解 超

(湖北文理學院,湖北 襄陽 441053)

教練員領導行為是指教練員通過自己的言行對運動員施加影響過程中所展示的各種行為[1]。教練員領導行為是運動心理學領域反映教練員與運動員或運動隊組織之間心理關系的一個重要概念[2]。隨著體育科學研究領域多學科交叉趨勢不斷發(fā)展,教練員領導行為研究被越來越多的學者所關注,從運動心理學和體育組織行為學的視角探討教練員領導行為對體育運動團隊的重要作用。在我國集體球類項目中,足球仍處在一個較低的競技水平,足球教練員的執(zhí)教管理能力直接決定球隊的運動表現(xiàn)。本文通過分析足球教練員領導行為與團隊效能的關系,打開教練員領導行為與團隊效能的關系黑箱,為提升我國足球運動團隊的管理水平提供理論依據(jù)。

竇海波等[3]認為,集體球類項目的團隊效能指球隊最終表現(xiàn)和產(chǎn)出的綜合性效果,反映球隊的整體能力和狀態(tài),是一支球隊成長、進步的能力體現(xiàn),反映球員對訓練和比賽的投入度與努力度并且保持投入與努力的能力,同時也是球隊競技能力和運動成績可持續(xù)提高及發(fā)展的預測因子。在團隊動力學理論中,領導行為一直被認為是團隊能夠持續(xù)發(fā)展的動力之一,體育運動團隊作為一種特殊的團隊類型,教練員具有非常重要的地位。研究發(fā)現(xiàn),教練員領導行為對運動隊的團隊決策[4]、成員溝通[5]、成員自我效能[6]、團隊凝聚力[7-8]、運動表現(xiàn)[2,8]和合作滿意度[2]等均具有很強的影響力。在McGrath提出的團隊效能IPO理論模型[9]中,團隊效能作為因變量受自變量團隊外部環(huán)境因素和中介變量團隊互動因素的影響。在IPO模型中,McGrath將團隊效能測量的內(nèi)容界定為:團隊績效和成員的情感2個維度,團隊外部環(huán)境因素包括領導行為、團隊任務特質(zhì)、外部壓力等維度。Chelladurai等[10]提出的多維領導理論認為,運動團隊教練員領導的效果往往可以表現(xiàn)在團隊績效和團隊成員的滿意度方面,而團隊績效和成員合作滿意度正是團隊效能的核心維度。Fransen等[11]研究發(fā)現(xiàn),運動員感知到的教練員領導行為(任務型、激勵型、社會型和外部型)對團隊互動和團隊效能均有積極影響,教練員的領導行為能使運動員擁有更強的共同意識和認同感,更強的自我參與度及運動表現(xiàn)。竇海波[12]以我國高校高水平運動隊為研究對象,構建集體球類項目團隊效能理論模型,教練員領導行為在該模型中是重要的前因變量,能夠通過提升團隊信任和學習水平,提升團隊績效和團隊生命力。由此,本研究提出假設H1:足球教練員領導行為對團隊效能具有正向影響。

運動團隊中的團隊信任是指運動員對球隊教練員、隊友、球隊組織能力、善意和公正一致性的正面預期、判斷、信賴和支持,認為被信任者在做任何行動或決策時都會將運動員的利益納入考量,而不會讓運動員的利益受到損害[13]。Suzanne等[14]將工作團隊中的領導行為與信任之間的關系進行分析發(fā)現(xiàn),領導水平對團隊轉(zhuǎn)型和契約關系有重要影響,而這些維度與團隊認知信任和情感信任顯著正相關。于少勇[15]2007年基于雙重認知理論構建的集體球類項目團隊信任動態(tài)模型認為,團隊信任在運動隊發(fā)展過程中會經(jīng)歷預設信任、認知信任和情感信任等3個階段,在運動隊團隊信任發(fā)展過程中教練員對發(fā)展階段的辨識及對運動員的管理是團隊信任形成的基礎。解超[16]2018年研究發(fā)現(xiàn),團隊信任是高校青少年足球運動隊發(fā)展的前因變量,教練員領導行為與團隊信任和團隊效能均呈正相關。由此,本研究提出假設H2a:團隊信任在教練員領導行為與團隊效能間起中介作用。

