楊尚劍，孫有平

(1.上海師范大學(xué)體育學(xué)院，上海 200234;2.華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院，上海 200241)

運(yùn)動(dòng)員與教練員的關(guān)系是從事競(jìng)技體育的社會(huì)群體中最基本、最核心的關(guān)系，良好的師徒關(guān)系是取得優(yōu)異成績(jī)的可靠保證［1］，而信任是社會(huì)關(guān)系的一個(gè)重要維度，它內(nèi)生于社會(huì)關(guān)系的互動(dòng)結(jié)構(gòu)之中［2］。管理學(xué)認(rèn)為，信任是團(tuán)隊(duì)成員對(duì)于他人行為充滿自信和積極預(yù)期的一種心理狀態(tài)［3］，它包含兩個(gè)維度——情感信任和認(rèn)知信任。情感信任是建立在人與人之間所擁有的感情基礎(chǔ)之上，表現(xiàn)出對(duì)對(duì)方動(dòng)機(jī)友善，雙方互相關(guān)心、照顧，從而使雙方產(chǎn)生非理性的信任。認(rèn)知信任是基于對(duì)他人值得信賴的相關(guān)證據(jù)的了解，其了解的程度介于全知和無知之間，如果全知就沒有信任的必要，無知?jiǎng)t沒有信任的基礎(chǔ)［4］。Dirks(2000)將運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任定義為“運(yùn)動(dòng)員對(duì)于教練員能夠做出對(duì)球隊(duì)有益的言行和決定的一種期待或信心”，其研究表明，運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任，不僅有利于維持良好的人際關(guān)系，而且還會(huì)對(duì)于球隊(duì)績(jī)效產(chǎn)生重要的影響［5］。正如美國國家男籃主教練著名的老“K”教練所言:“如果相互信任，可齊力奪金，如果缺乏信任，則一事無成。因此，信任是最重要的，特別是在教練和隊(duì)員之間?！保?］

然而，在我國，運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的研究比較薄弱，相關(guān)的實(shí)證研究更顯匱乏。目前國內(nèi)少量的關(guān)于運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的實(shí)證研究，主要針對(duì)的是大學(xué)生群體，如于少勇(2009)等［7］。對(duì)于競(jìng)技體育后備人才隊(duì)伍，還缺乏應(yīng)有的關(guān)注。競(jìng)技體育后備人才隊(duì)伍是我國競(jìng)技體育的未來，他們?cè)诔砷L的過程中，離不開教練員的幫助、指導(dǎo)、陪伴，而這其中運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任程度將會(huì)對(duì)運(yùn)動(dòng)員的成長成才產(chǎn)生重要影響。因此，加強(qiáng)對(duì)我國競(jìng)技體育后備人才隊(duì)伍運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任研究，將會(huì)對(duì)我國競(jìng)技體育的發(fā)展起到很好的推動(dòng)作用，意義重大。

國外有關(guān)運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的量化研究相對(duì)成熟，也具有比較有代表性的量表，該量表是由Dirks(2000)編制的教練領(lǐng)導(dǎo)信任量表(The Scale of Trust in Leader)(截至2013年12月25日，Google學(xué)術(shù)搜索顯示被引384次)，簡(jiǎn)稱TLS。但是，國內(nèi)尚未見到該量表的中文版，難以確定TLS理論建構(gòu)是否符合中國運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的具體情況。因此，本研究試圖通過對(duì)TLS的修訂，實(shí)現(xiàn)該測(cè)量工具的本土化，為國內(nèi)的運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任研究提供科學(xué)可靠的工具。

1 研究方法

1.1 被試

選取國家體育總局全國籃球高水平后備人才基地男子U15年齡段的29支籃球隊(duì)，共331名運(yùn)動(dòng)員為被試。

1.2 測(cè)量工具

TLS量表是由 Dirks(2000)在參考 McAllister(1995)編制的人際信任量表的基礎(chǔ)上開發(fā)出來的。該量表共1個(gè)維度，9個(gè)條目，整個(gè)量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.96，條目的因子載荷從 0.84—0.96，該量表采用的是李克特7點(diǎn)量表(從1非常不同意到7非常同意)。

在實(shí)際修訂的過程中，由于施測(cè)對(duì)象是青少年群體，考慮到年齡因素，量表分值范圍不宜過細(xì)，因此在征求專家意見的基礎(chǔ)上，本研究將TLS中文版改為李克特5點(diǎn)量表，項(xiàng)目的分值范圍在1－5分之間，最低分為1分(非常不同意)，最高分為5分(非常同意)。

