解 超

(湖北文理学院,湖北 襄阳 441053)

教练员领导行为是指教练员通过自己的言行对运动员施加影响过程中所展示的各种行为[1]。教练员领导行为是运动心理学领域反映教练员与运动员或运动队组织之间心理关系的一个重要概念[2]。随着体育科学研究领域多学科交叉趋势不断发展,教练员领导行为研究被越来越多的学者所关注,从运动心理学和体育组织行为学的视角探讨教练员领导行为对体育运动团队的重要作用。在我国集体球类项目中,足球仍处在一个较低的竞技水平,足球教练员的执教管理能力直接决定球队的运动表现。本文通过分析足球教练员领导行为与团队效能的关系,打开教练员领导行为与团队效能的关系黑箱,为提升我国足球运动团队的管理水平提供理论依据。

窦海波等[3]认为,集体球类项目的团队效能指球队最终表现和产出的综合性效果,反映球队的整体能力和状态,是一支球队成长、进步的能力体现,反映球员对训练和比赛的投入度与努力度并且保持投入与努力的能力,同时也是球队竞技能力和运动成绩可持续提高及发展的预测因子。在团队动力学理论中,领导行为一直被认为是团队能够持续发展的动力之一,体育运动团队作为一种特殊的团队类型,教练员具有非常重要的地位。研究发现,教练员领导行为对运动队的团队决策[4]、成员沟通[5]、成员自我效能[6]、团队凝聚力[7-8]、运动表现[2,8]和合作满意度[2]等均具有很强的影响力。在McGrath提出的团队效能IPO理论模型[9]中,团队效能作为因变量受自变量团队外部环境因素和中介变量团队互动因素的影响。在IPO模型中,McGrath将团队效能测量的内容界定为:团队绩效和成员的情感2个维度,团队外部环境因素包括领导行为、团队任务特质、外部压力等维度。Chelladurai等[10]提出的多维领导理论认为,运动团队教练员领导的效果往往可以表现在团队绩效和团队成员的满意度方面,而团队绩效和成员合作满意度正是团队效能的核心维度。Fransen等[11]研究发现,运动员感知到的教练员领导行为(任务型、激励型、社会型和外部型)对团队互动和团队效能均有积极影响,教练员的领导行为能使运动员拥有更强的共同意识和认同感,更强的自我参与度及运动表现。窦海波[12]以我国高校高水平运动队为研究对象,构建集体球类项目团队效能理论模型,教练员领导行为在该模型中是重要的前因变量,能够通过提升团队信任和学习水平,提升团队绩效和团队生命力。由此,本研究提出假设H1:足球教练员领导行为对团队效能具有正向影响。

运动团队中的团队信任是指运动员对球队教练员、队友、球队组织能力、善意和公正一致性的正面预期、判断、信赖和支持,认为被信任者在做任何行动或决策时都会将运动员的利益纳入考量,而不会让运动员的利益受到损害[13]。Suzanne等[14]将工作团队中的领导行为与信任之间的关系进行分析发现,领导水平对团队转型和契约关系有重要影响,而这些维度与团队认知信任和情感信任显著正相关。于少勇[15]2007年基于双重认知理论构建的集体球类项目团队信任动态模型认为,团队信任在运动队发展过程中会经历预设信任、认知信任和情感信任等3个阶段,在运动队团队信任发展过程中教练员对发展阶段的辨识及对运动员的管理是团队信任形成的基础。解超[16]2018年研究发现,团队信任是高校青少年足球运动队发展的前因变量,教练员领导行为与团队信任和团队效能均呈正相关。由此,本研究提出假设H2a:团队信任在教练员领导行为与团队效能间起中介作用。

