkin指出，場獨(dú)立性和場依存性認(rèn)知風(fēng)格是兩個對立的信息加工方式，處于同一維度的兩極。前者指的是個體依靠內(nèi)部感知線索來加工信息的傾向性，而后者指的是個體憑借外部環(huán)境線索來加工信息的傾向性。場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格不僅指知覺中的構(gòu)造組織能力，也包括理性領(lǐng)域中的構(gòu)造組織能力［40］。由于場獨(dú)立性與場依存性風(fēng)格常被視作具有代表性的認(rèn)知風(fēng)格類型，在本研究中集中探討其在運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮的關(guān)系中所起的作用。

近些年來，國內(nèi)關(guān)于認(rèn)知風(fēng)格的研究主要在于探討其與專業(yè)分化、學(xué)習(xí)、決策等之間的關(guān)系［2］，而對認(rèn)知風(fēng)格與情緒之間的相關(guān)性未得到充分的討論。香港學(xué)者Zhang（2009）基于兩點(diǎn)理由指出了對認(rèn)知風(fēng)格與焦慮情緒之間的關(guān)系進(jìn)行研究的必要性。首先，焦慮本身具有很重要的認(rèn)知因素；個體的焦慮水平一定程度上是個體對情境的認(rèn)知結(jié)果。其次，認(rèn)知風(fēng)格與焦慮情緒都與個性特征有關(guān)，焦慮（情緒穩(wěn)定性）一直被作為個性傾向的一個維度得到關(guān)注，而認(rèn)知風(fēng)格作為衡量個體差異的一個重要變量，亦被視作是與個性相關(guān)的一個層面，其影響既表現(xiàn)在認(rèn)知過程中，也反映到個性心理特征方面，因此，有可能對情緒產(chǎn)生作用［42］。Zhang在其研究中提出包括場獨(dú)立性在內(nèi)的第一類認(rèn)知風(fēng)格，因其對模糊性、復(fù)雜性的容忍度較高，有可能與焦慮情緒成負(fù)相關(guān)。而包括場依存性在內(nèi)的第二類認(rèn)知風(fēng)格，因容易受到場環(huán)境的影響，而更傾向于體驗(yàn)到較高水平的焦慮情緒。其研究結(jié)果對這一研究假設(shè)提供了支持［42］。Martin（2006）用相關(guān)量表對79名心理病人施測，發(fā)現(xiàn)場依存性個體比場獨(dú)立性個體具有更高的焦慮水平，而場獨(dú)立性個體更容易從心理治療中獲益［19］。

目前，對認(rèn)知風(fēng)格與非運(yùn)動領(lǐng)域焦慮情緒之間的關(guān)系得到了一定的探討，而在運(yùn)動心理領(lǐng)域運(yùn)動員的認(rèn)知風(fēng)格與競賽焦慮之間的關(guān)系則尚未得到討論。從現(xiàn)有的研究來看，認(rèn)知風(fēng)格對個體的情緒反應(yīng)具有一定的影響作用。據(jù)此作者推測，運(yùn)動員的認(rèn)知風(fēng)格對其參加競賽時的情緒反應(yīng)也可能存在一定的影響，運(yùn)動員的場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格與競賽焦慮之間可能存在顯著的相關(guān)性（研究假設(shè)4）。同時，有研究表明，不同認(rèn)知風(fēng)格的個體由于信息加工方式不同，存在著情緒穩(wěn)定性的差異［2，42］。場依存性個體傾向于依據(jù)外部環(huán)境線索來加工信息，其心態(tài)更容易受外部評價等因素的影響，從而表現(xiàn)出情緒的相對不穩(wěn)定。而場獨(dú)立性個體傾向于憑借內(nèi)部感知線索來加工信息，情緒不易受外部因素的影響，從而表現(xiàn)出相對的穩(wěn)定性。由此，作者推測運(yùn)動員因存在認(rèn)知風(fēng)格的差異，教練員的行為和態(tài)度對其情緒反應(yīng)產(chǎn)生的影響也可能是有差異的。場依存性運(yùn)動員的情緒更容易受制于外部的環(huán)境因素，其競賽焦慮也更有可能受到教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的影響。而場獨(dú)立性運(yùn)動員的情緒相對穩(wěn)定，其競賽焦慮有可能相對不受教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的影響。也就是說，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系有可能因運(yùn)動員認(rèn)知風(fēng)格的不同而存在差異。認(rèn)知風(fēng)格對運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮之間的關(guān)系可能起調(diào)節(jié)作用（研究假設(shè)5）。這一推測需要在本研究中得到檢驗(yàn)。

