孙晓东 孙 璞

(北京师范大学 体育与运动学院，北京 100875)

1 前言

近年来，我国普通高校高水平运动队取得了辉煌的成就，培养了一批比较优秀的体育后备人才，在国内外体育比赛中取得了良好的成绩，形成了学校的特色与品牌[1]。随着高水平运动员运动水平以及影响力的不断提升，国家对于高水平运动队的建设也越来越重视，招收高水平运动队的高校由最初的51所发展到现在的279所，包括28个项目。2017年台湾世界大学生运动会，中国大学生以获得9枚金牌的好成绩，证明了目前我国高校高水平运动队取得的成绩。

尽管我国高校高水平运动队取得了较好的成绩，但也仍然存在一些问题：生源缺乏严重，教练员水平仍有待提高，经费不足以及学训矛盾突出等。高校高水平运动员作为高校高水平训练的主体，其训练满意感与竞技能力水平对于训练效果具有重要的影响，训练态度的好坏更是会影响训练的过程及结果。《体育发展“十三五”规划》明确提出要继续实施“精英教练员双百培养计划”，重点培养专业运动队和业余训练单位的高层次教练员，加强教练员、体育教师队伍建设，提高竞技体育人才队伍质量，提高选材育才科技含量。 教练员作为训练的直接管理者，其领导行为直接关系到运动员竞技水平的提升以及运动员对于训练效果的满意程度，对于整个训练过程具有重要影响。因此深入研究高校高水平运动员的训练满意度、竞技能力、训练态度之间的关系以及教练员的领导行为对于其关系的调节作用具有重要意义。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

本文的研究对象为高校高水平运动员竞技能力与训练满意度的关系。

2.2 调查对象

本研究以参加2018年首都高等学校第56届学生运动会的田径运动员为研究对象，共发放问卷300人，回收280人，其中有效问卷265人。其中男生178人，占67.17%，女生 87人,占32.83%，大一78人，大二88人，大三66人，大四33人。

2.3 测量工具

该量表共37个条目，包括学习总结能力等9个维度。对研究对象发放问卷进行测量，通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值0.112～1.136,峰度绝对值0.046～1.272，标准差最小值 0.741。在本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.786.各分量表的Cronbach α系数介于0.69～0.90之间。通过AMOS20.0进行验证性因素分析，拟合指数为：χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.06，说明量表的结构效度良好。

2.3.2 高校高水平运动员训练态度量表

该量表共25个条目，包括训练目标态度等5个维度。通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值0.094～1.253,峰度绝对值0.062～1.351，标准差最小值 0.641。在本研究中，该量表的 Cronbach α系数为0.813.各分量表的Cronbach α系数介于0.71～0.87之间，通过验证性因素分析，拟合指数为：χ2/df=2.78,NNFI=0.91,CFI=0.90,NFI=0.92,RMSEA=0.05，说明量表的结构效度良好。

2.3.3 高校高水平运动员训练满意度量表

该量表共24个条目，包括训练状况等4个维度。通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值0.184～1.426,峰度绝对值0.051～1.461，标准差最小值 0.831。该量表的Cronbach α系数为0.856.各分量表的Cronbach α系数介于0.69～0.93之间。通过验证性因素分析,拟合指数为:χ2/df=2.67,NNFI=0.93,CFI=0.92,NFI=0.94,RMSEA=0.07，说明量表的结构效度良好。

2.3.4 教练员领导行为量表

该量表共10个条目,包括2个维度:民主型(DS)和专制型(AS)，每个维度有5个条目。通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值0.204～1.467,峰度绝对值0.072～1.512，标准差最小值 0.632。本研究中总量表的Cronbach α系数为0.884 ，分维度的Cronbach α系数依次为0.875(民主型)、0.845(专制型)。通过AMOS20.0进行验证性因素分析，拟合指数为:χ2/df=2.65,NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.96,RMSEA=0.09，说明量表的结构效度良好。

