徐文泉，王 智

(1.北京航空航天大學 體育部，北京 100191;2.國家體育總局體育科學研究所，北京 100061)

1 引言

過去的30 多年，競技體育有關教練員行為及其執(zhí)教行為對運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的多項質性研究表明:教練員對運動員心理的發(fā)展(Gould，Dieffenbach和Moffert，2002)、比 賽 的 表 現(xiàn)(Gould，Guinan，Greenleaf，Medbery 和Peterson，1999;Gould，Greenleaf，Chung 和Guinan，2002)、運動成績的提高和維持(Durand－Bush 和Salmela，2002)等諸多因素都起著至關重要的作用。大多數(shù)研究者使用最多最具影響的理論模型是多維領導力模型(Multidimensional Model of Leadership，簡 稱MML)，該模 型(Chelladurai 和Saleh，1978;Chelladurai 和Saleh，1980;Chelladurai，1990，1993)將管理學領域中的領導力理論引入到體育，重點關注體育運動中重要的領導力維度，而他們開發(fā)的測量教練行為的體育領導力量表(LSS;Chelladurai 和Saleh，1980)包括訓練指導、民主決策、專制決策、社會支持和積極反饋等五種教練員行為，主要用于測量運動員對教練領導行為的喜好、對教練領導行為的知覺或教練員對自身領導行為的知覺。

在同一時期，Smoll 和Smith 等人基于社會學習理論提出領導力中介模型(Smoll，Smith，Curtis 和Hunt，1978;Smoll 和Smith，1989)，該模型強調運動員的知覺和回憶在外顯的教練行為和運動員評價性反應行為之間的中介作用，同時，他們采用行為觀察法，開發(fā)了一套用于觀察和記錄訓練和比賽中教練行為的編碼系統(tǒng)，即教練行為的評價系統(tǒng)(Coaching Behaviour Assessment System，簡稱CBAS)。該系統(tǒng)包括12 種教練員行為，分為反應行為和自發(fā)行為兩類。因領導力中介模型還需要測量運動員對教練行為的知覺，故他們又開發(fā)了一種用于測量運動員對教練行為知覺的量表(注:CBAS－PBS)。此后，在一系列有關教練領導行為的研究中，體育領導力量表和教練行為評價系統(tǒng)得到了廣泛的應用，取得了較豐富的研究成果，但這些研究成果也存在著一些局限性，其最主要的問題是在測量學上的不足。例如LSS 和CBAS 測量的是相對有限的教練員行為，而在內容效度上有待進一步的提高，因此，為了更加全面的評價教練行為，C?té 及其同事扎根于教練員和運動員，通過一系列質性研究而研制了體育教練行為量表(Coaching Behaviour Scale for Sport，簡稱CBS－S;C?té，Yardley 和Hay 等人，1999)，力圖從七個維度對高水平教練員在訓練、比賽和組織環(huán)境中的教練行為進行一個全面的評價，但至今使用有限，這與該量表的信度和效度需要進一步提高有關，同時，研究者(Kenow 和Williams，1992，1999)已認識到教練行為測量工具主要測量教練行為的數(shù)量，而無法考察教練行為的性質。

從目前文獻資料和實踐看，大部分教練員試圖以他們認為有助于運動員的行為方式來影響運動員的訓練和比賽中的心理狀態(tài)，但這往往更多的是依靠他們個人自身積累的經驗，還缺乏足夠的理論根基。為了更好地解決已有教練行為測量工具無法考察教練行為的性質和提高已有教練行為測量工具的信度與效度，我們擬從運動員的經驗和實際感受入手，探討教練行為的維度，采用質性研究和量化研究的方法，編制教練行為知覺問卷。通過對測量數(shù)據(jù)進行探索性因素分析和驗證性因素分析，直接構建和測量影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為——運動員知覺模型，從而為教練員提供合理的專業(yè)建議，并在理論層面豐富和深化教練行為對運動員訓練和心理狀態(tài)的研究范疇。

2 研究方法

2.1 半結構式問卷調查

半結構式問卷調查對象為江蘇省參加十運會的運動員，其題目包括:“請您根據(jù)自己的實際情況，回憶一下在訓練和比賽期間教練員的哪些言語或行為給您印象最深刻，并影響到了自己在訓練和比賽中的心理狀態(tài)(填寫說明:盡量填寫，答案沒有對錯之分，描述得越清楚越好。如果您回答的某項教練行為或言語對您的心理狀態(tài)起到促進作用，就在促進對應的方框‘□’內打‘√’，如果教練員的某項行為或言語對您的心理狀態(tài)起到消極或破壞作用，就在消極對應的方框‘□’內打‘√’)”，共收回問卷185 份。

