高茜茜，付艷麗，趙茂勇，朱從慶，張?jiān)?

在團(tuán)隊(duì)運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目（如籃球）中，運(yùn)動(dòng)投入決定著運(yùn)動(dòng)員的技戰(zhàn)術(shù)訓(xùn)練掌握效率和競(jìng)技運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)，影響著團(tuán)隊(duì)的競(jìng)技風(fēng)格和韌性品質(zhì)，甚至是比賽制勝的一個(gè)決定性因素。運(yùn)動(dòng)投入（athlete engagement），是基于運(yùn)動(dòng)情境感知的個(gè)體心理對(duì)運(yùn)動(dòng)行為的一種持久、積極的認(rèn)知和情感體驗(yàn)。在運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練或比賽情境中，運(yùn)動(dòng)投入體現(xiàn)了運(yùn)動(dòng)員認(rèn)知、情感與體驗(yàn)的高度卷入狀態(tài)，映射了個(gè)體面對(duì)挑戰(zhàn)性任務(wù)的態(tài)度、運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練的堅(jiān)持度、元認(rèn)知策略運(yùn)用等。如何保持或提升運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)投入水平，已成為教練員和運(yùn)動(dòng)員皆需關(guān)注的問(wèn)題。縱觀體育界對(duì)運(yùn)動(dòng)投入的歸因探討，主要群體為職業(yè)運(yùn)動(dòng)員，如國(guó)家高水平排球運(yùn)動(dòng)員、國(guó)家集訓(xùn)隊(duì)專業(yè)運(yùn)動(dòng)員，且多集中于個(gè)體層面的致因分析，如心理韌性。誠(chéng)然，“投入”是外界環(huán)境與個(gè)體內(nèi)在交互引起的積極心理特質(zhì)，若單純從個(gè)體層面探討運(yùn)動(dòng)投入的影響因素，可能會(huì)陷入唯意志論等誤區(qū)。高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員是學(xué)校體育發(fā)展的推動(dòng)者，在訓(xùn)練或比賽中的投入狀態(tài)有助于激發(fā)團(tuán)隊(duì)求勝欲和體育拼搏意識(shí)，也能感染和輻射觀眾或隊(duì)友的積極情緒和籃球參與熱情，提升運(yùn)動(dòng)美學(xué)或賽事觀賞性。因此，探究該群體運(yùn)動(dòng)投入的影響機(jī)制，既有助于提升運(yùn)動(dòng)員積極心理品質(zhì)、提高技戰(zhàn)術(shù)水平、營(yíng)造良性訓(xùn)練氛圍，還有助于校園籃球文化的傳播與推廣，是高校體育亟待攻關(guān)的一項(xiàng)課題。

1 研究假設(shè)

