摘 要：为探讨运动员感知的教练员领导行为（以下简称“教练员领导行为”）对自我决定动机的影响作用，以及自我效能感与核心自我评价在其中可能起到的中介与调节效应，采用运动领导行为量表、运动行为调节问卷、运动员自我效能感量表以及核心自我评价量表对411名现役运动员进行调查。结果表明：1）教练员民主行为、专制行为、社会支持行为、奖励行为均与自我决定动机呈显著相关;2）自我效能感分别在教练员民主行为、专制行为、社会支持行为与自我决定动机之间起到完全或部分中介作用;3）核心自我评价在以教练员专制行为和社会支持行为为自变量的中介模型中起调节作用。

关键词：自我决定动机;教练员领导行为;自我效能感;核心自我评价

中图分类号：804.87  文献标识码：A  文章编号：1009-9840（2021）06-0036-08

Effect of coaches' leadership behavior on athletes' self-determination motivation： A moderating mediator

LI Qingqing

（Jiangsu Research Institute of Sport Science， Nanjing 210033， Jiangsu， China）

Abstract：The main purpose of this research was to explore the influence of athletes’ perceived coach leadership behaviors （hereinafter referred to as ‘coach leadership behaviors’） on self-determined motivation. Meanwhile， the hypothesized mediation effects of self-efficacy， and the proposed moderation effects of core self-evaluation were examined. 411 Chinese active athletes were recruited to complete the Leadership Scale for Sport （LSS）， including Behaovior Regulation in Sport Questionnaire （BRSQ）， Athletes’ Self-efficacy Scale （ASS） and Core Self-evaluation Scale （CSS）. The results showed that 1） The democratic behavior， autocratic behavior， social support behavior， and reward behavior of coaches positively predict athletes’ self-determined motivation. 2） Self-efficacy plays a completely or partially mediating role between democratic behavior， autocratic behavior， social support behavior and self-determined motivation respectively. 3） Core self-evaluation plays a moderating role in the mediation model with autocratic behavior and social support behavior as independent variables.

Key words：self-determined motivation; coaches’ leadership behavior; self-efficacy; core self-evaluation

收稿日期：2021-05-09

作者簡介：李清清（1994- ），女，江苏南通人，硕士，研究实习员，研究方向运动心理学。

运动动机是直接推动运动员从事体育运动的动力，不仅帮助深入理解运动员努力训练或退出训练的行为，而且有助于激发和鼓励运动员认真训练或继续训练[1]。多年来，研究者们对动机进行深入探讨，形成了各种不同的理论，其中自我决定理论一直备受学术界与实践界的关注[2]。教练员领导行为作为影响运动员运动动机的一个重要因素，相关研究在国内外也得到一定的讨论和研究[3-4]，但是对基于自我决定理论的自我决定动机的影响研究仍相对缺乏。鉴于中国集体主义与西方个人主义文化背景的差异，中国运动员的自我决定动机及其影响因素与西方运动员相比可能存在不同。中国教练员对国内运动员的自我决定动机的影响也可能存在着不同于西方的特征与规律，因此，对这一课题的展开研究显然具有一定的价值与意义。本研究旨在从运动员的角度，探讨其感知的教练员领导行为对自我决定动机的影响，并探究自我效能感与核心自我评价在其中所起到的作用。