1.3 問卷的翻譯

首先由筆者和另外一名體育學(xué)博士分別將TLS量表翻譯成中文，并分析翻譯差異，加以修改，然后再請(qǐng)一名英語專業(yè)的博士將該中文量表反譯回英文，最后分析翻譯前后英文表述的差異并再次修改，直至確認(rèn)量表的中文與英文相比不存在意義上的分歧［8］。

1.4 施測(cè)

本測(cè)試是由筆者以及課題組的另外一名成員，前往全國籃球高水平后備人才基地U15男子比賽的連云港賽區(qū)(南區(qū))和青島賽區(qū)(北區(qū))現(xiàn)場(chǎng)進(jìn)行的，連云港賽區(qū)的測(cè)試日期是2013年5月8日—14日，青島賽區(qū)的測(cè)試日期為2013年5月18日－24日，測(cè)試主要是利用運(yùn)動(dòng)員的休息時(shí)間在賓館進(jìn)行的。本研究共發(fā)放問卷349份，收回349份，回收率100%。其中有效問卷331份，有效率94.8%。

為了更好地確定量表的結(jié)構(gòu)，本研究將所收集的樣本數(shù)據(jù)分成兩部分，一部分用于探索性因子分析，一部分用于驗(yàn)證性因子分析。數(shù)據(jù)樣本大小遵從以下原則:(1)探索性因子分析樣本的要求是題項(xiàng)與受試者的比例不得少于1:5，且受試總樣本數(shù)應(yīng)在100人以上［9］;(2)驗(yàn)證性因子分析收拾樣本最好在200以上，這樣的分析結(jié)果才比較穩(wěn)定［10］。因此，本研究隨機(jī)從29支球隊(duì)中選取10支球隊(duì)共109個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，用剩下的19支球隊(duì)的222個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。

測(cè)試結(jié)束兩周后，對(duì)其中4支球隊(duì)的48名運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行重測(cè)，以檢驗(yàn)量表的重測(cè)信度，重測(cè)問卷的回收率和有效率均為100%。最后，以連云港賽區(qū)的比賽名次作為比賽成績(jī)的指標(biāo)，進(jìn)一步探討修訂后的TLS量表的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

1.5 數(shù)據(jù)分析

采用AMOS 7.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，項(xiàng)目分析、探索性因子分析、信度分析、相關(guān)分析分析采用SPSS for Windows 17.0 完成。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 TLS中文版量表結(jié)構(gòu)的初步建立

2.1.1 項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析的主要目的是檢驗(yàn)編制量表的個(gè)別題項(xiàng)的適切或可靠程度，探究高低分受試者在每個(gè)題項(xiàng)上的差異，項(xiàng)目分析的結(jié)果可作為個(gè)別題項(xiàng)篩選的依據(jù)。項(xiàng)目分析的判別指標(biāo)中，最常用是臨界比值法(critical ration)，簡(jiǎn)稱CR值，它是根據(jù)測(cè)驗(yàn)總分區(qū)分出高分組受試者與低分組受試者后，區(qū)分高低分組在每個(gè)題項(xiàng)的平均數(shù)差異的顯著性，一般選前27%為高分組，后27%為低分組［9］，本研究的項(xiàng)目分析結(jié)果見表1。

表1 TLS中文版項(xiàng)目分析結(jié)果(N=109)

續(xù)表1

F檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)兩組方差是否同質(zhì)，如果F檢驗(yàn)的結(jié)果p＜0.05，應(yīng)拒絕虛無假設(shè)，表示兩個(gè)組別總體方差不相等，此時(shí)應(yīng)繼續(xù)通過“不假設(shè)方差相等”欄的t值進(jìn)行判斷，如果t值顯著，表明此題項(xiàng)具有鑒別度。如果F檢驗(yàn)的結(jié)果p＞0.05，表明兩個(gè)組別總體方差相等，則看“假設(shè)方差相等”的t值欄，如果t值顯著則表示此題項(xiàng)鑒別度良好。表1顯示，TLS量表的9個(gè)題項(xiàng)均通過顯著性檢驗(yàn)，說明TLS中文版量表各題項(xiàng)均能鑒別不同受試者的反應(yīng)程度。