綜上所述，本研究提出以下研究假設(shè):運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為多個維度的感知能夠顯著預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮水平（H1）；在將運(yùn)動自信作為因變量加入回歸分析后，能顯著提高教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽情緒（包括競賽焦慮與運(yùn)動自信）的預(yù)測效力（H2）；運(yùn)動自信在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間至少存在部分的中介作用（H3）；運(yùn)動員的場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格與競賽焦慮之間存在顯著的相關(guān)性（H4）；場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系起顯著調(diào)節(jié)作用（H5）。

3 研究方法

3.1 被試

本研究被試為266名來自于浙江省一所知名體校的專業(yè)運(yùn)動員。被試年齡為15～25周歲（17.36±1.74），其中，男運(yùn)動員136人，女運(yùn)動員130人；健將級運(yùn)動員40人，一級運(yùn)動員144人，二級運(yùn)動員42人，缺失運(yùn)動等級數(shù)據(jù)40人；平均訓(xùn)練年限6.65年；分別接受田徑、射擊、舉重等16余種體育項(xiàng)目的訓(xùn)練。

3.2 研究工具

3.2.1 競賽焦慮和運(yùn)動自信

運(yùn)動員的競賽焦慮和運(yùn)動自信采用張力為等人編訂的《賽前情緒量表-T》進(jìn)行測量。該量表為特質(zhì)量表，含32個條目。該量表在編訂時考慮了中國文化和體育文化的集體主義特征，構(gòu)建了個人失敗焦慮、社會期待焦慮、軀體焦慮和運(yùn)動自信4個分量表。每個分量表由8個條目組成。量表采用Likert 6點(diǎn)評分法，1代表“從來沒有”，6代表“總是”，其他數(shù)字介于兩者之間。分?jǐn)?shù)越高，表明該維度的賽前情緒體驗(yàn)越強(qiáng)。由張力為等人報(bào)告的各分量表Cronbach系數(shù)為0.76～0.83。而在本研究中Cronbach系數(shù)為0.78～0.89，表明量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。關(guān)于量表的效度，張力為等人報(bào)告了不一致的研究結(jié)果［6］。在一項(xiàng)以850名大學(xué)生運(yùn)動員和體工隊(duì)運(yùn)動員為對象展開的研究中，對結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)的結(jié)果表明，模型擬合度較好，多項(xiàng)擬合指數(shù)達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)。而在對342名專業(yè)運(yùn)動員展開的另一項(xiàng)研究中，多項(xiàng)擬合指數(shù)未達(dá)標(biāo)準(zhǔn)，未能對模型的結(jié)構(gòu)效度提供有力支持。本量表的結(jié)構(gòu)效度還需通過更多的研究進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.2.2 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為

運(yùn)動員感知的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為使用經(jīng)過修訂的知覺版《運(yùn)動領(lǐng)導(dǎo)行為量表》進(jìn)行測量。該量表較普遍地被使用于測量運(yùn)動員對教練員特有領(lǐng)導(dǎo)行為的知覺。包括5個分量表，由被試對教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為、社會支持行為和積極反饋行為5個方面進(jìn)行評估。量表共含25個條目，采用了Likert 5點(diǎn)評分法（1從未，2很少，3有時，4經(jīng)常，5總是）。根據(jù) Chelladural和Saleh（1980）的報(bào)告，本量表的Cronbach系數(shù)介于0.54至0.93之間，專制行為分量表的Cronbach系數(shù)偏低，而其他分量表均具有較好的內(nèi)部一致性信度。量表的重測系數(shù)介于0.71至0.82之間。對不同樣本施測獲得的因素分析結(jié)果穩(wěn)定，表明量表具有較好的效度［9］。在本研究中各維度的Cronbach系數(shù)為0.63～0.84。