1 文献回顾与研究假设

1.1 运动员自我决定动机与教练员领导行为的关系

自我决定理论（self-determination theory）最早由Deci等人提出，他们认为动机不是简单的内、外部二元划分，而是基于自我决定程度的一个连续体，即根据个体对所从事活动的外部规则与价值的内化程度差异，将动机划分为去动机、外部动机、内部动机3种[5]。首先，去动机指个体缺少从事某项活动的意愿[2]。其次，外部动机指个体为了获得外部奖励而从事某项活动[6]。基于内化程度，外部动机又可划分为外部调节（external regulation）、内摄调节（introjected regulation）、认同调节（indentified regulation）和整合调节（integrated regulation）。外部调节指个体表现出来的某种行为是为满足外部的需要，即获得奖励或避免惩罚，如运动员努力训练可能是为避免被教练员批评。内摄调节指个体吸收外部规则，但并不完全接受外部规则，做出的某行为只是为提高自尊，如某些运动队设置的“冠军灶”就餐规则便给运动员提供了较强的能力认可信息，因此部分内化该规则可帮助提高运动员的自尊水平。认同调节指个体认同所从事活动的价值，并认为该活动是重要的，如运动员认可自己所从事的运动项目，且认为该项目带给自己很多益处。整合调节代表外部动机中自我决定程度最高的行为调节方式，指个体将所从事的活动与自身需要完全整合，如运动员将所从事的运动项目作为自己不可缺少的部分便是整合调节[6]。最后，内部动机指个体从事某项活动是为了活动本身的乐趣，代表最高层次的自我决定程度。如运动员因为兴趣而从事竞技体育便是出于内部动机。概言之，自我决定动机反映运动员对所从事运动项目的自我卷入程度或自主性程度的高低。

基于自我决定理论，Vallerland和Losier提出社会因素和心理中介是推动运动动机、导致某一结果的决定性因素[7-8]。由于社会因素对个体的运动动机影响较强，一直以来受到许多运动心理学家的高度重视。有研究甚至认为教练员领导行为代表着最普遍的社会性因素[9]。教练员领导行为是教练员与运动员之间的心理关系，是人与人、人与训练和竞赛、人与目标实现关系中的表现形式，因此把教练员通过自己的活动对运动员施加影响，实现某种目标过程中所表现出来的各种行为称为教练员领导行为[10]。国内外的相关研究表明，教练员的领导行为对运动员的影响可通过运动员的评价进行有效测量[11]。由此，本研究将从运动员的角度探讨“被运动员感知的教练员领导行为”（以下简称“教练员领导行为”），而非教练员的实际领导行为。

Chelladurai和Saleh将教练员领导行为分为五类：训练指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为和积极反馈行为[12]。这一分类方式也在前人研究中得到大量应用。运动员感知的教练员领导行为对运动员运动动机的影响在已有研究中得到一定程度的验证。有研究以湖南省部分大学生运动员为被试，探究教练员领导行为与运动动机之间的关系，结果显示，教练员领导行为能通过运动员的自主需要间接预测运动动机[13]。还有研究以排球运动员为被试，同样发现教练员领导行为可以通过激励氛围影响运动员的运动动机[14]。虽然相关研究较少基于自我决定理论探讨教练员领导行为对运动动机自我决定程度的影响，但是已有研究表明，教练员领导行为与运动员的运动动机之间确实存在密切关系，因此进一步探究教练员领导行为对自我决定动机的影响有其可行性与必要性。鉴于此，本文提出假设1：教练员领导行为可以正向或负向预测运动员自我决定动机。

1.2 自我效能感的中介作用

自我效能感（Self-efficacy）是美国心理学家班杜拉（Albert Bandura）于1977年提出的重要概念，指个体在进行某种活动前，对自己是否有能力完成该活动的预期判断[15]。一方面，教练员领导行为会对运动员自我效能感产生影响。班杜拉认为影响自我效能感形成的前置因素主要包括：成败经验、他人示范、社会劝说、情绪与生理唤醒[15-16]。成败经验指个体以往的成功经验会帮助提升自我效能感，反之失败经验则会降低自我效能感。他人示范又称替代性经验，指那些社会“模范”所提供的替代性经验，换言之，若个体看到与自己相似的人通过持续的努力获得成功，他们便会相信自己也有能力成功。社会劝说指，当人们被劝说他们拥有完成任务和工作的能力时，他们更有可能投入更多的努力和毅力坚持下来。情绪与生理唤醒指个体的情绪与生理状态会影响个体的自我效能感形成，例如，有研究认为积极的情绪状态可以增强自我效能感，消极的情绪状态则可能削弱自我效能感[17]。中国的运动员一直处于相对强调教练员权威的文化环境中，运动员各种行为容易受到教练员领导行为的影响[11]。有研究表明，教练员领导行为分别在这四种前置因素中起到关键性的作用[18]，也即，教練员领导行为会通过前置因素影响运动员的自我效能感。进一步的实证研究发现，教练员的专制行为会降低运动员的自我效能感，而诸如训练指导行为、民主行为、社会支持行为和积极反馈行为则可以提升运动员的自我效能感[19-21]。