2.1.2 探索性因子分析于1的公因子，分別命名為“情感信任維度”和“認(rèn)知信任維度”，累計(jì)貢獻(xiàn)率為52.285%。與TLS英文版相比，由一個(gè)維度分解為兩個(gè)維度，分析結(jié)果見表2。

表2 TLS中文版因子分析摘要(N=109)

2.2 TLS中文版測(cè)量模型結(jié)構(gòu)效度的驗(yàn)證

經(jīng)前期的探索性因子分析表明該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度，接下來，將對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行進(jìn)一步地檢驗(yàn)。結(jié)構(gòu)效度分為區(qū)別效度和收斂效度，這兩個(gè)效度要同時(shí)獲得，才認(rèn)為量表具有結(jié)構(gòu)效度［11］。

2.2.1 TLS中文版測(cè)量模型的區(qū)別效度

所謂區(qū)別效度是指構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)與其它構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)間低度相關(guān)或有顯著的差異存在。在AMOS中即檢驗(yàn)未限制模型(不限制構(gòu)念間的共變關(guān)系)和限制模型(限制構(gòu)念間的共變關(guān)系為1)之間的差異性。如果兩模型間的卡方值差異量越大且達(dá)到顯著水平(p＜0.05)，表明兩者間有顯著的不同，未限制模型的卡方值越小則表示潛在特質(zhì)間的相關(guān)性越低，其區(qū)別效度越高［10］，比較結(jié)果見表3。

表3 未限制模型與限制模型的卡方值差異比較

項(xiàng)目分析后，為檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度，對(duì)量表進(jìn)行探索性因子分析。通過檢驗(yàn)，TLS中文版的KMO系數(shù)為0.817，Bartlett檢驗(yàn)系數(shù)為 221.402(df=36，p=0.000)，表明該量表存在共同因子，適合做因素分析。TLS中文版的9個(gè)條目共同度在0.459－0668之間。經(jīng)主成分分析和直接斜交旋轉(zhuǎn)，共抽取2個(gè)特征根大

“情感信任—認(rèn)知信任”潛在構(gòu)面的未限制模型的自由度為26，卡方值為38.579，限制模型的自由度為27，卡方值等于155.162，嵌套模型比較摘要顯示，兩個(gè)模型的自由度差異為1(=27－26)，卡方值差異為116.583(=155.162 －38.579)，卡方值差異量顯著性檢驗(yàn)的概率值p=0.000＜0.05，表示未限制模型與限制模型有顯著不同，表明“情感信任—認(rèn)知信任”兩個(gè)潛在構(gòu)面的區(qū)別效度佳。

2.2.2 TLS中文版測(cè)量模型的收斂效度

收斂效度是指在測(cè)驗(yàn)過程中，測(cè)量相同潛在特質(zhì)的指標(biāo)變量會(huì)位于相同的因素層面中，此時(shí)，該指標(biāo)變量在此因素構(gòu)念上會(huì)有較高的因素負(fù)荷量，這些測(cè)量指標(biāo)變量間會(huì)有高度的相關(guān)，當(dāng)一潛在構(gòu)念的指標(biāo)變量間有較高的相關(guān)，且這些指標(biāo)變量測(cè)得的潛在特質(zhì)的同構(gòu)性越大，表示這些指標(biāo)變量反映的潛在構(gòu)念效度良好。CFA模型的收斂效度主要從因素負(fù)荷量(factor loading)、建構(gòu)信度(construct reliability)、平均方差抽取量(average variance extracted;AVE;V)幾個(gè)方面加以檢驗(yàn)［12］。

(1)因素負(fù)荷量。

一個(gè)因素構(gòu)念對(duì)測(cè)量指標(biāo)變量有高的負(fù)荷量，表示這些測(cè)量變量可以有效反映一個(gè)共同因素，其評(píng)鑒的內(nèi)容為因素負(fù)荷量路徑系數(shù)均達(dá)到顯著，且因素負(fù)荷量的數(shù)值要高于0.50，理想狀態(tài)是0.70以上。當(dāng)因素符合量在0.71以上時(shí)，潛在共同因素可以解釋測(cè)量變量的變異量會(huì)大于50%，此時(shí)因素構(gòu)念的收斂效度非常好。TLS中文版的因素負(fù)荷量如圖1所示。