3.2.3 認(rèn)知風(fēng)格

運(yùn)動員的場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格采用北京師范大學(xué)心理系修訂的《鑲嵌圖形測驗(yàn)》（簡稱EFT）進(jìn)行測量。該量表由三部分構(gòu)成:第一部分9道題，供練習(xí)使用。第二、三部分各有10道題。簡單圖形共9個。要求被試在規(guī)定時間內(nèi)在復(fù)雜圖形中迅速找出一個隱藏的簡單圖形。測驗(yàn)分?jǐn)?shù)以第二、三部分中正確畫出指定的簡單圖形總數(shù)記分。每題l分、滿分20分。得分越高，表明場獨(dú)立性越強(qiáng)，反之，得分越低，表明場依存性越強(qiáng)。當(dāng)被試指出的圖形與指定的簡單圖形在大小、指向上完全一致時才算正確。Witkin等學(xué)者指出，盡管EFT以知覺中的構(gòu)造組織能力為直接測量對象，但長期的實(shí)證研究表明，該量表的測量結(jié)果也能反映被試在理性領(lǐng)域中的認(rèn)知傾向［40］。EFT在包括運(yùn)動心理在內(nèi)的廣泛研究領(lǐng)域中得到大量應(yīng)用，能夠很好地用于區(qū)分運(yùn)動員或其他人群在認(rèn)知風(fēng)格上的差異。本量表由 Witkin報(bào)告的Cronbach系數(shù)為0.87（男性）和0.74（女性），其信度和效度在大量的研究中得到了驗(yàn)證。在本研究中Cronbach系數(shù)為0.86。

3.3 數(shù)據(jù)分析

本研究數(shù)據(jù)收集的結(jié)果采用SPSS 19.0for Windows進(jìn)行處理。對數(shù)據(jù)的初步檢驗(yàn)表明，各變量的正態(tài)分布、方差齊性、同方差性、線性關(guān)系等假設(shè)條件都得到滿足。Tolerance值和VIF值表明，自變量之間不存在多重共線性問題。在數(shù)據(jù)分析的各假設(shè)條件得到驗(yàn)證后，首先采用探索性因子分析方法對賽前情緒量表的因子進(jìn)行分析，同時采用相關(guān)性分析對賽前情緒的各維度與教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度及運(yùn)動員認(rèn)知風(fēng)格之間的關(guān)系進(jìn)行初步的檢驗(yàn)。然后，作者采用多變量復(fù)回歸分析及多元回歸分析等方法對運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度能否以及在多大程度上能預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮、運(yùn)動自信進(jìn)行檢驗(yàn)。再次，采用Bootstrapping方法對運(yùn)動自信是否在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮的關(guān)系中存在顯著中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。最后，采用分層回歸分析對認(rèn)知風(fēng)格是否在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮的關(guān)系中存在顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

4 結(jié)果

4.1 描述性分析

為檢驗(yàn)張力為等人提出的將賽前情緒區(qū)分為個人失敗焦慮、社會期待焦慮、軀體焦慮及運(yùn)動自信4個維度的模型是否具有結(jié)構(gòu)效度，對被試在《賽前情緒量表-T》上的得分進(jìn)行探索性因素分析。因素分析結(jié)果顯示從本量表中提取出3個特征值（eigenvalue）大于1的因子，共解釋量表62.96%的方差變異量。各條目在有關(guān)因子上的載荷在0.42～0.87。因素分析顯示，第4個因子的特征值（0.93）接近但未達(dá)到1的臨界值，因此，未能充分支持張力為等人提出的將認(rèn)知焦慮區(qū)分為個人失敗焦慮和社會期待焦慮的主張。對各條目進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明，因素分析提取的3個因子與認(rèn)知焦慮、軀體焦慮和運(yùn)動自信3個維度相對應(yīng)。因此，在此后的數(shù)據(jù)分析中，將個人失敗焦慮分量表與社會期待焦慮分量表合并為認(rèn)知焦慮分量表。以被試在兩個分量表上的均值作為被試在認(rèn)知焦慮分量表上的得分。

被試在賽前情緒3個分量表（即認(rèn)知焦慮、軀體焦慮和運(yùn)動自信）、教練員領(lǐng)導(dǎo)行為5個分量表以及認(rèn)知風(fēng)格量表上的均值、標(biāo)準(zhǔn)差，以及各維度之間的相關(guān)系數(shù)見表1。由表可知，除軀體焦慮與教練的民主行為之間不存在顯著相關(guān)之外，賽前情緒的3個維度與運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的5個維度基本呈顯著相關(guān)。教練員的專制行為與認(rèn)知焦慮和軀體焦慮呈正相關(guān)，與運(yùn)動自信為負(fù)相關(guān)。而教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的其他4個維度與認(rèn)知焦慮和軀體焦慮均呈負(fù)相關(guān)，與運(yùn)動自信呈正相關(guān)。場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格與認(rèn)知焦慮及軀體焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)，而與運(yùn)動自信及運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為5個維度的相關(guān)系數(shù)均未達(dá)顯著水平。

表1 本研究被試賽前情緒變量、教練員領(lǐng)導(dǎo)行為變量與認(rèn)知風(fēng)格的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)一覽表Table 1 Means，Standard Deviations and Correlations for Pre-competitive Emotion Variables，Coaching Behavior Variables and Cognitive Style