另一方面，运动员的自我效能感会影响自我决定动机。班杜拉认为，除非人们相信他们能够通过自己的行动获得期望的结果并避免消极的后果，否则在面对困难时他们没有任何动力去努力或持之以恒[22]。换言之，当运动员感觉自己在训练、比赛中有较高的自我效能感时，从事该项运动的动力与意愿会提升;反之，当认为自己在训练、比赛上的自我效能感较低时，则从事该项运动的动力与意愿下降。已有研究发现，运动员自我效能感与内部动机存在显著正相关[23]。即，运动员的自我效能感越高，其运动动机的自我卷入程度也越高。由此推测，运动员自我效能感对自我决定动机有预测作用。

此外，社会认知理论强调自我效能感是连接外在社会因素与个体行为的关键变量[24]，其中教练员领导行为与自我决定动机可分别代表运动员团体中的社会因素与个体行为。综合以上分析，本文提出研究假设2：运动员自我效能感在教练员领导行为与自我决定动机之间起中介作用。

1.3 核心自我评价的调节作用

生态系统理论认为，个体发展是个体与环境交互作用的结果[25]。不难理解，即使处于相同或类似环境的个体，由于个体之间存在的差异也会导致出现不同的行为表现。教练员领导行为作为运动员所面对的最为普遍性的社会性因素，其对运动员自我效能感的影响可能会受到运动员自身人格特点的影响，如核心自我评价（core self-evaluation）。核心自我评价近年来已被众多研究者认为是一种重要的人格特质，指的是个体对自身能力和价值所持有的最基本的评价，它可以潜意识地影响个体对自己、对外在世界以及对他人的评价和估计[26]。已有研究发现，核心自我评价水平较高的人对自己的能力更有把握，因此会产生更高的自我效能感[27]。虽然教练员的反馈信息会影响运动员的自我效能感，但运动员自身对教练员、任务难度以及成败等客观评价可能会削弱客观因素的影响程度。因此，本文提出研究假设3：运动员的核心自我评价能够调节教练员领导行为与自我效能感。综上所述，研究的假设模型如图1所示。

2 研究方法

2.1 被试

本研究以专业运动员为被试，共计发放460份问卷，回收有效问卷411份，有效回收率达89.3%。被试所在地域涵盖江苏省、湖南省、湖北省与广东省;年龄为18～30周岁（23.4±2.71）;其中男性运动员216人，女性运动员195人;健将运动员41人，一级运动员214人，二级运动员131人，三级运动员25名;平均训练年限为6.65±1.85;从事的运动项目涵盖摔跤、田径、网球、篮球、排球、体操等14种。

2.2 研究工具

2.2.1 教练员领导行为

运动员感知的教练员领导行为使用经过修订的知觉版运动领导行为量表（The Leadership Scale for Sports， LSS）进行测量。该量表由Chelladurai等人于1978年编制[28]，共有25个条目，5个分量表，分别由被试对教练员的训练指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为和积极反馈行为5个方面采用Likert式5点评分法进行评估。LSS已被广泛用于测量运动员对教练员特有领导行为的知觉，且以往研究证明该量表具有良好的信效度[11]。在本研究中该量表5个维度的Cronbach’s α系数分别为0.71，0.74，0.64，0.82和0.84，除专制行为维度的信度稍低外，其余4个维度的信度均达到较好水平。5个维度的KMO值分别为0.79，0.74，0.62，0.63，0.83，说明在本研究中LSS具备良好的效度。

2.2.2 自我决定动机

本研究采用Lonsadale、Hodge和Rose编制的运动行为调节问卷（Behavior Regulation in Sport Questionnaire，BRSQ）测定运动员在运动情境中的自主性程度，该问卷共有6个维度：内部动机、整合调节、认同调节、内摄调节、外部调节、无动机，每个维度由4个条目组成，采用Likert式7点计分。以往研究表明，该问卷具有良好的信效度[6，29]。本研究对BRSQ进行了信度检验，6个维度的Cronbach’s α系数分别为0.81，0.84，0.76，0.79，0.74，0.70;KMO值分别为0.77，0.72，0.76，0.79，0.81，0.64。本研究中，BRSQ具备良好的信效度。