圖1 TLS中文版因子模型示意圖

從圖1可以看出，情感信任潛在構(gòu)念5個(gè)測(cè)量變量的因素負(fù)荷量分別為 0.86、0.83、0.69、0.78、0.82，認(rèn)知信任潛在構(gòu)念4個(gè)測(cè)量變量的因素負(fù)荷量分別為0.86、0.83、0.89、0.84，9 個(gè)測(cè)量變量有 8 個(gè)測(cè)量變量的因素負(fù)荷量高于0.71，只有T4變量的因素負(fù)荷量為0.69，略小于0.71，總的來說，兩個(gè)潛在構(gòu)念的測(cè)量指標(biāo)變量可以有效反映其對(duì)應(yīng)的潛在特質(zhì)，因素構(gòu)念的收斂效度良好。

(2)建構(gòu)信度。

建構(gòu)信度是模型內(nèi)在質(zhì)量的判別準(zhǔn)則之一，也是收斂效度的指標(biāo)之一，若潛在變量的建構(gòu)信度值在0.60－0.70之間，表示測(cè)量模型的建構(gòu)信度佳，如果建構(gòu)信度值在0.70以上，表示測(cè)量模型的建構(gòu)信度良好。建構(gòu)信度的計(jì)算公式如下:

上述公式符號(hào)中，ρc為建構(gòu)信度，λ為指標(biāo)變量在潛在變量上的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)值，θ為觀察變量的誤差方差。經(jīng)過計(jì)算，情感信任的建構(gòu)信度系數(shù)值為0.8844，認(rèn)知信任的建構(gòu)信度系數(shù)值為0.9159，指標(biāo)值均大于0.70，表明測(cè)量模型的建構(gòu)信度良好，進(jìn)一步也表明TLS中文版的收斂效度良好。

(3)平均方差抽取量。

平均方差抽取量表示被潛在構(gòu)念所解釋的變異量中，有多少來自測(cè)量誤差，是檢驗(yàn)收斂效度的一項(xiàng)重要指標(biāo)。若平均方差抽取量越大，指標(biāo)變量被潛在變量構(gòu)念解釋的變異量百分比越大，相對(duì)測(cè)量誤差就越少，一般判別標(biāo)準(zhǔn)是平均方差抽取量要大于0.50。平均方差抽取量的估算公式如下:

通過計(jì)算，TLS中文版兩個(gè)潛在構(gòu)念的平均方差抽取量分別為0.6063和0.7316，均高于臨界值0.50，表示測(cè)量模型的收斂效度良好。

2.3 TLS中文版的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析

團(tuán)體對(duì)照法指的是用兩個(gè)在效標(biāo)表現(xiàn)上有差別的團(tuán)體，比較他們?cè)陬A(yù)測(cè)源分?jǐn)?shù)上的差別，是檢驗(yàn)量表是否具有效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的方法之一［13］。本研究采用團(tuán)體對(duì)照法對(duì)TLS中文版進(jìn)行效標(biāo)效度分析，將連云港賽區(qū)獲得前三名的球隊(duì)與后三名的球隊(duì)的運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任進(jìn)行比較，結(jié)果見表4。

表4 前三名球隊(duì)與后三名球隊(duì)運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的比較(N=73)

由表4可以看出，前三名球隊(duì)的運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任顯著高于后三名球隊(duì)，這說明運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任對(duì)球隊(duì)成績(jī)有較好的預(yù)測(cè)作用，TLS中文版的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度良好。

2.4 TLS中文版的信度檢驗(yàn)

本研究使用了內(nèi)在一致性信度(Cronbach＇s α系數(shù))和重測(cè)信度(穩(wěn)定系數(shù))兩個(gè)指標(biāo)對(duì)TLS中文版進(jìn)行信度分析。TLS中文版的 Cronbach＇s Alpha系數(shù)為0.80，兩個(gè)分量表的 Cronbach＇s Alpha 系數(shù)分別為0.73，均達(dá)到了0.7以上的標(biāo)準(zhǔn)，表明該量表的內(nèi)部一致性程度較高。間隔兩周后對(duì)48名被試進(jìn)行重測(cè)，兩個(gè)維度的重測(cè)系數(shù)分別為 0.73和0.78，總的重測(cè)系數(shù)為0.91，均達(dá)到非常顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)相關(guān)水平(p＜0.001)。具體結(jié)果見表5。

2.5 TLS中文版與英文版的差異比較

可能受中西方文化差異的影響，經(jīng)過探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析，本研究得到的是一個(gè)兩維度結(jié)構(gòu)的測(cè)量模型，有別于英文版的單維結(jié)構(gòu)，具體信息如表6所示。