4.2 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮及運(yùn)動自信關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系，在本研究中采用了多變量復(fù)回歸分析（multivariate multiple regression）的方法。Lutz和Eckert（1994）指出，使用多變量復(fù)回歸分析能夠?qū)Χ鄠€自變量和多個因變量之間的關(guān)系做整體的分析，可以減少第一型錯誤的發(fā)生概率，并可以采用后續(xù)檢驗(yàn)對任一預(yù)測變量對任一因變量的獨(dú)特貢獻(xiàn)值進(jìn)行評估［17］。另外，多變量復(fù)回歸分析同時考慮了所有預(yù)測變量與因變量之間存在的交互作用，因而能夠控制變量間可能存在的多重共線性問題。相關(guān)文獻(xiàn)對運(yùn)動自信是否可以作為衡量競賽焦慮的一個子因素存在分歧，同時，也為了檢驗(yàn)運(yùn)動自信是否是有別于認(rèn)知焦慮的變量，筆者分成兩步實(shí)施多變量復(fù)回歸分析。首先，以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的5個維度為自變量，并以認(rèn)知焦慮和軀體焦慮為因變量做多變量復(fù)回歸分析。第二步，將運(yùn)動自信作為因變量加入到回歸方程中，以檢驗(yàn)在加入運(yùn)動自信后，能否顯著提高教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對賽前情緒在總體上的解釋水平。第一步的數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，在總體上教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的5個維度能夠顯著預(yù)測競賽焦慮，能解釋競賽焦慮約18%的方差變異量（Wilks’sλ＝0.82，F(xiàn)（10，518）＝5.27，P＜0.001，η2＝0.18。η2此處為多因素效應(yīng)值）。同時，多元回歸分析結(jié)果表明，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度中除積極反饋行為之外，其他4個維度都能顯著解釋競賽焦慮中的方差變異量:

訓(xùn)練指導(dǎo)行為，Wilks’sλ＝0.97，F(xiàn)（2，259）＝3.06，P＜0.05，η2＝0.03；

民主行為，Wilks’sλ＝0.96，F(xiàn)（2，259）＝4.79，P＜0.01，η2＝0.04；

專制行為，Wilks’sλ＝0.94，F(xiàn)（2，259）＝8.41，P＜0.001，η2＝0.06；

社會支持行為，Wilks’sλ＝0.96，F(xiàn)（2，259）＝5.46，P＜0.01，η2＝0.04。

后續(xù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，訓(xùn)練指導(dǎo)行為能顯著預(yù)測軀體焦慮，F(xiàn)（1，260）＝5.47，P＜0.05，η2＝0.02。

民主行為能顯著預(yù)測認(rèn)知焦慮，F(xiàn)（1，260）＝6.50，P＜0.05，η2＝0.03。

專制行為能顯著預(yù)測認(rèn)知焦慮［F（1，260）＝14.23，P＜0.001，η2＝0.05］；軀體焦慮，F(xiàn)（1，260）＝12.41，P＜0.01，η2＝0.05。

社會支持行為能顯著預(yù)測認(rèn)知焦慮［F（1，260）＝6.88，P＜0.01，η2＝0.03］；和軀體焦慮，F(xiàn)（1，260）＝10.06，P＜0.01，η2＝0.04。

第二步，在加入運(yùn)動自信后，以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的5個維度為預(yù)測變量，賽前情緒的3個維度（認(rèn)知焦慮、軀體焦慮、運(yùn)動自信）為因變量進(jìn)行多變量復(fù)回歸分析。結(jié)果顯示，總體上教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的5個維度能夠顯著解釋賽前情緒3個維度的方差變異量（Wilks’sλ＝0.72，F(xiàn)（15，712）＝9.77，P＜0.001，η2＝0.28。η2此處為多因素效應(yīng)值）。在加入運(yùn)動自信后，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為能增加解釋賽前情緒約10%的方差變異量。后續(xù)檢驗(yàn)顯示，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度中能顯著預(yù)測運(yùn)動自信的有:

民主行為，F(xiàn)（1，260）＝8.10，P＜0.01，η2＝0.03；

社會支持行為，F(xiàn)（1，260）＝4.32，P＜0.05，η2＝0.02；

積極反饋行為，F(xiàn)（1，260）＝3.92，P＜0.05，η2＝0.02。

4.3 運(yùn)動自信的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了揭示教練員領(lǐng)導(dǎo)行為、運(yùn)動自信與競賽焦慮之間的關(guān)系，作者推測三者之間存在著一個因果序列，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽焦慮的影響有可能至少是部分地通過運(yùn)動自信實(shí)現(xiàn)，即教練員領(lǐng)導(dǎo)行為首先作用于運(yùn)動員的運(yùn)動自信，而后者進(jìn)一步地影響運(yùn)動員的競賽焦慮。在這一關(guān)系中，運(yùn)動自信起到了中介變量的作用。因此，本研究對運(yùn)動自信可能存在的中介效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