在自我决定指数（Self-Determination Index，SDI）方面，本研究借鉴孙国晓、张力为等学者关于自我决定指数的计算方法[6]：SDI=2*内部动机+1*整合调节+1*认同调解-1*内摄调节-1*外部调节-2*无动机。SDI得分越高表示动机的自我决定程度越高。本研究中，SDI的内部一致性系数为0.81。

2.2.3 自我效能感

本研究采用魏萍等人编制的运动员自我效能感量表[30]作为自我效能感的测量工具。该量表共计15题，包括训练自我效能感和比赛自我效能感2个分量表，采用Likert式5点量表进行评定。以往研究显示，该量表在运动员群体的应用中具有良好的信效度[31]。总量表、训练自我效能感和比赛自我效能感分量表的Cronbach’s α系数分别为0.83，0.91，0.89;KMO值分别为0.78，0.84，0.82。因此，该量表在本研究中具有较好的信效度。

2.2.4 核心自我评价

本研究采用杜建政等[32]对Judge等编制的核心自我评价量表（Core Self-evaluation Scale）[33]的中文修订版测量运动员的核心自我评价。修订后该量表由10个题目组成，采用Likert式5点量表进行评定，其中2，3，5，7，8，10項目为反向计分，量表得分越高表示核心自我评价水平越高。以往研究证实，该量表在中国和日本等东方国家都具有良好的信效度[34]。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.91，KMO值为0.88。因此，该量表在本研究中具备较好的信效度。

2.3 数据分析

本研究采用SPSS 20.0对问卷数据进行描述性统计、相关分析、信度检验以及效度检验;采用Hayes编制的Process组件对数据进行中介效应与有调节的中介效应的检验。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究的数据均采用问卷收集获得，虽然在数据收集过程中采用了匿名、部分项目反向等措施进行了程序控制[35]，但仍可能存在共同方法偏差。因此本研究采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。结果显示，7个因子特征根大于1，最大因子方差解释率为18.3%（小于40%），故本研究不存在严重共同方法偏差。

3.2 描述性分析

表1呈现了各变量的平均数、标准差和相关系数。相关分析表明，运动员自我决定动机除与教练员训练指导行为没有显著相关外，与教练员领导行为的其他4个维度均存在显著相关。具体如表1所示：运动员自我决定动机与教练员民主行为呈显著正相关（r=0.34，P<0.01）;与教练员专制行为呈显著负相关（r=-0.63，P<0.001）;与教练员社会支持行为呈显著正相关（r=0.40，P<0.01）;与教练员奖励行为呈显著正相关（r=0.37，P<0.01）。此外，运动员自我决定动机分别也与自我效能感（r=0.61，P<0.001）、核心自我评价（r=0.70，P<0.001）呈现显著正相关。

运动员自我效能感除与教练员奖励行为没有相关外，与教练员领导行为的其他4个维度均存在显著相关。具体如表1所示：运动员自我效能感与教练员训练指导行为呈显著正相关（r=0.32，P<0.05）;与教练员民主行为呈显著正相关（r=0.28，P<0.05）;与教练员专制行为呈显著负相关（r=-0.35，P<0.01），与教练员社会支持行为呈显著正相关（r=0.30，P<0.05）。此外，运动员自我效能感与核心自我评价呈现显著正相关关系（r=0.58，P<0.001）。

运动员核心自我评价与教练员领导行为的5个维度均呈现显著相关。具体如表1所示：运动员核心自我评价与教练员训练指导行为呈现显著正相关（r=0.36，P<0.01）;与教练员民主行为呈现显著正相关（r=0.55，P<0.001）;与教练员专制行为呈现显著负相关（r=-0.55，P<0.001）;与教练员社会支持行为呈现显著正相关（r=0.58，P<0.001）;与教练员奖励行为呈现显著正相关（r=0.54，P<0.001）。