2.2 編制初測問卷

根據(jù)運動員在半結構式問卷調查中的回答，本研究直接對其進行開放式編碼，因在本研究中開放式編碼用于收集問卷條目，所以在編碼過程中并沒有對開放式編碼結果做進一步歸類。據(jù)此，共搜集了來自運動員經驗的112 個有關教練行為的條目，然后，邀請了3 名應用心理學專業(yè)研究生對條目進行審定，內容包括是否能夠代表教練員在訓練和比賽中的行為、題目的措辭是否準確、內容是否容易理解。對不合適的題目逐字修改或建議刪除，直至他們認為這些條目基本能反映教練員在訓練和比賽中的行為為止。

根據(jù)問卷條目的審定結果，本研究編制了教練行為評價問卷。問卷回答含促進、無影響和消極等3 種選項，目的是進一步確定有顯著促進影響和消極影響的教練行為條目。要求運動員根據(jù)自己的感受判斷該描述中出現(xiàn)的教練行為對自己訓練和比賽心理狀態(tài)可能產生的影響。來自國家女子壘球隊，國家男女曲棍球隊和國家男子棒球隊共109 名運動員接受了問卷調查。對調查結果進行了非參數(shù)檢驗，比較3 種不同選項人數(shù)之間的差異，最終只有促進選項人數(shù)或消極選項人數(shù)顯著高于其他2 組選項人數(shù)的條目，故得以保留。

根據(jù)教練行為評價問卷調查結果，形成了包含54個條目的教練行為知覺初測問卷。初測問卷以自我報告的形式呈現(xiàn)，題目隨機排序，采用Likert 的5 點量表法，從“從不”到“總是”分別計1 ～5 分來反映出教練行為發(fā)生的頻率，分數(shù)越高表示該行為發(fā)生的頻率也越高。

2.3 編制正式問卷

2.3.1 被試

采用教練行為知覺初測問卷對國家田徑隊和體操隊運動員，遼寧省運動員、廣東乒乓球隊和擊劍隊運動員、大學校隊運動員進行了匿名施測，共計564 名運動員接受了問卷調查，收回有效填答問卷558 份。

2.3.2 統(tǒng)計分析

采用SPSS15.0 和Amos7.0 對數(shù)據(jù)進行獨立樣本的t 檢驗、探索性因素分析和驗證性因素分析，其中采用獨立樣本t 檢驗計算項目區(qū)分度，采用探索性因素分析初步確立因素結構，采用驗證性因素分析檢驗因素結構的穩(wěn)定性和結構效度。

3 研究結果與討論

3.1 探索性因素分析

在教練行為知覺初測問卷的探索性因素分析中，我們進行可行性檢驗，KMO=0.905，Bartlett 球體檢驗2=7861.22，df=1431，P=.000，表示數(shù)據(jù)適合做因素分析。于是利用主軸因子法(principal axis factoring)抽取因子，再用斜交旋轉法(direct oblimin rotation:delata=0)進行因子旋轉，共得到11 個因子的特征值大于1。因為特征值大于1 的準則是只有在主成分法進行因子抽取時才適用，所以不能根據(jù)特征值的大小來判斷應保留因子的個數(shù)。因此，我們嘗試用碎石檢驗，探索性因素分析得到的碎石圖(見圖1)，從圖顯示看出碎石圖在第5 個因子處有明顯轉折點，因此，確定了本研究保留的4 個因子，結合因子篩選結果，采用逐步排除的方法對項目和條目進行進一步的篩選，刪除標準是:1)共同度低于0.2;2)因素負荷小于0.40;3)在多個因子上負荷大于0.40;4)在某一因子上只有1題或2 題;5)與所在因子的其它題的意義差異很大;根據(jù)此標準，最終篩選出17 個條目，得到4 個因子具有明確的意義，特征值均大于1，共解釋測量條目61.64%的方差，每個因子的特征值、解釋方差和各條目因子載荷(見表1)。

