楊尚劍

（上海師范大學(xué) 體育學(xué)院，上海200234）

組織公民行為（Organizational Citizenship Behavior，OCB）的概念起源于上世紀(jì)80年代，是由Organ等人提出來(lái)的。他們認(rèn)為組織公民行為指的是組織內(nèi)個(gè)體做出的一種自覺(jué)性行為，雖然不是被作為一種獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制提出來(lái)的職務(wù)內(nèi)行為，但是它卻能扮演“潤(rùn)滑劑”的角色，從而有效地減少組織內(nèi)各“組件”間的相互摩擦，促進(jìn)整個(gè)組織的運(yùn)轉(zhuǎn)。具體而言，其作用表現(xiàn)在以下5個(gè)方面：1）組織公民行為是一種自愿合作行為，能自覺(jué)維護(hù)整個(gè)組織的正常運(yùn)行，從而可減少由于維持組織正常運(yùn)行而被占用的稀缺資源數(shù)量，即減少對(duì)稀缺資源的占用；2）能使組織所擁有的資源擺脫束縛，投入于各種生產(chǎn)活動(dòng)之中；3）能促進(jìn)同事和管理人員生產(chǎn)效率的提高；4）能有效協(xié)調(diào)團(tuán)隊(duì)成員和工作群體之間的活動(dòng)；5）能增強(qiáng)組織吸引和留住優(yōu)秀人才的能力［1］。后來(lái)組織公民行為逐漸成為組織行為學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)重要概念。2008年，Aoyagi等人以281名大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員為研究對(duì)象，對(duì)Podsakoff［2］編制的組織公民行為量表進(jìn)行了修訂，從而將其引入到運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域。他們認(rèn)為運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為蘊(yùn)含著兩方面的涵義：一是這種行為是運(yùn)動(dòng)員的自覺(jué)行為而非硬性規(guī)定，二是這種行為看似微小但累加起來(lái)卻能有效促進(jìn)運(yùn)動(dòng)隊(duì)績(jī)效［3］。

Organ等人認(rèn)為組織公民行為的概念由5個(gè)維度組成：幫助他人、責(zé)任感、運(yùn)動(dòng)員精神、出于好意以及公民道德［4］。后來(lái)Podsakoff等人又進(jìn)一步將其發(fā)展為7個(gè)維度：幫助他人、順從組織、運(yùn)動(dòng)員精神、公民道德、工作主動(dòng)、組織忠誠(chéng)以及自我發(fā)展［5］。Aoyagi引入到體育領(lǐng)域的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為包含幫助行為、運(yùn)動(dòng)員精神和公民道德3個(gè)維度。

自2008年組織公民行為的概念進(jìn)入運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域以來(lái)，逐漸受到越來(lái)越多的國(guó)外學(xué)者的關(guān)注與重視，認(rèn)為它對(duì)提高運(yùn)動(dòng)隊(duì)運(yùn)轉(zhuǎn)效率以及球隊(duì)的整體表現(xiàn)具有重要的作用［6-7］。同時(shí)，青少年時(shí)期是人格形成的關(guān)鍵時(shí)期，青少年組織公民行為的做出，有利于發(fā)展群體中良好的同伴關(guān)系，促進(jìn)積極情感體驗(yàn)的獲得，對(duì)發(fā)展青少年的人格至關(guān)重要［8］。然而國(guó)內(nèi)對(duì)于運(yùn)動(dòng)員組織公民行為的研究還比較薄弱，也缺乏相關(guān)的測(cè)量工具。因此，鑒于組織公民行為對(duì)于運(yùn)動(dòng)隊(duì)的重要作用，以及對(duì)青少年人格發(fā)展的重要影響，本研究將以Farh等人的組織公民行為量表為藍(lán)本，在我國(guó)運(yùn)動(dòng)員情境下進(jìn)行修訂，以期為今后我國(guó)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為的相關(guān)研究提供有力工具。