組織公民行為是一種有利于組織的角色外行為,與組織正式要求無關,是一種組織成員的自發(fā)行為,雖然這種行為沒有獲得組織正式的回報,卻對組織效能具有積極的提升作用[17]。組織行為學理論認為,組織公民行為能夠在組織、團隊和個人3個層面對團隊績效、成員滿意度等產(chǎn)生影響,是評價一個組織成員工作水平的重要指標。組織公民行為水平較高的團隊,其團隊效能也較易提升。王雁飛等[18]2019年對384名MBA和EMBA學員進行調(diào)查后發(fā)現(xiàn),在工作團隊中包容型領導可有效預測員工的挑戰(zhàn)型組織公民行為,可通過情感信任間接影響員工的挑戰(zhàn)型組織公民行為,情感信任在這個過程中起完全中介作用,包容型領導行為還可通過認知信任和情感信任間接影響員工的挑戰(zhàn)型組織公民行為。在領導者—成員關系交換理論模型[19]中,信任被認為是團隊領導與成員組織行為之間最為重要的中介變量之一。Chen等[20]認為,團隊領導為成員提供的管理環(huán)境直接影響成員之間的溝通、支持及信任水平,團隊信任水平的提升能使成員更易從事角色外行為,進而提升其組織公民行為?；谝陨侠碚?本研究提出假設H2b:組織公民行為在教練員領導行為與團隊效能間起中介作用,以及假設H2c:團隊信任和組織公民行為在教練員領導行為與團隊效能間起鏈式中介作用(圖1)。

圖1 研究假設模型

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以來自湖北、遼寧、吉林、江蘇等4省30支足球隊的青少年運動員為調(diào)查對象,共發(fā)放問卷640份,回收有效問卷598份,問卷有效回收率為93.43%。其中,男運動員374人(62.5%),女運動員224人(37.5%),運動員平均年齡為15.12歲,平均訓練年限為5.99年。

1.2 測量工具

1.2.1 教練員領導行為量表

采用竇海波[12]2014年編制的《教練員領導行為量表》,該量表包括訓練指導行為、社會支持行為和民主行為3個維度,采用Likert 5點計分。本研究對該量表進行情境修改后共10題。量表預試的信度和效度檢驗結果為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 團隊信任量表

采用McAllister[21]1995年編制的《團隊信任量表》,該量表包括認知信任和情感信任2個維度,采用Likert 5點計分,修改情境后共6題。預試的信度和效度檢驗結果為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 組織公民行為量表

采用Williams[22]1991年編制的《組織公民行為量表》,該量表包括利他行為和利組織行為,采用Likert 5點計分,修改情境后共8題。預試的信度和效度檢驗結果為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 團隊效能量表

采用陳偉等[23]2015年編制的《團隊效能量表》,該量表包括任務績效和合作滿意度2個維度,采用Likert 5點計分,修改情境后共6題。預試的信度和效度檢驗結果為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。

由于本研究所調(diào)查的數(shù)據(jù)均來自運動員,而研究要分析的是團隊數(shù)據(jù),因此,對所收集量表數(shù)據(jù)的組內(nèi)同意度rwg(1)與組內(nèi)相關系數(shù)ICC(1)和ICC(2)進行了檢驗,以確定問卷數(shù)據(jù)聚合到團隊層次的效果。分析結果顯示,各量表的rwg(1)均大于0.7,符合James等[24]對rwg(1)閾值的界定;各量表具有足夠的聚合同意度,各量表的組內(nèi)相關系數(shù)ICC(1)均大于0.05,ICC(2)均大于0.5,符合LeBreton等[25]對組內(nèi)相關系數(shù)閾值的界定。因此,本研究的數(shù)據(jù)適合在團隊層面進行分析。

1.3 統(tǒng)計方法

使用SPSS 22.0、AMOS 21.0和HLM 6.08等軟件對研究數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。使用SPSS 22.0進行描述性統(tǒng)計分析、相關性分析、探索性因子分析和Harman單因子分析;使用AMOS 21.0進行驗證性因子分析和Bootstrap鏈式中介檢驗;使用HLM 6.08進行組內(nèi)同意度rwg(1)和組內(nèi)相關系數(shù)ICC(1)和ICC(2)的計算。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子分析[26]對測量工具的共同方法偏差進行檢驗。因子分析結果存在6個特征值大于1的因子,且不存在個別因子解釋力過高的情況,因此,本研究所測量的數(shù)據(jù)不存在顯著的共同方法偏差。

2.2 變量的描述統(tǒng)計與變量間相關分析

表1 各變量相關分析

2.3 團隊信任與組織公民行為的鏈式中介效應分析

采用Bootstrap非正態(tài)偏差校正95%置信區(qū)間(Bias-Corrected 95%CI)和正態(tài)校正95%置信區(qū)間(Percentile 95%CI) 2種檢驗方式相互佐證的方法,對團隊信任和組織公民行為的鏈式中介效應進行檢驗。