學(xué)術(shù)界在探究“投入”致因中發(fā)現(xiàn)，重要的人際（教練員）關(guān)懷行為能影響主體（運(yùn)動(dòng)員）的積極心理特質(zhì)（投入狀態(tài)）。關(guān)懷行為，是一種綜合體現(xiàn)執(zhí)教者在教學(xué)中為建構(gòu)良性師生關(guān)系、促進(jìn)學(xué)生發(fā)展的行為。在體育領(lǐng)域，有關(guān)教練員關(guān)懷行為的界定莫衷一是，但對(duì)于高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)隊(duì)，教練員與教師具有一定共性，基于此，結(jié)合教育學(xué)領(lǐng)域?qū)處熽P(guān)懷行為內(nèi)涵的詮釋，界定“教練員關(guān)懷行為”（coaches′caring behavior），是運(yùn)動(dòng)員感知到教練員為發(fā)展教練員—運(yùn)動(dòng)員關(guān)系、促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員綜合能力發(fā)展所呈現(xiàn)的支持性、包容性、盡職性等行為。既有關(guān)懷行為的后效研究發(fā)現(xiàn)，作為一種支持性元素，教練員的關(guān)懷行為有利于激發(fā)運(yùn)動(dòng)員的心理韌性、滿足關(guān)系需求、維持自尊，避免產(chǎn)生偏差行為，提升專注度，正如自我決定理論闡釋的：重要人際的自主支持有助于激發(fā)自主動(dòng)機(jī)和滿足感，使行為趨于自主且專注。作為一種包容行為，教練員的關(guān)懷行為能為運(yùn)動(dòng)員提供更多的發(fā)揮機(jī)會(huì)和容錯(cuò)空間，有助于激發(fā)熱情和自信，使精力更加充沛且投入。正如工作投入理論所言：社會(huì)包容性利于個(gè)體（如員工）發(fā)揮性格力量，并以積極心態(tài)投入挑戰(zhàn)任務(wù)中。作為一種盡職行為，教練員關(guān)懷行為是基于教學(xué)任務(wù)的組織承諾，利于端正運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)參與態(tài)度，使之從認(rèn)知和情緒上提升融入感。實(shí)證研究亦發(fā)現(xiàn)：教練員支持、包容等關(guān)懷行為越多，越易緩解運(yùn)動(dòng)員的心理疲勞、調(diào)動(dòng)心理韌性、激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、提升滿足感，運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練和比賽中會(huì)表現(xiàn)得更專注、充滿活力（提升運(yùn)動(dòng)投入水平）。據(jù)此推測(cè)，對(duì)于高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員，教練員關(guān)懷行為可能促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入水平。

社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，個(gè)體、環(huán)境、行為的不斷交互形成了人類成長(zhǎng)過(guò)程。臨床心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，在重要人際關(guān)懷行為與心理投入的影響機(jī)制中，個(gè)體某些積極心理特質(zhì)發(fā)揮著中介功效，其中，群體認(rèn)同感便是具備此功效的一個(gè)變量。群體認(rèn)同感（perceived intragroup identity）是個(gè)體將群體成員身份、特質(zhì)進(jìn)行整合，并將群體價(jià)值觀和主觀規(guī)范等融入自我概念、自我知覺(jué)的程度。一方面，社會(huì)支持理論認(rèn)為，源于權(quán)威者的支持、包容等關(guān)懷行為有助于調(diào)節(jié)個(gè)體壓力反應(yīng)、緩解抑郁情緒、形成主觀規(guī)范意識(shí)，并從認(rèn)知上保持群體一致性情感，提升群體認(rèn)同感。簡(jiǎn)言之，重要權(quán)威者（如教練員）的關(guān)懷行為有助于提升運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感。研究表明，教練員關(guān)懷行為詮釋了一種人性化的執(zhí)行風(fēng)格或合理的領(lǐng)導(dǎo)行為，可以通過(guò)營(yíng)造積極和諧的訓(xùn)練氛圍提升團(tuán)隊(duì)凝聚力，還可以通過(guò)促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員集體榮譽(yù)感和自豪感提升群體認(rèn)同感。另一方面，作為一種積極心理特質(zhì)，群體認(rèn)同感能在很大程度上決定個(gè)體的心理投入水平。換言之，群體認(rèn)同感有助于提升個(gè)體運(yùn)動(dòng)投入水平。社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，個(gè)體會(huì)在社會(huì)分類中定義自我、形成內(nèi)群偏好、產(chǎn)生群體認(rèn)同，并在與外群有利比較中提升自尊，形成內(nèi)群趨同化的認(rèn)知與情感，進(jìn)而呈現(xiàn)與群體身份相符的行為狀態(tài)。有證據(jù)顯示，群體認(rèn)同感能促進(jìn)個(gè)體歸屬感和安全感，在競(jìng)爭(zhēng)情境下，它利于增進(jìn)群內(nèi)成員的友誼聯(lián)結(jié)和情感交流，激發(fā)個(gè)體人格力量、提升運(yùn)動(dòng)投入水平；還能促進(jìn)個(gè)體信任感和支持感，在合作環(huán)境下，它利于激活運(yùn)動(dòng)員認(rèn)知靈活性和積極情緒，激發(fā)動(dòng)機(jī)與活力，改善運(yùn)動(dòng)投入和競(jìng)技水平。