在老K只有几岁的时候，他的父母因为彼此的作风问题，分道扬镳了。说实话，少年郎是羡慕那些父母不全的同学的。这就使得老K有了一定的资本。

2.4 统计方法

对于收集的数据采用SPSS20.0以及AMOS20.0进行分析。对于缺失值的处理采用Schafer和Graham( 2002)的建议，采用极大似然估计(ML)对缺失值进行处理。中介效应的显著性检验采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行。根据温忠麟、侯杰泰和马什赫伯特(2004)的建议，以χ2/df小于5、CFI和TLI大于0.90、RMSEA小于0.80作为评价模型拟合良好的标准。对数据的初步检验表明，各变量的正态分布、方差齐性、同方差性、线性关系等假设条件都得到满足。Tolerance 值和 VIF值表明，自变量之间不存在多重共线性问题。

2.5 共同方法偏差的检验

为避免共同方法偏差对研究结果的影响，通过Harman单因素检验法进行统计检验。结果发现可析出20个因子，且第一个公共因子的解释率为23.67%(<40%),这说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3 结果与分析

3.1 变量间的相关分析

表1 各变量的描述性统计及相关性分析(N=265)

注：*P<0.05；*P<0.01

从表1可以看出，高校高水平田径运动员的竞技能力与运动员的训练满意度呈显著正相关(r=0.168，P<0.01)；高校高水平田径运动员的训练态度与运动员的满意度呈显著正相关(r=0.576,P<0.01)；高校高水平田径运动员的训练态度与运动员的竞技能力呈显著正相关(r=0.507，P<0.01)；教练员的领导行为与高校高水平田径运动员的竞技能力、训练态度、训练满意度均呈显著正相关，相关系数分别为(r=0.246，r=0.360，r=0.176，P<0.01)。

3.2 运动员竞技能力、训练态度、训练满意度的回归分析

本研究采用多元复回归分析法来研究运动员竞技能力、训练态度、训练满意度之间的关系，可以减少第一型错误的发生概率，并可以采用后续检验对任一预测变量对任一因变量的独特贡献值进行评估。通过计算，本研究所有的方差膨胀系数均小于5，说明自变量之间无共线性。德宾-沃森检验(D-W检验)结果均在1.5～2.5之间，说明自变量之间无自我相关。

表2 高校运动员竞技能力、训练态度和训练满意度的回归分析

注:*表示P<0.05；*表示P<0.01；**表示P<0.001

从表2可以看出，运动员的竞技能力能够显著预测运动员的训练态度，具体看来，外界正支持的预测能力(β=0.550,P<0.001)>保持训练(β=0.449,P<0.001)>建立自信(β=0.193,P<0.001)>个性发展(β=0.148,P<0.01);运动员的竞技能力能够预测运动员的满意度，但预测能力比较弱，R2仅为 0. 024,具体看来，建立自信(β=0.342,P<0.001)> 学习总结(β=0.290,P<0.001)>外界正支持(β=0.194,P<0.05);训练态度能够显著影响运动员的训练满意度(β=0.576,P<0.001).

3.3 训练态度的中介效应检验

为了揭示高校运动员竞技能力、训练态度、训练满意度之间的关系，研究推测三者之间存在一个因果关系，高校运动员竞技能力水平的差异会影响运动员本身的训练态度，从而进一步影响运动员的训练满意度，即运动员竞技能力对其自身训练满意度的影响至少是部分的通过训练态度来实现的，训练态度在两者之间起部分中介作用。

Baron与Ken-ny法则是检验中介效应最广泛应用的方法，然而很多学者指出这一方法存在着增加第一型错误率，缺乏统计功效以及不能评估中介效应值的大小等不足。[2-3]本研究采用Bootstrapping抽样技术进行中介检验的方法,该方法具有更好的统计功能，能够对第一型错误进行更好的控制。使用 Preacher 与Hayes提出的Bootstrap 抽样技术,加载到SPSS中的PROCESS宏命令对中介效应进行检验。由于Preacher与Hayes提供的宏命令只允许输入一个预测变量，本研究对高校运动员通过训练态度对训练满意度的间接效应、控制训练态度后运动员竞技能力对训练满意度的直接效应以及总体效应进行估算，数据分析采用了1000次 Bootstrap抽样。结果见表3。