3.3 模型验证分析

首先，为了进一步检验运动员感知到的教练员领导行为与自我决定动机之间的关系，本研究采用层级回归进行教练员领导行为对自我决定动机的回归分析。在控制人口统计学变量（性别、年龄、入队年限）的基础上，发现教练员训练指导行为对自我决定动机的预测效应不显著（β=0.15，SE=0.75，r2=0.02，P>0.05）;教练员民主行为预测效应显著（β=0.34，SE=0.62，r2=0.11，P<0.01）;教练员专制行为预测效应显著（β=-0.63，SE=0.45，r2=0.40，P<0.001）;教练员社会支持行为预测效应显著（β=0.40，SE=0.73，r2=0.16，P<0.01）;教练员奖励行为预测效应显著（β=0.37，SE=0.68，r2=0.14，P<0.01）。

其次，为了探究运动员自我效能感在感知的教练员领导行为与自我决定动机之间的中介作用，本研究采用Bootstrap法进行中介效应检验（Model4）。鉴于教练员训练指导行为不能显著预测自我决定动机，因此分别以教练员领导行为的其他4个维度为自变量，以自我决定动机与自我效能感为因变量和中介变量，在控制人口统计学变量的基础上，进行中介效应检验。表2中路径c表示自变量对因变量的总效应;路径c’表示自变量对因变量的直接效应;路径a*b表示自变量通过中介变量作用于因变量的间接效应。若是路径a*b的间接效应在Bootstrap 95%的置信区间内不包含0，表示间接效应显著，也即支持中介效应的存在[11]。由表2可知，第一，教练员民主行为对自我决定动机的直接预测效应不显著（β=0.18，t=1.70，P>0.05），但间接效应显著（β=0.16，Boot 95% CI=0.02 to 1.67），即运动员自我效能感在教练员民主行为与自我决定动机之间起到完全中介作用。第二，教练员专制行为对自我决定动机的直接预测效应显著（β=-0.48，t=-5.15，P<0.001），间接效应也显著（β=0.15，Boot 95% CI=-1.45 to -0.15），即运动员自我效能感在教练员专制行为与自我决定动机之间起到部分中介作用。第三，教练员社会支持行为对自我决定动机的直接预测效应显著（β=0.24，t=2.23，P<0.05），間接效应也显著（β=0.16，Boot 95% CI=0.18 to 1.94），即运动员自我效能感在教练员社会支持行为与自我决定动机之间的起部分中介作用。第四，教练员奖励行为对自我决定动机的直接预测效应不显著（β=0.21，t=2.51，P>0.05），间接效应不显著（β=0.11，Boot 95% CI=-0.19 to 1.53），即运动员自我效能感在教练员奖励行为与自我决定动机之间不存在中介作用。中介模型图如图2所示。

最后，为了探究运动员核心自我评价的调节效应，本研究在对所有数据进行标准化后，使用SPSS的Process组件进行检验（Model7）。表3显示，教练员专制行为与核心自我评价的乘积项对自我效能感有显著预测作用（β=0.38，t=2.74，P<0.01）;教练员社会支持行为与核心自我评价的乘积项对自我效能感也有显著预测作用（β=-0.46，t=-3.31，P<0.01），说明核心自我评价分别在以教练员专制行为与教练员社会支持行为为自变量的中介模型中起调节作用。进一步进行简单效应分析，结果如图3、图4所示。首先，当运动员感知到较低的教练员专制行为时，高、低核心自我评价运动员的自我效能感差异不显著;当运动员感知到较高的教练员专制行为时，低核心自我评价的运动员的自我效能感显著低于高核心自我评价的运动员。其次，当运动员感知到较低的教练员社会支持行为时，高核心自我评价的运动员的自我效能感显著高于低核心自我评价的运动员;运动员感知到较高的教练员社会支持行为时，高核心自我评价的运动员的自我效能感仍高于低核心自我评价的运动员，但差异不显著。