對中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，使用最為廣泛的是Baron與Kenny法則。然而，近年來不少學(xué)者對Baron與Kenny法則提出了激烈的批評，指出這一方法存在著增加第一型錯誤率，缺乏統(tǒng)計(jì)功效以及不能評估中介效應(yīng)值的大小等不足［13，25］。Preacher與 Hayes（2008）提供了運(yùn)用 Bootstrap抽樣技術(shù)進(jìn)行中介檢驗(yàn)的方法［24］。Preacher與Hayes認(rèn)為，Bootstrapping檢驗(yàn)方法與傳統(tǒng)的Baron與Kenny法則及Sobel檢驗(yàn)相比，具有更高的統(tǒng)計(jì)功效，且能對第一型錯誤進(jìn)行更好的控制。同時，Bootstrapping檢驗(yàn)法還不需滿足樣本成正態(tài)分布的條件。因此，在本研究中采用了Preacher與Hayes提供的SPSS宏命令實(shí)施Bootstrapping法對運(yùn)動自信的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn)行該宏命令可以對間接效應(yīng)（預(yù)測變量通過中介變量作用于因變量的效應(yīng)值）、直接效應(yīng)（在控制了中介變量后預(yù)測變量對因變量的效應(yīng)值）、以及總體效應(yīng)進(jìn)行估算。數(shù)據(jù)分析采用了1000次Bootstrap抽樣。由于Preacher與Hayes提供的宏命令只允許輸入一個預(yù)測變量。在本研究中，對運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的各個維度依次實(shí)施中介檢驗(yàn)。而因變量則采用了認(rèn)知焦慮與軀體焦慮的均值作為衡量競賽焦慮的指標(biāo)。

由于在前面的多元回歸分析中，教練員的積極反饋行為未能顯著預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮，不滿足進(jìn)行中介檢驗(yàn)的條件。以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為其他4個維度為預(yù)測變量依次展開中介檢驗(yàn)（表2）。

表2 本研究教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度通過運(yùn)動自信作用于競賽焦慮的間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果一覽表Table 2 Results of Testing the Indirect Effects of Sport Confidence in the Relations between Coaching Behaviors and Competitive Anxiety

在表2中，由路徑c可知，預(yù)測變量對因變量的總體效應(yīng)是否顯著。由路徑c′可知，在控制了中介變量后，預(yù)測變量對因變量的直接效應(yīng)是否仍然顯著。由路徑ab可知，預(yù)測變量通過中介變量作用于因變量的間接效應(yīng)是否顯著。如果路徑ab所標(biāo)示的間接效應(yīng)在95%偏置糾正的置信區(qū)間內(nèi)（Bias corrected confidence interval，BCa CI）不包括0，則表示間接效應(yīng)顯著，也即支持了存在中介效應(yīng)的假設(shè)。

由表2可知，訓(xùn)練指導(dǎo)行為對競賽焦慮的總效應(yīng)顯著（β＝-0.24，SE＝0.07，t＝-3.61，P＜0.001），在控制了運(yùn)動自信后，訓(xùn)練指導(dǎo)行為仍存在對競賽焦慮的顯著直接效應(yīng)（β＝-0.15，SE＝0.06，t＝-2.55，P＜0.05）。同時，訓(xùn)練指導(dǎo)行為通過運(yùn)動自信作用于因變量的間接效應(yīng)顯著（β＝ -0.09，SE＝0.03，95%BCa CI＝ -0.17 to-0.03）。因此，運(yùn)動自信的中介效應(yīng)顯著，且對訓(xùn)練指導(dǎo)行為與競賽焦慮起到的是部分中介作用。