以往對(duì)于量表的修訂，大多是基于經(jīng)典測(cè)量理論（CTT）。該理論具有其獨(dú)特的自身優(yōu)勢(shì)，但是也存在過(guò)于依賴樣本、被試能力和項(xiàng)目難度指標(biāo)含義不統(tǒng)一、測(cè)量誤差估計(jì)不準(zhǔn)確等局限性，而近些年發(fā)展起來(lái)的項(xiàng)目反應(yīng)理論（IRT）能夠很好地彌補(bǔ)CTT的這些不足［9］。戴儉慧等指出多種理論的優(yōu)化綜合使用，是體育科學(xué)的量表編制深入發(fā)展的標(biāo)志和趨勢(shì)［10］。本研究正是將基于經(jīng)典測(cè)量理論的信效度檢驗(yàn)和基于項(xiàng)目反應(yīng)理論的項(xiàng)目分析綜合使用，來(lái)對(duì)量表進(jìn)行修訂。

Aoyagi等對(duì)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為的前因變量研究顯示，凝聚力是前因變量之一，而運(yùn)動(dòng)員滿意度則對(duì)組織公民行為影響不顯著［3］。但是近期的研究表明運(yùn)動(dòng)員的滿意度可以作為組織公民行為的結(jié)果變量［11］，同時(shí)又有研究指出運(yùn)動(dòng)員滿意度是運(yùn)動(dòng)隊(duì)凝聚力的結(jié)果變量［12］，符合中介變量檢驗(yàn)的研究假設(shè)。那么，運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為是否在凝聚力與滿意度的關(guān)系中起到中介作用呢？本研究將通過(guò)實(shí)證研究驗(yàn)證該假設(shè)。綜上所述，本研究的目的，一是修訂運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表，二是檢驗(yàn)其在凝聚力與滿意度關(guān)系中的中介作用。

1 研究對(duì)象與方法

1．1 研究對(duì)象

以運(yùn)動(dòng)員組織公民行為、凝聚力及滿意度為研究對(duì)象，以國(guó)家高水平體育后備人才基地的426名青少年運(yùn)動(dòng)員為調(diào)查對(duì)象。其中男運(yùn)動(dòng)員315名、女運(yùn)動(dòng)員111名，年齡12～16歲（M+SD＝14．1+1．3），運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目包括籃球、足球、曲棍球、乒乓球、羽毛球、排球等。

1．2 研究方法

1．2．1 問(wèn)卷調(diào)查法

1．2．1．1 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表 Farh等人根據(jù)Organ的理論架構(gòu)，定義了華人背景下的組織公民行為，包含組織認(rèn)同、幫助他人、責(zé)任感、人際和諧以及保護(hù)組織資源5個(gè)因子，其中組織認(rèn)同、幫助他人以及人際和諧3個(gè)因子各包含4個(gè)條目，責(zé)任感包含5個(gè)條目，保護(hù)組織資源有3個(gè)條目，共20個(gè)條目，各個(gè)因子的克隆巴赫α系數(shù)分別是0．87、0．87、0，82、0．86和0．81［13］。本研究采用往返翻譯的方法，將原量表翻譯成中文，并結(jié)合我國(guó)運(yùn)動(dòng)員情境，用運(yùn)動(dòng)專業(yè)的語(yǔ)言進(jìn)行描述?？紤]到青少年運(yùn)動(dòng)員的年齡特點(diǎn)，問(wèn)卷難度不宜過(guò)難，因此本研究將原7點(diǎn)量表改為5點(diǎn)量表，1代表完全不同意，5代表完全同意。此外，本研究將所有反向計(jì)分題改為正向描述，原因在于一是為了降低測(cè)驗(yàn)難度以適應(yīng)青少年的年齡特點(diǎn)，二是由于反向計(jì)分題有可能會(huì)影響到區(qū)分度參數(shù)a的取值，造成較大誤差［14］。本研究將修訂后的OCB命名為“運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表（AOCB）”。

調(diào)查分為預(yù)調(diào)查和正式調(diào)查。兩種調(diào)查都是在征得教練員同意后在訓(xùn)練場(chǎng)地上進(jìn)行的，現(xiàn)場(chǎng)填完問(wèn)卷即收回。預(yù)調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷102份，全部回收，其中有效問(wèn)卷97份，有效率95．1%。預(yù)調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為初始量表具有較好的信效度，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0．77，5個(gè)因子共解釋了56．69%的總變異。間隔兩周后進(jìn)行正式調(diào)查。正式調(diào)查發(fā)放問(wèn)卷468份并全部收回，有效問(wèn)卷426份，有效率91．0%。兩周后58名運(yùn)動(dòng)員再次填寫(xiě)了問(wèn)卷，以檢驗(yàn)問(wèn)卷的重測(cè)信度。