组织公民行为是一种有利于组织的角色外行为,与组织正式要求无关,是一种组织成员的自发行为,虽然这种行为没有获得组织正式的回报,却对组织效能具有积极的提升作用[17]。组织行为学理论认为,组织公民行为能够在组织、团队和个人3个层面对团队绩效、成员满意度等产生影响,是评价一个组织成员工作水平的重要指标。组织公民行为水平较高的团队,其团队效能也较易提升。王雁飞等[18]2019年对384名MBA和EMBA学员进行调查后发现,在工作团队中包容型领导可有效预测员工的挑战型组织公民行为,可通过情感信任间接影响员工的挑战型组织公民行为,情感信任在这个过程中起完全中介作用,包容型领导行为还可通过认知信任和情感信任间接影响员工的挑战型组织公民行为。在领导者—成员关系交换理论模型[19]中,信任被认为是团队领导与成员组织行为之间最为重要的中介变量之一。Chen等[20]认为,团队领导为成员提供的管理环境直接影响成员之间的沟通、支持及信任水平,团队信任水平的提升能使成员更易从事角色外行为,进而提升其组织公民行为。基于以上理论,本研究提出假设H2b:组织公民行为在教练员领导行为与团队效能间起中介作用,以及假设H2c:团队信任和组织公民行为在教练员领导行为与团队效能间起链式中介作用(图1)。

图1 研究假设模型

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

以来自湖北、辽宁、吉林、江苏等4省30支足球队的青少年运动员为调查对象,共发放问卷640份,回收有效问卷598份,问卷有效回收率为93.43%。其中,男运动员374人(62.5%),女运动员224人(37.5%),运动员平均年龄为15.12岁,平均训练年限为5.99年。

1.2 测量工具

1.2.1 教练员领导行为量表

采用窦海波[12]2014年编制的《教练员领导行为量表》,该量表包括训练指导行为、社会支持行为和民主行为3个维度,采用Likert 5点计分。本研究对该量表进行情境修改后共10题。量表预试的信度和效度检验结果为Cronbach’sα=0.70,χ2/DF=2.84,RMR=0.04,GFI=0.97,AGFI=0.94,TLI=0.96,CFI=0.97,RMSEA=0.06。

1.2.2 团队信任量表

采用McAllister[21]1995年编制的《团队信任量表》,该量表包括认知信任和情感信任2个维度,采用Likert 5点计分,修改情境后共6题。预试的信度和效度检验结果为Cronbach’sα=0.69,χ2/DF=1.07,RMR=0.03,GFI=0.99,AGFI=0.98,TLI=0.98,CFI=0.99,RMSEA=0.01。

1.2.3 组织公民行为量表

采用Williams[22]1991年编制的《组织公民行为量表》,该量表包括利他行为和利组织行为,采用Likert 5点计分,修改情境后共8题。预试的信度和效度检验结果为Cronbach’sα=0.79,χ2/DF=2.67,RMR=0.06,GFI=0.96,AGFI=0.95,TLI=0.96,CFI=0.95,RMSEA=0.05。

1.2.4 团队效能量表

采用陈伟等[23]2015年编制的《团队效能量表》,该量表包括任务绩效和合作满意度2个维度,采用Likert 5点计分,修改情境后共6题。预试的信度和效度检验结果为Cronbach’sα=0.74,χ2/DF=2.23,RMR=0.04,GFI=0.98,AGFI=0.97,TLI=0.97,CFI=0.98,RMSEA=0.05。

由于本研究所调查的数据均来自运动员,而研究要分析的是团队数据,因此,对所收集量表数据的组内同意度rwg(1)与组内相关系数ICC(1)和ICC(2)进行了检验,以确定问卷数据聚合到团队层次的效果。分析结果显示,各量表的rwg(1)均大于0.7,符合James等[24]对rwg(1)阈值的界定;各量表具有足够的聚合同意度,各量表的组内相关系数ICC(1)均大于0.05,ICC(2)均大于0.5,符合LeBreton等[25]对组内相关系数阈值的界定。因此,本研究的数据适合在团队层面进行分析。

1.3 统计方法

使用SPSS 22.0、AMOS 21.0和HLM 6.08等软件对研究数据进行统计分析。使用SPSS 22.0进行描述性统计分析、相关性分析、探索性因子分析和Harman单因子分析;使用AMOS 21.0进行验证性因子分析和Bootstrap链式中介检验;使用HLM 6.08进行组内同意度rwg(1)和组内相关系数ICC(1)和ICC(2)的计算。

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子分析[26]对测量工具的共同方法偏差进行检验。因子分析结果存在6个特征值大于1的因子,且不存在个别因子解释力过高的情况,因此,本研究所测量的数据不存在显著的共同方法偏差。