圖1 對數(shù)據(jù)進行探索性因素分析后得到的碎石圖

表1 探索性因素分析因子載荷表

從表1 可以看出，運動員對于什么樣的教練行為會影響自己訓練和比賽中的心理狀態(tài)，在心目中有一個較清晰的概念模式，反映為一個4 因子的復合型結構。因子1 解釋了32.55%的方差，包含及時總結、細心分析、比賽考慮周到等條目，強調在訓練和比賽中教練員對運動員的細心觀察和悉心指導行為，這些有助于促進運動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“悉心指導”;因子2 解釋了13.32%的方差，包含否定、責備等條目，反映了教練員在訓練和比賽場上對運動員不佳表現(xiàn)或技術的過度否定、責備、批評會阻礙運動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“過度責備”;因子3解釋了9.35%的方差，包含溝通、隨和、熱情、微笑等條目，強調教練員在訓練和比賽中親切、隨和、熱情地對待運動員的行為表現(xiàn)，他們能與運動員進行很好的交流與溝通，會促進運動員積極心理狀態(tài)的形成，因此命名為“宜人行為”;因子4 解釋了6.42%的方差，包含莫名奇妙地發(fā)火、態(tài)度冷淡、不問清情況就開始批評等條目，強調教練員在訓練和比賽場上對待運動員反常的態(tài)度和行為表現(xiàn)，會對運動員的心理狀態(tài)產生負面影響，因此命名為“反常態(tài)度”。例如，對運動員莫名其妙地發(fā)火、在沒有弄清事情原由的情況下批評運動員、對運動員的訓練不聞不問等。此外，不同因子之間還存在低度和中度相關，因子1 與因子3 之間存在中度正相關性，因子2 與因子4 之間存在中度正相關性，因子1 和因子3 與因子2 和因子4 之間存在低度負相關性。

3.2 驗證性因素分析

為進一步驗證探索性因素分析結構的穩(wěn)定性，在進行驗證性因素分析之前，首先，我們進行項目分析。根據(jù)確定的因子及條目，求和計算出每名被試在各個因子上的得分，然后，分別將被試按因子得分由高到低排列，取得分最高的27%被試作為高分組、得分最低的27%被試作為低分組，對兩組進行了獨立樣本t 檢驗。結果發(fā)現(xiàn):兩組被試在確定的17 個條目上得分均達到顯著性差異，說明這17 個條目具有較高的區(qū)分度。而對運動員的新數(shù)據(jù)進行了驗證性因素分析，根據(jù)探索性因素分析結果、因子之間存在的相關性(見表1)，因此，提出了一階四因素斜交模型。驗證性因素分析采用極大似然法(maximum likelihood)進行參數(shù)估計，結果顯示:所有條目的非標準化因子載荷都達到顯著性水平，標準化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)2=188.69，df=113，2/df=1.67，TLI=0.88，CFI=0.90，RMSEA=0.07。一般而言，理想模型擬合的判定標準是CFI 與TLI 的值在0.90 以上，RMSEA 的值小于0.08，因此，本模型的擬合度有待進一步提高。根據(jù)本研究驗證性因素分析提供的參數(shù)再次進行篩選項目，其標準:1)標準化因素載荷大于0.40;2)模型擬合指數(shù)達到理想的標準;3)根據(jù)Amos提供的模型修正指數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)某兩個條目是否考察了同樣的東西或者某一個項目是否隸屬于多個因子，對于前者選擇的修正方法是從中刪去一道題目，對于后者考慮直接刪除，從而使模型能更好的擬合數(shù)據(jù)，根據(jù)上述標準刪除掉第54 條目，修訂后的一階四因素模型參數(shù)估計結果顯示，所有非標準化因子載荷都達到了顯著性水平，標準化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)2=143.39，df=98，2/df=1.46，TLI=0.91，CFI=0.93，RMSEA=0.06，模型的各項擬合指數(shù)均達到理想標準，此外修訂后的模型擬合指數(shù)2 值較修訂前模型明顯降低，二者之間的差異達到了非常顯著性水平(P ＜.01)，根據(jù)驗證性因素分析結果，最后確定由4 個因子對應的16 個條目的教練行為知覺正式問卷。

3.3 信度和效度分析

3.3.1 內部一致性信度

通過對教練行為知覺正式問卷及四個分維度的檢驗，我們可以看出教練行為知覺正式問卷的克隆巴赫α 系數(shù)為0.88，悉心指導、過度責備、宜人行為和反常態(tài)度四個分維度的克隆巴赫α 系數(shù)分別為0.77、0.64、0.81、0.84，說明本次研究所編制的教練行為知覺正式問卷的數(shù)據(jù)具有較好的內部一致性信度，它既能夠客觀、真實地反映影響運動員訓練和心理狀態(tài)的教練行為的廣泛維度與具體種類，符合心理測量學要求，又能夠達到我們預期為運動員實踐提供有效依據(jù)的效果。