1．2．1．2 群體環(huán)境問(wèn)卷 本研究對(duì)凝聚力的測(cè)量，采用馬紅宇修訂的群體環(huán)境問(wèn)卷［15］。該問(wèn)卷包含群體任務(wù)吸引（ATG-T）、群體社交吸引（ATG-S）、群體任務(wù)一致性（GI-T）、群體社交一致性（GI-S）4個(gè)分量表，共15個(gè)條目。各個(gè)分量表的α系數(shù)分別為0．71、0．72、0．82和0．78。本研究得到的4個(gè)分量表的α系數(shù)分別是0．78、0．76、0．86和0．82。因本研究的調(diào)查對(duì)象為青少年運(yùn)動(dòng)員，因此采用張力為等的建議，將原李克特7級(jí)量表改為5級(jí)。

1．2．1．3 運(yùn)動(dòng)員滿意度問(wèn)卷 本研究對(duì)運(yùn)動(dòng)員滿意度的測(cè)量，采用的是Riemer和Chelladurai［16］編制的運(yùn)動(dòng)員滿意度問(wèn)卷（Athlete Satisfaction Questionnaire，ASQ）中的反映結(jié)果的兩個(gè)分量表，即運(yùn)動(dòng)員對(duì)個(gè)人表現(xiàn)（individual performance）的滿意度和對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)（team performance）的滿意度（簡(jiǎn)稱“個(gè)人表現(xiàn)”和“球隊(duì)表現(xiàn)”），這兩個(gè)分量表都各自包含3個(gè)條目，Riemer等人報(bào)告的兩個(gè)分量表的克隆巴赫α系數(shù)分別為0．85和0．95。本研究得到的兩個(gè)分量表的克隆巴赫α系數(shù)分別為0．79和0．80，采用李克特5點(diǎn)量表法測(cè)量。

1．2．2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

本研究采用MULTILOG 7．03統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行參數(shù)分析，對(duì)條目進(jìn)行篩選，采用AMOS 22．0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程分析，檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度以及相關(guān)變量之間的關(guān)系，采用SPSS 22．0進(jìn)行主成分分析和相關(guān)分析。

2 研究結(jié)果

2．1 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的修訂結(jié)果

2．1．1 基于項(xiàng)目反應(yīng)理論的單維性強(qiáng)假設(shè)檢驗(yàn)

一階單維性假設(shè)是項(xiàng)目反應(yīng)理論的幾個(gè)強(qiáng)假設(shè)之一，它要求被測(cè)量的測(cè)驗(yàn)結(jié)果只取決于一種能力，其他能力的影響都是可以忽略的［17］。其檢驗(yàn)結(jié)果是這樣實(shí)現(xiàn)的：如果SPSS主成份分析結(jié)果顯示第一因子的特征根值是第二因子特征根值的3倍以上，則表明該量表具有單維性［18］。運(yùn)動(dòng)員組織公民行為初始量表旋轉(zhuǎn)后的因子解碎石圖如圖1所示。

經(jīng)檢驗(yàn)，運(yùn)動(dòng)員組織公民行為初始量表旋轉(zhuǎn)后的第一因子特征根值是5．593、第二因子的特征根值是1．652，二者之比為3．386。從圖1也可以看出碎石圖第一因子的拐點(diǎn)非常明顯，因此可以判斷該量表符合項(xiàng)目反應(yīng)理論單維性強(qiáng)假設(shè)。

圖1 初始量表碎石圖

2．1．2 基于項(xiàng)目反應(yīng)理論的項(xiàng)目分析

常用的項(xiàng)目反應(yīng)理論模型有3個(gè)，即單參數(shù)、雙參數(shù)以及三參數(shù)Logistic模型，本研究使用的是雙參數(shù)Logistic模型。進(jìn)行項(xiàng)目參數(shù)的條件估計(jì)時(shí)，目前比較常用的方法是基于邊際分布的極大似然估計(jì)法（MMLE），本研究也是采用此法對(duì)各項(xiàng)目的區(qū)分度參數(shù)a、難度參數(shù)b以及各個(gè)項(xiàng)目的最大信息函數(shù)峰值（Imax）進(jìn)行估計(jì)，并以此為依據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目篩選。初始量表各項(xiàng)目參數(shù)如表1所示。

表1 初始量表各項(xiàng)目參數(shù)