統(tǒng)計可知,教練員領導行為對團隊效能影響的直接效應點估值為0.334,Bias-Corrected 95%CI[0.082,0.562]、Percentile 95%CI[0.084,0.567]均不包括0,教練員領導行為對團隊效能具有正向影響,支持假設H1。團隊信任的中介效應點估值為0.183,Bias-Corrected 95%CI[0.095,0.304]、Percentile 95%CI[0.093,0.302]均不包括0,團隊信任是教練員領導行為和團隊效能間的中介變量,支持假設H2a。組織公民行為的中介效應點估值為0.224,Bias-Corrected 95%CI[0.042,0.483]、Percentile 95%CI[0.032,0.461]均不包括0,組織公民行為是教練員領導行為和團隊效能間的中介變量,支持假設H2b。團隊信任和組織公民行為的鏈式中介效應點估值為0.044,Bias-Corrected 95%CI[0.012,0.109]、Percentile 95%CI[0.006,0.096]均不包括0,團隊信任和組織公民行為在教練員領導行為和團隊效能間起鏈式中介作用,支持假設H2c。教練員領導行為對團隊效能影響的總效應值為0.785,主效應占總效應的42.54%;團隊信任的中介效應占總效應的23.31%;組織公民行為的中介效應占總效應的28.54%;團隊信任和組織公民行為的鏈式中介效應占總效應的5.61%。團隊信任與組織公民行為的鏈式中介效應模型如圖2所示。

圖2 團隊信任與組織公民行為的鏈式中介效應模型

3 分析與討論

在本研究構建的足球教練員領導行為與團隊效能關系模型中,足球教練員領導行為對運動隊的團隊信任、組織公民行為和團隊效能均具有正向影響。教練員領導行為與團隊效能的直接效應占總效應的42.54%。本研究采用的教練員領導行為的3個維度(訓練指導、社會支持和民主行為)與團隊效能的2個維度(任務績效和合作滿意度)均具有顯著正相關。領導—成員關系交換理論認為,領導行為對組織成員的績效、情感承諾、組織公民行為都具有顯著影響,但由于團隊領導的管理水平及個人資源有限,在組織團隊層面往往存在領導—成員關系交換的差異化[27]現(xiàn)象。研究[28-29]表明,領導—成員關系交換的差異化對團隊成員個體的情感承諾、組織公平感、任務績效、組織公民行為及團隊效能均具有消極影響。究其原因,主要是團隊領導管理能力不足及不夠民主而引起的成員消極工作態(tài)度和行為。Yu 等[30]對4 114個工作團隊的21 745個樣本進行元分析

后發(fā)現(xiàn),領導—成員關系交換的差異化所導致的消極行為會直接影響團隊和諧,進而降低團隊效能,而團隊領導的支持行為和民主行為水平是避免成員出現(xiàn)消極行為的關鍵。竇海波等[31]構建的我國高水平集體球類項目團隊凝聚力與團隊效能關系模型中,教練員領導行為是前因變量之一,教練員的執(zhí)教能力和管理能力會通過影響團隊凝聚力進而影響球隊的團隊效能。張軍[32]2018年以我國高校籃球隊為研究對象構建的教練員領導行為與團隊效能模型中,教練員領導行為對團隊效能具有直接的正向影響;同時,通過團隊凝聚力、團隊認同及團隊心理授權3個中介變量影響團隊效能;教練員的執(zhí)教能力、獲取社會支持的能力及是否能公平公正地對待每一名球員,是提升球隊績效和成員合作滿意度的關鍵。

4 小 結

足球教練員領導行為對足球運動隊的團隊信任、組織公民行為和團隊效能均具有正向影響。本研究構建的足球教練員領導行為與團隊效能的關系模型中,教練員領導行為通過4條路徑影響團隊效能:教練員領導行為團隊效能的直接效應;教練員領導行為團隊信任團隊效能的部分中介效應;教練員領導行為組織公民行為團隊效能的部分中介效應;教練員領導行為團隊信任組織公民行為團隊效能的鏈式中介效應。足球教練員在執(zhí)教過程應關注團隊層面的信任和組織公民行為的發(fā)展水平,并提升自身的執(zhí)教能力,不能一味地關注球隊的訓練成績,還應采用多種手段提升球隊的團隊信任和組織公民行為水平,進而提升球隊的團隊效能。