表5 TLS中文版的內(nèi)部一致性系數(shù)和穩(wěn)定系數(shù)

表6 TLS英文版與中文版基本信息一覽

針對(duì)不同的結(jié)構(gòu)模型，接下來，本研究進(jìn)一步從兩個(gè)不同模型對(duì)TLS的擬合情況進(jìn)行檢驗(yàn)，第一個(gè)模型為本研究所得的兩因素模型(M1)，第二個(gè)模型為9個(gè)條目所組成的單因素模型(M2)，運(yùn)用AMOS 7.0的最大似然估計(jì)進(jìn)行擬合，主要結(jié)果見表7。

表7 TLS中文版兩種結(jié)構(gòu)模型的驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)值(N=222)

對(duì)比兩個(gè)模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)可以發(fā)現(xiàn)，兩因素模型(M1)各項(xiàng)擬合數(shù)據(jù)都優(yōu)于單因素理論模型(M2)，除了RMR值(0.051)略高于0.05的標(biāo)準(zhǔn)值之外，各項(xiàng)指標(biāo)都達(dá)到了理想要求，表明修訂后的兩因素模型優(yōu)于原單因素模型，說明情感信任維度和認(rèn)知信任維度之間存在一定的獨(dú)立性，由于TLS英文版量表主要是在參考McAllister(1995)編制的人際信任量表基礎(chǔ)上開發(fā)的，而人際信任量表是包含情感信任和認(rèn)知信任兩個(gè)維度的，因此本研究也驗(yàn)證了McAllister的理論假設(shè)。

3 結(jié)論

TLS中文版由“情感信任”和“認(rèn)知信任”兩個(gè)維度組成。情感信任維度指的是教練員和運(yùn)動(dòng)員之間擁有深厚的感情，表現(xiàn)在教練員對(duì)運(yùn)動(dòng)員的關(guān)心照顧、體貼幫助等方面，從而使運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員產(chǎn)生非理性的信任;認(rèn)知信任維度是基于運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員值得信賴的相關(guān)證據(jù)的了解，表現(xiàn)在對(duì)教練員專業(yè)能力、執(zhí)教水平等方面的信賴。TLS英文版主要是在借鑒McAllister(1995)的量表基礎(chǔ)上開發(fā)出來的，McAllister的人際信任量表是分為情感信任和認(rèn)知信任兩個(gè)維度的，TLS英文版之所以成為一個(gè)維度，可能是由于在西方文化背景下，運(yùn)動(dòng)員更加注重的是教練員的專業(yè)能力和執(zhí)教水平，而涉及私人情感方面的東西較少，這也是西方球隊(duì)教練員頻繁更迭的原因之一。而在中國，受傳統(tǒng)文化的影響，更希望教練員與運(yùn)動(dòng)員之間是“亦師亦友”的關(guān)系?！皫熣撸瑐鞯朗跇I(yè)解惑”，要求教練員應(yīng)具備較高的專業(yè)能力和執(zhí)教水平，使運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練比賽過程中能夠充分信任教練員，但同時(shí)也需要教練員能夠在日常生活中像朋友一樣對(duì)待運(yùn)動(dòng)員，與運(yùn)動(dòng)員多交流溝通，幫助運(yùn)動(dòng)員解決日常生活中遇到的各種問題，這也是教練員取得運(yùn)動(dòng)員信任的基礎(chǔ)。因此，運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的信任分為情感和認(rèn)知兩個(gè)維度，也是符合中國的文化背景的，這也從兩因素結(jié)構(gòu)模型和單因素結(jié)構(gòu)模型最優(yōu)化的對(duì)比中得到了體現(xiàn)。

TLS中文版在競(jìng)技籃球后備人才的群體中表現(xiàn)出良好的內(nèi)部一致性信度和重測(cè)信度，且具有良好的結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，但是否適用于競(jìng)技籃球成人群體，還需要在今后的研究中進(jìn)一步去完善。

總的來說，TLS中文版的各項(xiàng)測(cè)量學(xué)指標(biāo)良好，兩因素模型的數(shù)據(jù)擬合良好，達(dá)到心理學(xué)測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)，可以作為測(cè)量我國競(jìng)技體育集體項(xiàng)目后備人才群體運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員信任的有效工具。

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