4 讨论

相关分析表明，教练员领导行为在整体上与运动员自我决定动机呈现显著相关（训练指导行为除外），除教练员专制行为与运动员自我决定动机呈显著负相关外，教练员民主行为、社会支持行为与奖励行为均与运动员的自我决定动机呈现显著正相关。进一步回归分析也显示出相似结果，除教练员训练指导行为外，教练员领导行为的其他维度均可以显著正向或负向预测运动员的自我决定动机。因此，本文的研究假设1得到验证。首先，该结果说明运动员的自我决定动机会受到教练员的影响，支持了以往研究结果[11]。虽然自我决定动机强调动机在自我层面的自主性程度，但是在中国的集体主义文化背景下，个体的自我概念不仅仅包括个体自我，同时还包括与重要他人概念有关的关系自我，即在中国的文化背景下普遍采用“互依型自我”来建构自我概念，认为重要他人也是自我概念的一部分[36]。而对于运动员而言，教练员便是重要他人的存在，也就不难理解教练员的领导行为会对运动员的自我决定动机产生影响。其次，根据决定系数可知，专制行为的变异对运动员自我决定动机变异的解释比率最大。这说明，相比于积极的教练员领导行为（民主行为、社会支持行为与奖励行为）对运动员自我决定动机的激励作用，消极的教练员领导行为（专制行为）对运动员自我决定动机的负面影响更大。已有眼动与ERP的相关研究表明，个体对消极线索（面孔、情境等）具有更快的捕捉效率[37-39]，即个体在面对消极信息时会比在面对积极信息时更敏感。质言之，相比教练员积极的领导行为，运动员更易感知到教练员的消极领导行为，即教练员专制行为一旦出现，会更容易影响运动员的自我决定动机，因此教练员专制行为对运动员自我决定动机的解释比率更高。

中介效应的检验结果显示，运动员自我效能感在教练员民主行为与自我决定动机之间起完全中介作用;在专制行为与自我决定动机之间起部分中介作用;在教练员社会支持行为与自我决定动机之间也起部分中介作用，验证了本文的研究假设2。相比专制的领导行为，教练员积极的领导行为下所创造的民主友爱的氛围，能帮助提高运动员的自主意识，如此运动员自我认知能够完成训练及比赛任务的能力便会增强。甚至，当教练员继续给运动员提供更多的正面反馈时，运动员自我认知自身能够完成目标的信心还会得到进一步增强，即运动员的自我效能感得到提升。相应地，当运动员的自我效能感增强，其自主想要继续训练、比赛的动机便会显著提高。反之，若是教练员采用专制型的领导行为，可能就会在一定程度上扼杀运动员的自主意识，进而削弱运动员的自我效能感与自我决定动机。这就提示，教练员在日常的队伍管理过程中需注意提供相对民主的团队氛围，关注运动员的需求，给运动员提供相应的支持，同时应谨慎采用专制型的领导方式，如此才能帮助运动员构建更加自主性的运动动机。

调节效应检验结果表明，核心自我评价分别在专制行为与社会支持行为的中介模型的前半段起调节作用，本文的研究假设3得到验证。进一步简单效应分析的结果显示，当运动员感知到较高的教练员专制行为与较低的社会支持行为时，其核心自我评价越高，自我效能感越高。这说明当运动员感知到高教练员专制行为与低社会支持行为时，核心自我评价是运动员自我效能感的一个保护因素。一般而言，核心自我评价是一种稳定的人格特质，具有积极或高核心自我评价的运动员总是更加自尊和自信，且倾向于用一种积极的方式评价自己，认为自己有能力和价值，并且可以掌控自己的生活[40]。相应地，当该运动员在面对教练员的专制行为时，核心自我评价就可以作为保护因素，驱动运动员积极地评价自身的能力。反之，具有消极或低核心自我评价的运动员则常用较为消极的方式评价自己，那么运动员倾向于关注自己的失败与不足，从而加剧自我效能感的下降。因此，在日常队伍的管理中，教练员需加强对运动员自尊与自信心的培训，以帮助提升运动员的核心自我评价水平，在心理资本与能力方面实现对运动员自我效能感与自我决定动机的有效促进与激励。

5 结论

1）运动员感知教练员领导行为中的民主行为、社会支持行为、奖励行为与运动员的自我决定动机呈现显著正相关关系，而专制行为则与运动员的自我决定动机呈现显著负相关关系。

2）运动员自我效能感在感知教练员民主行为与自我决定动机之间起完全中介作用;在专制行为、社会支持行为与运动员自我决定动机之间分别起部分中介作用。

3）运动员的核心自我评价在感知教练员专制行为与社会支持行为的中介模型的前半段起调节作用：高核心自我评价是运动员在感知到教练员的高专制行为与低社会支持行为时的保护因素。

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