綜合Du Toit［19］、楊業(yè)兵、臧運(yùn)洪［20］等的建議，本研究將區(qū)分度參數(shù)a小于0．3或大于3的項(xiàng)目、難度參數(shù)b小于-4或大于4的項(xiàng)目以及最大信息函數(shù)峰值（Imax）小于0．2的項(xiàng)目刪除。從表1可以看出題目4、8、16、17、18、19、20均有指標(biāo)不符合標(biāo)準(zhǔn)，因此將其刪除。

2．1．3 驗(yàn)證性因子分析

經(jīng)項(xiàng)目反應(yīng)理論進(jìn)行條目篩選以后，為了檢驗(yàn)剩下條目的內(nèi)部結(jié)構(gòu)是否合理、穩(wěn)定，本研究使用AMOS 22．0軟件，通過(guò)結(jié)構(gòu)方程建模的方式對(duì)剩余條目進(jìn)行擬合，擬合結(jié)果如圖2所示。

圖2 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為二階四因子結(jié)構(gòu)

圖2顯示剩余的13個(gè)條目凝聚到了4個(gè)因子當(dāng)中去，本研究將這4個(gè)因子分別命名為“運(yùn)動(dòng)隊(duì)認(rèn)同”“幫助隊(duì)友”“責(zé)任感”以及“人際和諧”。整個(gè)模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)如表2所示。

表2 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為二階四因子模型擬合指數(shù)

從表2我們可以看出，修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的二階四因子模型各項(xiàng)擬合指數(shù)分值均高于臨界值，表明該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

2．1．4 信度分析

本研究使用克隆巴赫α系數(shù)和重測(cè)系數(shù)兩個(gè)指標(biāo)對(duì)修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表進(jìn)行信度分析，結(jié)果如表3所示。

表3 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的信度指標(biāo)

表3顯示修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的α系數(shù)以及4個(gè)維度分別的α系數(shù)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；同時(shí)修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表總的重測(cè)系數(shù)以及4個(gè)維度分別的重測(cè)系數(shù)也均達(dá)到非常顯著水平（P＜0．001），表明該量表具有較高的穩(wěn)定性。

2．2 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為與凝聚力和滿意度的關(guān)系

2．2．1 共同方法偏差的控制

本研究采用程序控制和統(tǒng)計(jì)控制兩種手段來(lái)控制研究的共同方法偏差。對(duì)于程序控制，本研究在嚴(yán)格設(shè)計(jì)量表?xiàng)l目的基礎(chǔ)上，把各個(gè)變量放在問(wèn)卷的不同部分進(jìn)行測(cè)量，并通過(guò)指導(dǎo)語(yǔ)說(shuō)明每個(gè)部分不同的測(cè)量?jī)?nèi)容、計(jì)分規(guī)則以及匿名填寫(xiě)。同時(shí)將組織公民行為問(wèn)卷和凝聚力、滿意度問(wèn)卷分時(shí)間段填寫(xiě)，當(dāng)中間隔兩天，做到在程序上控制共同方法偏差。對(duì)于統(tǒng)計(jì)控制，本研究采用的方法是Podsakoff［22］等的Harman單因素檢驗(yàn)，即對(duì)整個(gè)問(wèn)卷進(jìn)行探索性因子分析，檢驗(yàn)未旋轉(zhuǎn)因子的析出結(jié)果。結(jié)果顯示共析出了3個(gè)特征根大于1的公因子，第一個(gè)公因子共解釋了18．4%的變異，主要是有關(guān)團(tuán)隊(duì)凝聚力的測(cè)題，不符合Harman單因素檢驗(yàn)“只析出1個(gè)因子或者某個(gè)因子解釋力特別大”的共同方法偏差特征，因此可以判斷本研究數(shù)據(jù)受共同方法偏差的影響較小。

2．2．2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差相關(guān)系數(shù)值如表4所示。

從表4可以看出，凝聚力、組織公民行為以及運(yùn)動(dòng)員滿意度各變量的平均數(shù)均大于3，表明我國(guó)運(yùn)動(dòng)員感知到較高的團(tuán)隊(duì)凝聚力，能夠表現(xiàn)出較好的組織公民行為，對(duì)自己的表現(xiàn)以及球隊(duì)的表現(xiàn)也都比較滿意。相關(guān)分析結(jié)果顯示各變量之間均呈現(xiàn)高度正相關(guān)。