表3 运动员竞技能力各维度通过训练态度作用于训练满意度的中介效应检验

注：*表示P<0.05；**表示P<0.01；***表示P<0.001.路径a标注的是预测变量至中介变量之间的路径，路径b标注的是中介变量至因变量之间的路径，路径c′标注的是预测变量在控制了中介变量之后至因变量的直接路径，路径c标注的是预测变量在未控制中间变量时至因变量的直接路径,路径ab标注的是预测变量经过中介变量至因变量的间接路径。

从表3可以看出，学习总结能力对训练满意度的总效应显著(β=0.20，SE=0.22，P<0.01),在控制了训练态度之后，学习总结能力仍然对训练满意度有显著效应(β=0.26，SE=0.21，P<0.01)同时，学习总结能力通过训练态度作用于训练满意度的间接效应显著(β=0.18，SE=0.16,95% BCa CI=(0.03～0.11)。因此，训练态度的中介效应显著，且在学习总结能力与训练满意度之间起部分中介作用。同理，从表3可以看出,保持训练态度、外界正支持态度、运动提高、建立自信、个性发展、心理调控六个维度与学习总结态度维度一样，对于训练满意度的总效应、间接效应等都有显著效应，说明锻炼态度在这四个维度与训练满意度之间起部分中介效应。而专项掌握与比赛应变对训练满意度的总效应不显著(β=0.03，SE=0.20，P>0.05)，因此不用去考虑训练态度的中介效应。

3.4 教练员领导风格的调节作用检验

本研究借鉴温忠麟等提出的调节效应分析方法，[4]首先在 SPSS 中将自变量运动员竞技能力和调节变量教练员领导行为的各维度进行中心化处理后，使用层次回归法检验调节效应。首先以运动员竞技能力的一个维度及教练员领导行为为预测变量进入回归方程；其次，将两个预测变量的交互变量加入回归方程，通过检验上述两个步骤产生的R2是否发生显著变化，便可判断教练员领导风格的调节效应是否显著。

表4 运动员竞技能力(不同维度)、领导行为和训练满意度的分层回归分析结果

续表4

注:*表示P<0.05；**表示P<0.01；***表示P<0.001。

从表4可以看出，教练员的领导行为与学习总结(ΔR2=0.002 ,P<0.001 )、专项掌握(ΔR2=0.054 ,P<0.001)、保持训练(ΔR2=0.006,P<0.001)、比赛应变(ΔR2=0.018,P<0.01)、外界正支持(ΔR2=0.023,P<0.01)、运动提高(ΔR2=0.055,P<0.001)、建立自信(ΔR2=0.009 ,P<0.01)、个性发展(ΔR2=0.003,P<0.01)、心理调控(ΔR2=0.005,P<0.01)交互项的R2 变化量均达到显著水平，说明教练员领导行为的调节效应存在。具体来说，学习总结每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.039个标准差；专项掌握每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.207个标准差；保持训练每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加-0.058个标准差；比赛应变每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.150个标准差；外界正支持每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.128个标准差；运动提高每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.166个标准差；建立自信每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.142个标准差，个性发展每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.021个标准差，心理调控每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意度的斜率会增加0.109个标准差。

表5 高校运动员竞技能力、教练员领导行为与训练满意度的分层回归分析结果

注：*表示 P<0.05；**表示P<0.01；***表示 P<0.001。

从表5可以看出，民主型教练员领导行为(ΔR2=0.02,P<0.01)与竞技能力交互项的R2变化量达到显著水平，说明民主型教练员领导行为的调节作用显著，专制型教练员领导行为(ΔR2=0.011,P<0.05)与竞技能力交互项的R2变化量达到显著水平，但显著性水平低于民主型教练员领导行为。具体来说，民主型教练员领导行为每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意感的斜率会增加0.035个标准差；专制型教练员领导行为每增加1个标准差，运动员竞技能力对运动员满意感的斜率会增加0.031个标准差，说明民主型教练员领导行为的调节效应高于专制型教练员领导行为。