3.3.2 結構效度

我們對教練行為知覺正式問卷中的過度責備和反常態(tài)度各個條目進行反向計分，結果顯示各個分維度與總問卷之間、各個分維度之間的相關分析分別在0.71 ～0.83、0.37 ～0.66(見表2)，前者的相關關系高于后者，與此同時，我們采用驗證性因素分析模型進一步檢驗問卷的結構效度。參數(shù)估計結果表明，所有非標準化因子載荷都達到了顯著性水平，標準化因子載荷均大于0.40，模型的擬合指數(shù)也達到了理想標準，2=119.22，df=98，2/df=1.22，TLI =0.96，CFI=0.97，RMSEA=0.04，結果說明教練行為知覺正式問卷具有較好的因素結構，支持一階四因素模型(見圖2)。證明所測數(shù)據(jù)有較高的相關關系，各個分維度既能對整個問卷做出貢獻，又具有一定的獨立性，因此教練行為知覺正式問卷具有較好的內部結構效度。

表2 教練行為知覺正式問卷各個維度之間的相關

圖2 驗證性因素分析一階四因素模型

3.4 教練行為對運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的影響

隨著運動競爭的愈演愈烈，運動員優(yōu)異成績的取得和良好競技狀態(tài)的保持都離不開兩個主要因素:運動員自身表現(xiàn)出來的行為和教練員行為的影響，兩者是取勝不可或缺的部分，在眾多比賽中已有所體現(xiàn)。當一方運動員處于不利被動情況下，心理緊張不禁而生，使自身特長無法施展、亂了章法，完全被對手抑制，這時教練員會立即叫暫停(規(guī)則允許)或局(節(jié)、盤)間休息，在最短時間精準的解析雙方形勢，針對對手漏洞布置自己的技戰(zhàn)術，指導運動員穩(wěn)定情緒和心理、敢于果斷準確的攻擊對手弱點。當再次上場時，隨之而來的是己方技術動作的流暢性和準確性提高，反過來對對手的發(fā)揮起到有效的壓制作用，最終形成反敗為勝的結果，那些賽場上屢見不鮮的大逆轉現(xiàn)象充分說明教練員指導對運動員訓練和比賽狀態(tài)的積極影響。即便運動員沒能取得最終勝利，但發(fā)揮出自己應用的水平是能做到地。由此可見，教練員行為對運動員的訓練和比賽狀態(tài)會起到非常大的影響，特別在心理方面。

于是我們從運動員的經驗和實際感受出發(fā)來探討教練行為，通過測量來建立運動員知覺模型，尋找與確立評價影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為有效指標。過去Smith 等人(Smith，Smoll 和Curtis，1978)比較了教練員對自己行為的評價與運動員對教練行為的評價以及獨立觀察者對教練行為的評價，結果發(fā)現(xiàn)教練的自我知覺和被觀察的行為間低相關或相關不顯著，而運動員的評價與行為觀察間相關性更高。此外，Wandzilak，Ansorge，和Potter(1988)將教練所回憶的行為和客觀系統(tǒng)記錄的行為之間做比較，發(fā)現(xiàn)教練只是部分正確地回憶了自己的教練行為，Salminen和Liukkonen(1996)對68 名芬蘭教練和他們的100 名運動員進行的一項研究顯示，教練和運動員對教練員領導風格的知覺間存有差異。

鑒于此，我們采用不同的研究方法收集影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練員行為信息，進行篩選、修訂、實測，最終編制教練行為知覺問卷，并對其進行相關檢驗(內部一致性信度、結構效度)和因素結構分析(探索性因素、驗證性因素)，取得較好的階段性效果。第一，利用本次編制的影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為知覺問卷考察了教練行為的性質，得出影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為是一個包含四個維度的復合型結構;第二，編制的教練行為測量工具具有良好的內部一致性信度和結構效度，是符合心理測量學指標要求的量表;同時，進一步證實運動員的知覺比教練員自我知覺更能準確地反映教練員的實際行為，這與Salminen 等人研究保持一致。因此，我們對影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為研究具有較好的實際效果，為教練員提供了合理的實踐指導方式，減少了他們不必要的盲目性，也為更深一步的研究打好基礎。

4 結論

4.1 影響運動員訓練和比賽心理狀態(tài)的教練行為被運動員知覺為悉心指導、過度責備、宜人行為和反常態(tài)度的四個維度，而且不同維度之間存在一定的相關性。

4.2 教練行為知覺問卷的信度—效度檢驗和因素結構分析達到良好效果，符合心理測量學的指標要求，可以在未來的研究中直接使用。

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