2．2．3 凝聚力、組織公民行為和滿意度之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程擬合結(jié)果

本研究數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，故采用極大似然法估計(jì)各路徑系數(shù)值。整個(gè)模型的基本適配指數(shù)分別為：χ2＝31．523，χ2／DF ＝2．416，GFI＝0．937，AGFI＝0．925，NFI＝0．960，RFI＝0．921，IFI＝0．969，RMSEA＝0．057。可以看出各指標(biāo)均達(dá)到模型適配的標(biāo)準(zhǔn)（參考標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)吳明隆，2010），表明該模型擬合程度良好。三者關(guān)系的整體擬合結(jié)果如圖3所示。

表4 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

圖3 凝聚力、組織公民行為和滿意度之間關(guān)系的整體擬合模型

從圖3可以看出，團(tuán)隊(duì)凝聚力通過(guò)組織公民行為對(duì)滿意度影響的間接效果值為0．35（0．58×0．61），遠(yuǎn)大于其對(duì)運(yùn)動(dòng)員滿意度影響的直接效果值0．19，說(shuō)明團(tuán)隊(duì)凝聚力對(duì)運(yùn)動(dòng)員滿意度影響的直接效應(yīng)不是主要的，其影響主要是通過(guò)運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為而間接實(shí)現(xiàn)的，這表明運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為在團(tuán)隊(duì)凝聚力與運(yùn)動(dòng)員滿意度之間起到完全中介的作用。

3 討論

3．1 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的項(xiàng)目分析

本研究使用項(xiàng)目反應(yīng)理論對(duì)初始量表進(jìn)行項(xiàng)目分析。初始量表的區(qū)分度a的取值范圍在0．11至2．39之間，均值為0．761，而修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的區(qū)分度a的取值范圍在0．55至2．37之間，均值為1．443。修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表區(qū)分度a的取值范圍小于初始量表，范圍縮小可以使得受測(cè)人員水平更好地集中在有代表性的區(qū)間范圍。修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表區(qū)分度a平均值要比初始量表的區(qū)分度a的均值大，由于區(qū)分度a的平方與項(xiàng)目最大信息函數(shù)峰值成正比，因此表明修訂后量表的各項(xiàng)目對(duì)總信息量的平均貢獻(xiàn)值比初始量表要大。

初始量表的難度b取值范圍在-11．09至8．48之間，在難度上的變化幅度較大，超過(guò)了±4的正常取值范圍，且有的項(xiàng)目難度系數(shù)增減混亂。而修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表難度b值的取值范圍為-3．56至3．62之間，取值范圍合理，每個(gè)項(xiàng)目的難度等級(jí)均呈單調(diào)遞增趨勢(shì)，說(shuō)明修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表項(xiàng)目難度分級(jí)較為合理。整個(gè)量表的難度和區(qū)分度也可以從各題項(xiàng)的項(xiàng)目特征曲線上反映出來(lái)（圖4）。

從圖4可以看出，各個(gè)題項(xiàng)的難度和區(qū)分度比較合理，沒(méi)有出現(xiàn)特別的聚集、扎堆現(xiàn)象，表明各個(gè)題項(xiàng)能夠較準(zhǔn)確地測(cè)試出不同受試者的反應(yīng)程度。

一般情況下，信息量達(dá)到25時(shí)，測(cè)驗(yàn)質(zhì)量良好；25～16時(shí)，測(cè)驗(yàn)有待改進(jìn)；低于16時(shí)，測(cè)驗(yàn)較差［23］。初始量表各項(xiàng)目信息函數(shù)峰值范圍在0．020至2．899之間，總信息量為16．930，修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表各項(xiàng)目的信息函數(shù)峰值范圍為0．226至2．477，總信息量16．451。修訂前后的量表總信息量均達(dá)到了16的臨界值。通常來(lái)說(shuō)，量表的項(xiàng)目數(shù)越多，其信息量就越大，修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表項(xiàng)目數(shù)減少了7個(gè)，雖然總信息量比初始量表略有減少，但是每個(gè)項(xiàng)目對(duì)于總信息量的平均貢獻(xiàn)率卻要大于初始量表，說(shuō)明修訂后的運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表能夠較準(zhǔn)確地反映測(cè)量?jī)?nèi)容，并且整個(gè)量表更加精煉，可以縮小測(cè)驗(yàn)時(shí)間。