4 讨论

4.1 变量间相关性分析

高校高水平田径运动员的竞技能力是一个复杂的系统，其影响因素及产生效应众多，柴健等人通过对青少年排球运动员的研究，表明运动员的竞技能力与运动员的训练满意度存在相关性。为探究高校高水平田径运动员竞技能力与其训练满意度之间是否存在相关性，本研究对其进行了探究，通过表1可以看出，高校高水平田径运动员的竞技能力与运动员的训练满意度呈显著正相关(r=0.168,P<0.01)。表明高校高水平田径运动员竞技能力与其训练满意度之间存在显著正相关，与前人研究一致，为之后研究中介变量奠定基础。通过表1还可看出，高校高水平田径运动员的竞技能力与运动员的训练态度呈显著正相关(r=0.507,P<0.01)；同理，高校高水平田径运动员的训练态度与运动员的训练满意度呈显著正相关(r=0.576,P<0.01)。从表1可以看出，高校高水平田径运动员的训练态度与运动员的竞技能力以及训练满意度都存在显著正相关，为进一步检验训练态度的中介效应提供基础。

4.2 训练态度的中介效应

由前面的相关性检验可知，高校高水平田径运动员的训练态度、竞技能力、训练满意度之间都存在显著性正相关，为进一步考察训练态度是否在运动员竞技能力与训练满意度之间起中介作用，本研究采用Bootstrapping法对训练态度的中介作用进行检验。结果表明，运动员的训练态度对运动员的竞技能力7个维度(学习总结、保持训练、外界正支持、运动提高、建立自信、个性发展、心理调控)与训练满意度之间的关系起部分中介作用。这些研究结果表明高校高水平田径运动员竞技能力对运动员训练满意度的影响至少部分是通过训练态度实现的。这就为提高高校高水平运动员训练满意度提供了参考，便于在今后的训练实践中进行干预，提高高校高水田径运动员的训练满意感。

4.3 教练员领导行为的调节作用

相关分析表明，教练员的领导行为与高校运动员的竞技能力、训练态度、训练满意度之间存在显著的正相关关系。教练员的领导行为会对运动员竞技能力与训练满意度之间的关系产生调节作用，本研究采用分层回归分析，对这种调节效应进行了检验，结果表明，教练员的领导行为对高校高水平田径运动员的学习总结、专项掌握、保持训练、比赛应变、外界正支持、运动提高、建立自信与运动员训练满意感之间起显著性的调节作用。从而证明了本研究假设5成立。通过进一步分析发现，教练员领导行为对于运动员专项掌握能力的调节作用最大，其后依次是运动提高、比赛应变、建立自信、外界正支持、学习总结和保持训练。

教练员的领导行为分为不同的类型，对于运动员竞技能力与训练满意度的影响也有差异。通过研究分析发现：民主型教练员领导行为对于高校高水平田径运动员竞技能力与训练满意度的调节作用高于专制型教练员领导行为。从本调查的研究结果看来，民主型教练员领导行为更有利于高校高水平运动员训练满意度的提高，因此建议教练员灵活改变自己的领导方式，尽量采取民主型领导方式，提高高校高水平运动员训练满意感，促进成绩提高。

5 结论

1)高校高水平田径运动员竞技能力与运动员训练态度、训练满意度存在显著性正相关，能够正向预测运动员的训练态度与训练满意度。

2)高校高水平田径运动员的训练态度在运动员竞技能力与训练满意度之间起部分中介作用，起显著性中介作用的是运动员竞技能力的7个维度：学习总结、保持训练、外界正支持、运动提高、建立自信、个性发展、心理调控。

3)高校教练员领导方式在运动员的竞技能力与训练满意度之间起调节作用，起显著性调节作用的是运动员竞技能力的9个维度：学习总结、专项掌握、保持训练、比赛应变、外界正支持、运动提高、建立自信、个性发展、心理调控；并且，民主型教练员领导行为比专制型教练员领导行为的调节作用强。