2.2 变量的描述统计与变量间相关分析

表1 各变量相关分析

2.3 团队信任与组织公民行为的链式中介效应分析

采用Bootstrap非正态偏差校正95%置信区间(Bias-Corrected 95%CI)和正态校正95%置信区间(Percentile 95%CI) 2种检验方式相互佐证的方法,对团队信任和组织公民行为的链式中介效应进行检验。

统计可知,教练员领导行为对团队效能影响的直接效应点估值为0.334,Bias-Corrected 95%CI[0.082,0.562]、Percentile 95%CI[0.084,0.567]均不包括0,教练员领导行为对团队效能具有正向影响,支持假设H1。团队信任的中介效应点估值为0.183,Bias-Corrected 95%CI[0.095,0.304]、Percentile 95%CI[0.093,0.302]均不包括0,团队信任是教练员领导行为和团队效能间的中介变量,支持假设H2a。组织公民行为的中介效应点估值为0.224,Bias-Corrected 95%CI[0.042,0.483]、Percentile 95%CI[0.032,0.461]均不包括0,组织公民行为是教练员领导行为和团队效能间的中介变量,支持假设H2b。团队信任和组织公民行为的链式中介效应点估值为0.044,Bias-Corrected 95%CI[0.012,0.109]、Percentile 95%CI[0.006,0.096]均不包括0,团队信任和组织公民行为在教练员领导行为和团队效能间起链式中介作用,支持假设H2c。教练员领导行为对团队效能影响的总效应值为0.785,主效应占总效应的42.54%;团队信任的中介效应占总效应的23.31%;组织公民行为的中介效应占总效应的28.54%;团队信任和组织公民行为的链式中介效应占总效应的5.61%。团队信任与组织公民行为的链式中介效应模型如图2所示。

图2 团队信任与组织公民行为的链式中介效应模型

3 分析与讨论

在本研究构建的足球教练员领导行为与团队效能关系模型中,足球教练员领导行为对运动队的团队信任、组织公民行为和团队效能均具有正向影响。教练员领导行为与团队效能的直接效应占总效应的42.54%。本研究采用的教练员领导行为的3个维度(训练指导、社会支持和民主行为)与团队效能的2个维度(任务绩效和合作满意度)均具有显著正相关。领导—成员关系交换理论认为,领导行为对组织成员的绩效、情感承诺、组织公民行为都具有显著影响,但由于团队领导的管理水平及个人资源有限,在组织团队层面往往存在领导—成员关系交换的差异化[27]现象。研究[28-29]表明,领导—成员关系交换的差异化对团队成员个体的情感承诺、组织公平感、任务绩效、组织公民行为及团队效能均具有消极影响。究其原因,主要是团队领导管理能力不足及不够民主而引起的成员消极工作态度和行为。Yu 等[30]对4 114个工作团队的21 745个样本进行元分析

后发现,领导—成员关系交换的差异化所导致的消极行为会直接影响团队和谐,进而降低团队效能,而团队领导的支持行为和民主行为水平是避免成员出现消极行为的关键。窦海波等[31]构建的我国高水平集体球类项目团队凝聚力与团队效能关系模型中,教练员领导行为是前因变量之一,教练员的执教能力和管理能力会通过影响团队凝聚力进而影响球队的团队效能。张军[32]2018年以我国高校篮球队为研究对象构建的教练员领导行为与团队效能模型中,教练员领导行为对团队效能具有直接的正向影响;同时,通过团队凝聚力、团队认同及团队心理授权3个中介变量影响团队效能;教练员的执教能力、获取社会支持的能力及是否能公平公正地对待每一名球员,是提升球队绩效和成员合作满意度的关键。

4 小 结

足球教练员领导行为对足球运动队的团队信任、组织公民行为和团队效能均具有正向影响。本研究构建的足球教练员领导行为与团队效能的关系模型中,教练员领导行为通过4条路径影响团队效能:教练员领导行为团队效能的直接效应;教练员领导行为团队信任团队效能的部分中介效应;教练员领导行为组织公民行为团队效能的部分中介效应;教练员领导行为团队信任组织公民行为团队效能的链式中介效应。足球教练员在执教过程应关注团队层面的信任和组织公民行为的发展水平,并提升自身的执教能力,不能一味地关注球队的训练成绩,还应采用多种手段提升球队的团队信任和组织公民行为水平,进而提升球队的团队效能。