同樣，由表2可知，民主行為對競賽焦慮的總效應(yīng)顯著（β＝-0.13，SE＝0.06，t＝-2.23，P＜0.05），在控制了運(yùn)動自信后，民主行為對競賽焦慮的直接效應(yīng)不顯著（β＝-0.03，SE＝0.05，t＝-0.51，P＝0.61）。民主行為通過運(yùn)動自信作用于競賽焦慮的間接效應(yīng)顯著（β＝-0.10，SE＝0.04，95%BCa CI＝-0.18 to-0.04）。因此，運(yùn)動自信對民主行為與競賽焦慮起到的是完全的中介作用。專制行為對競賽焦慮的總效應(yīng)顯著（β＝0.29，SE＝0.06，t＝4.53，P＜0.001），而在控制了運(yùn)動自信后，專制行為對競賽焦慮的直接效應(yīng)仍然顯著（β＝0.22，SE＝0.06，t＝3.84，P＜0.001）。專制行為通過運(yùn)動自信作用于競賽焦慮的間接效應(yīng)顯著（β＝0.07，SE＝0.04，95%BCa CI＝0.01 to 0.15）。因此，運(yùn)動自信對專制行為與競賽焦慮起到部分中介作用。社會支持行為對競賽焦慮的總效應(yīng)顯著（β＝-0.25，SE＝0.06，t＝-4.55，P＜0.001）。在控制了運(yùn)動自信后，社會支持行為對競賽焦慮的直接效應(yīng)仍然顯著（β＝-0.14，SE＝0.05，t＝-2.59，P＜0.05）。社會支持行為通過運(yùn)動自信作用于競賽焦慮的間接效應(yīng)顯著（β＝ -0.12，SE＝0.04，95%BCa CI＝ -0.20 to-0.05）。因此，運(yùn)動自信對社會支持行為與競賽焦慮起到部分中介作用。綜上所述，運(yùn)動自信對運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的4個維度與競賽焦慮之間的關(guān)系都起到了顯著的中介作用。

4.4 認(rèn)知風(fēng)格的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

筆者在對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行認(rèn)真考察的基礎(chǔ)上提出場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格有可能在運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮的關(guān)系中存在顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究假設(shè)。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系有可能因被試在認(rèn)知風(fēng)格上的差異而存在差異。以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的4個維度為預(yù)測變量（積極反饋行為因未能在多元回歸分析中顯著預(yù)測競賽焦慮，而不參與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)），認(rèn)知風(fēng)格為中間變量（以被試在認(rèn)知風(fēng)格量表上的分?jǐn)?shù)參與數(shù)據(jù)分析，認(rèn)知風(fēng)格為連續(xù)變量），及競賽焦慮為因變量展開一系列的分層回歸分析。分層回歸分析的第一步，以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的一個維度及認(rèn)知風(fēng)格為預(yù)測變量進(jìn)入回歸方程。第二步，將兩個預(yù)測變量的交互變量加入回歸方程。兩個預(yù)測變量的交互變量通過對預(yù)測變量中心化（centered）處理后再相乘而獲得。從上述兩個步驟產(chǎn)生的R2是否發(fā)生顯著變化，可知認(rèn)知風(fēng)格的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否達(dá)到顯著水平（表3）。

由表3可知，認(rèn)知風(fēng)格對訓(xùn)練指導(dǎo)行為與競賽焦慮之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為與場依存性被試的競賽焦慮顯著相關(guān)（β＝-0.30，P＜0.01），與場獨(dú)立性被試的競賽焦慮也呈顯著相關(guān)，但顯著水平明顯下降（β＝-0.16，P＜0.05）。認(rèn)知風(fēng)格對民主行為與競賽焦慮之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。簡單斜率分析表明，教練員的民主行為與場依存性被試的競賽焦慮顯著相關(guān)（β＝-0.23，P＜0.01），而與場獨(dú)立性被試的競賽焦慮未呈顯著相關(guān)（β＝-0.07，P＞0.05）。同時，認(rèn)知風(fēng)格對專制行為與競賽焦慮之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)也達(dá)顯著水平（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。簡單斜率分析表明，教練員的專制行為與場依存性被試的競賽焦慮顯著相關(guān)（β＝0.32，P＜0.001），與場獨(dú)立性被試的競賽焦慮也呈顯著相關(guān)，但顯著水平明顯下降（β＝0.20，P＜0.01）。認(rèn)知風(fēng)格對運(yùn)動員感知到的教練員社會支持行為與競賽焦慮之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)未達(dá)顯著水平。

表3 本研究教練員領(lǐng)導(dǎo)行為、認(rèn)知風(fēng)格和競賽焦慮的分層回歸分析結(jié)果一覽表Table 3 Results of Hierarchical Regression Analyses of Coaching Behavior，Cognitive Style and Competitive Anxiety