3．2 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的效度和信度檢驗(yàn)

使用項(xiàng)目反應(yīng)理論將初始量表的項(xiàng)目進(jìn)行篩選后，初始量表的“保護(hù)組織資源”維度被完全剔除，而剩余4個(gè)維度雖然題目數(shù)量有所減少，但結(jié)構(gòu)并沒(méi)有發(fā)生變化，這表明“保護(hù)組織資源”維度并不適合我國(guó)運(yùn)動(dòng)員情境。究其原因，是由于我國(guó)的運(yùn)動(dòng)員扮演著運(yùn)動(dòng)員和學(xué)生的雙重角色，再加上運(yùn)動(dòng)隊(duì)相對(duì)嚴(yán)格的管理制度，因此很少會(huì)出現(xiàn)運(yùn)動(dòng)員“侵占組織資源”的情況。剩下的四因子模型擬合度較高，表明“運(yùn)動(dòng)隊(duì)認(rèn)同”“幫助隊(duì)友”“責(zé)任感”“人際和諧”4個(gè)因子能夠較好地反映出運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為，量表結(jié)構(gòu)效度良好。

圖4 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表項(xiàng)目特征曲線圖

運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)和重測(cè)信度系數(shù)分別為0．817和0．808，均達(dá)到非常顯著性水平，表明該量表?yè)碛休^高的信度。另外，依據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論，信息量是反映量表信度的可靠指標(biāo)，并且信息量能夠把信度具體到量表的每一個(gè)項(xiàng)目，因此更加可靠［9］。從項(xiàng)目分析所得到的信息函數(shù)指標(biāo)來(lái)看，也能夠說(shuō)明該量表具有較好的信度。

3．3 運(yùn)動(dòng)員組織公民行為在凝聚力與滿意度關(guān)系中的中介作用

以往的研究大都是將運(yùn)動(dòng)員凝聚力、滿意度以及組織公民行為作為運(yùn)動(dòng)隊(duì)績(jī)效即結(jié)果變量進(jìn)行考量的。本研究揭示了三者之間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為在團(tuán)隊(duì)凝聚力與運(yùn)動(dòng)員滿意度的關(guān)系中起到中介作用，這表明運(yùn)動(dòng)員所產(chǎn)生的較高滿意度，不是由其感知的較高的團(tuán)隊(duì)凝聚力直接引起的，而是通過(guò)團(tuán)隊(duì)的凝聚力使運(yùn)動(dòng)員產(chǎn)生一種自覺(jué)的“角色外”行為，即運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為，進(jìn)而使得運(yùn)動(dòng)員對(duì)自身以及運(yùn)動(dòng)隊(duì)整體產(chǎn)生一種滿意感。

十八大以來(lái)，黨中央多次提出要提升群眾的獲得感和滿意度，運(yùn)動(dòng)員群體的獲得感和滿意度問(wèn)題也成為擺在我們面前的嶄新課題。該研究結(jié)果不僅有助于揭示運(yùn)動(dòng)隊(duì)績(jī)效評(píng)價(jià)中的“黑箱”困惑，為運(yùn)動(dòng)隊(duì)的管理實(shí)踐提供有益參考，而且能夠?yàn)樘嵘\(yùn)動(dòng)員的獲得感和滿意度提供一定的理論支撐。

4 結(jié)論

本研究運(yùn)用項(xiàng)目反應(yīng)理論和結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表進(jìn)行了初步修訂，將組織行為學(xué)中的“組織公民行為”的概念引入到我國(guó)的運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為量表由4個(gè)因子共13個(gè)條目組成，該量表的區(qū)分度a和難度b取值范圍合理，能夠鑒別不同受試者的反應(yīng)程度，同時(shí)該量表?yè)碛休^好的信度和效度，可以作為測(cè)量我國(guó)運(yùn)動(dòng)員組織公民行為的有效工具。

團(tuán)隊(duì)擁有較高的凝聚力可以提高運(yùn)動(dòng)員對(duì)自身以及運(yùn)動(dòng)隊(duì)的滿意度，但是影響的路徑是通過(guò)提高運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為而間接實(shí)現(xiàn)的，即運(yùn)動(dòng)員的組織公民行為在團(tuán)隊(duì)凝聚力與運(yùn)動(dòng)員滿意度的關(guān)系中起到完全中介的作用。