續(xù)表3

5 討論

5.1 各變量間的相關(guān)性

在本研究中，采用因素分析法對張力為等學(xué)者提出的賽前情緒四因素模型進(jìn)行檢驗(yàn)時，其結(jié)果僅有效區(qū)分出了認(rèn)知焦慮、軀體焦慮和運(yùn)動自信3個因素，但應(yīng)看到因素分析產(chǎn)生的第4個因子較接近臨界值。將認(rèn)知焦慮劃分為個人失敗焦慮、社會期待焦慮在理論上有著促進(jìn)相關(guān)研究的本土化發(fā)展的意義。因此，仍然有必要通過進(jìn)一步的研究對該模型在實(shí)際應(yīng)用當(dāng)中，是否具有足夠的結(jié)構(gòu)效度以及能否解釋中國運(yùn)動員的獨(dú)特競賽心理進(jìn)行驗(yàn)證。數(shù)據(jù)的相關(guān)性分析表明，運(yùn)動員的認(rèn)知焦慮和軀體焦慮與運(yùn)動自信、認(rèn)知風(fēng)格以及運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的各個維度顯著相關(guān)（軀體焦慮與民主行為之間的關(guān)系除外）。認(rèn)知焦慮和軀體焦慮與教練員的專制行為成正相關(guān)，而與其余變量均成負(fù)相關(guān)。從相關(guān)系數(shù)來看，運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮為中等程度相關(guān)。而根據(jù)Materns等人的觀點(diǎn)，如果運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮確為同一維度的兩極，兩個變量之間應(yīng)高度相關(guān)。因此，相關(guān)分析的結(jié)果未能支持Materns等人提出的將運(yùn)動自信與認(rèn)知焦慮視作同一維度的兩極的理論模型。

多變量復(fù)回歸分析的結(jié)果表明，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為在整體上與運(yùn)動員的競賽焦慮顯著相關(guān)。在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的各維度中，除積極反饋行為不能顯著預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮外，訓(xùn)練指導(dǎo)行為能顯著預(yù)測軀體焦慮，民主行為能顯著預(yù)測認(rèn)知焦慮，專制行為和社會支持行為能同時顯著預(yù)測認(rèn)知焦慮和軀體焦慮。將運(yùn)動自信作為賽前情緒的一個維度加入回歸分析后，顯著提高了運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對賽前情緒的預(yù)測效力。這一結(jié)果也表明，運(yùn)動自信是相對獨(dú)立于競賽焦慮的一個變量，而不能簡單看做是認(rèn)知焦慮的缺失（研究假設(shè)2得到了支持）。運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為中的民主行為、社會支持行為和積極反饋行為與運(yùn)動員的運(yùn)動自信顯著相關(guān)。這些結(jié)果表明，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員賽前的認(rèn)知焦慮、軀體焦慮以及運(yùn)動自信都產(chǎn)生一定的影響作用，對研究假設(shè)1提供了支持。但從效應(yīng)值看，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為在整體上解釋競賽焦慮中約18%的方差變異量，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度對競賽焦慮所能解釋的方差變異量介于3%～6%之間，效應(yīng)量偏小。這一結(jié)果表明，除教練員領(lǐng)導(dǎo)行為之外，還存在著影響運(yùn)動員競賽焦慮的其他重要因素。同時，效應(yīng)值偏小也可能與所抽取的樣本大小及其是否具代表性等因素有關(guān)。運(yùn)動員感知的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮之間的相關(guān)程度，還需通過進(jìn)一步的研究進(jìn)行準(zhǔn)確評估。

5.2 運(yùn)動自信的中介效應(yīng)

從前面的檢驗(yàn)結(jié)果可知，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為能顯著預(yù)測運(yùn)動員的競賽焦慮和運(yùn)動自信，同時，相關(guān)分析也表明，運(yùn)動自信與競賽焦慮顯著相關(guān)。這些結(jié)果與之前的研究所報(bào)告的結(jié)果基本一致［31，37］。為了進(jìn)一步考察運(yùn)動自信是否在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間起到中介作用，筆者采用Bootstrapping法對運(yùn)動自信可能存在的中介效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，運(yùn)動自信對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為4個維度（除積極反饋行為）與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系起部分或完全的中介作用。這些結(jié)果對研究假設(shè)3提供了支持。運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽焦慮的影響，至少是部分地通過運(yùn)動自信而產(chǎn)生作用。由于運(yùn)動自信在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的部分維度（如訓(xùn)練指導(dǎo)行為、專制行為、社會支持行為）與運(yùn)動員競賽焦慮之間起到的是部分中介作用，運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對競賽焦慮還可能存在著直接的影響作用。

5.3 認(rèn)知風(fēng)格的調(diào)節(jié)效應(yīng)

相關(guān)分析表明，運(yùn)動員的競賽焦慮與場獨(dú)立性／場依存性風(fēng)格呈顯著負(fù)相關(guān)。偏向于場獨(dú)立性的運(yùn)動員相對呈現(xiàn)較低的競賽焦慮，而偏向于場依存性的運(yùn)動員相對呈現(xiàn)較高的競賽焦慮。這一結(jié)果與Zhang（2009）等人的研究結(jié)果一致［42］，對研究假設(shè)4提供了支持。采用分層回歸分析對認(rèn)知風(fēng)格在運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮之間可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，認(rèn)知風(fēng)格對教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為與運(yùn)動員的競賽焦慮之間的關(guān)系起顯著調(diào)節(jié)作用。運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對場依存性運(yùn)動員競賽焦慮的影響作用更加明顯，教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為和專制行為盡管對場獨(dú)立性個體也存在顯著影響，但顯著水平明顯下降?？傮w上看，研究結(jié)果對研究假設(shè)5提供了支持。運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對其競賽焦慮產(chǎn)生的影響因運(yùn)動員認(rèn)知風(fēng)格的不同而存在差異。

5.4 研究意義與局限

本研究對運(yùn)動員感知的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與競賽焦慮之間的關(guān)系做了探索性的檢驗(yàn)，所取得的成果對本領(lǐng)域相關(guān)理論的建構(gòu)和發(fā)展具有一定的意義，也有助于從事體育訓(xùn)練的教育工作者更加清晰地認(rèn)識到自己的領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員的競賽情緒可能產(chǎn)生的影響作用，并認(rèn)識到這種影響因運(yùn)動員在個體特征上的差異而存在差異，從而更好地運(yùn)用相關(guān)原理提高訓(xùn)練效率。但是，本研究也存在著一定的局限性。例如，研究主要采用量表測量的方法收集數(shù)據(jù)，被試的主觀成見乃至對條目的誤讀都有可能影響數(shù)據(jù)的有效性。同時，在研究中對運(yùn)動員的競賽焦慮、運(yùn)動自信進(jìn)行測量時，采用的是特質(zhì)量表，也就是說，實(shí)際測量的是特質(zhì)焦慮和特質(zhì)自信。研究結(jié)果是否適用于狀態(tài)焦慮和狀態(tài)自信還有待檢驗(yàn)。此外，在研究中僅對運(yùn)動員的賽前情緒進(jìn)行了測量，未對運(yùn)動員在競賽過程中及賽后的情緒進(jìn)行測量。運(yùn)動員感知的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員競賽過程中以及賽后的情緒有著怎樣的影響，以及這種影響是否與賽前情緒存在一致的規(guī)律和特征等問題，并未得到討論。因此，我們還應(yīng)展開后續(xù)的研究對本研究得出的結(jié)論做進(jìn)一步的驗(yàn)證，并對相關(guān)問題做更深入的探討。

6 結(jié)論

1.運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的感知與運(yùn)動員的競賽焦慮在整體上存在顯著相關(guān)性且相關(guān)程度接近中等。在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的各維度中，運(yùn)動員感知到的訓(xùn)練指導(dǎo)行為與軀體焦慮呈顯著的低度負(fù)相關(guān)，民主行為與認(rèn)知焦慮呈顯著的低度負(fù)相關(guān)，專制行為與運(yùn)動員認(rèn)知焦慮及軀體焦慮均呈顯著的低度正相關(guān)，社會支持行為與運(yùn)動員認(rèn)知焦慮及軀體焦慮均呈顯著的低度負(fù)相關(guān)。

2.將運(yùn)動自信作為賽前情緒的一個維度加入回歸分析，能夠顯著提高運(yùn)動員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對賽前情緒的預(yù)測效力，表明運(yùn)動自信是相對獨(dú)立于競賽焦慮的一個變量。

3.運(yùn)動自信在教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為、社會支持行為與運(yùn)動員競賽焦慮的關(guān)系中起著完全或部分的中介作用。運(yùn)動員對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的感知至少部分地通過運(yùn)動自信作用于自身的競賽焦慮。

4.運(yùn)動員的場獨(dú)立性／場依存性認(rèn)知風(fēng)格與競賽焦慮呈顯著的低度相關(guān)性。偏向于場依存性的運(yùn)動員相較于偏向于場獨(dú)立性的運(yùn)動員更有可能體驗(yàn)到較高水平的競賽焦慮。

5.運(yùn)動員的認(rèn)知風(fēng)格對教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為與運(yùn)動員競賽焦慮之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。運(yùn)動員感知的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對場依存性個體競賽焦慮的影響相對較大，對場獨(dú)立性個體的競賽焦慮也能產(chǎn)生顯著影響作用，但影響程度相對較小。

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