既有理論和文獻(xiàn)證實(shí)，重要人際關(guān)懷行為與個(gè)體的群體認(rèn)同感、心理投入間存在關(guān)聯(lián)。該問(wèn)題已在教育、工作領(lǐng)域得到廣泛論證。然而，以高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員這一大學(xué)生群體為被試，綜合考察教練員關(guān)懷行為與運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感、運(yùn)動(dòng)投入關(guān)系的研究尚付闕如?；诖?，本文采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)——交叉滯后研究方案，考察各變量間的內(nèi)在聯(lián)系，并假設(shè)教練員關(guān)懷行為與運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感、運(yùn)動(dòng)投入存在因果關(guān)系（圖1），對(duì)豐富運(yùn)動(dòng)投入影響機(jī)制研究有所裨益，并期為同行相關(guān)研究提供思路與參考。

圖1 假設(shè)模型Figure1 Hypothetical model

2 研究對(duì)象與方法

2.1 被試

根據(jù)周期訓(xùn)練理論“運(yùn)動(dòng)員需經(jīng)過(guò)一定階段系統(tǒng)訓(xùn)練才有可能在比賽中取勝”“賽前訓(xùn)練應(yīng)達(dá)14～16周”等觀點(diǎn)，結(jié)合高校非專業(yè)組男子籃球年度賽事具體安排（通常為1學(xué)期1次），確定以12周的常規(guī)訓(xùn)練期為縱向調(diào)查周期。遵循方便取樣原則，對(duì)S市、N市、H市的45所高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行兩階段追蹤調(diào)研。第一次測(cè)查（Test）于2019年9月組織施測(cè)，共采集681份問(wèn)卷，遵循反向題檢驗(yàn)、編碼信息不完整等篩查原則，確定664份有效問(wèn)卷，有效回收率為97.50%；第二次測(cè)查（Test）于2019年12月組織施測(cè)，因運(yùn)動(dòng)員受傷、外出、缺訓(xùn)、退隊(duì)等客觀因素未完成問(wèn)卷填答，共采集646份問(wèn)卷，根據(jù)與Test相同的篩查原則，保留了619份有效問(wèn)卷，有效回收率為95.82%。以Test和Test全部完成測(cè)查，并且編碼信息可一一對(duì)應(yīng)的607份數(shù)據(jù)為研究最終分析樣本。其中年齡為（19.233±1.975）歲，入隊(duì)年限為1～4年。

2.2 工具

本文采用雷浩等的教師關(guān)懷行為量表（Teachers′Caring Behavior Scale）。量表原為評(píng)估學(xué)生感知到教師在盡責(zé)性（7題）、支持性（6題）、包容性（5題）等方面的關(guān)愛(ài)行為，共18題。結(jié)合題意修訂題項(xiàng)表述，如“教練員能對(duì)我技戰(zhàn)術(shù)方面等問(wèn)題進(jìn)行詳盡解答和指導(dǎo)”（支持性）；“教練員能認(rèn)真、負(fù)責(zé)地完成每次訓(xùn)練課”（盡責(zé)性）。同時(shí)，設(shè)計(jì)一項(xiàng)反向題，如“當(dāng)我與教練員的觀點(diǎn)產(chǎn)生沖突時(shí)，教練不會(huì)尊重我的觀點(diǎn)”（包容性）。采用Likert5點(diǎn)法從“完全不同意（1）”至“完全同意（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，以總分表示被試感知到教練員的關(guān)懷行為水平。2次測(cè)查的量表Cronbach′s α為0.931（Test）和0.942（Test）；間隔7 d的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.882（P＜0.01）。

采用Doosje等的感知群體認(rèn)同量表（Perceived Intragroup Identity Scale）。量表共4題，結(jié)合研究修訂題項(xiàng)表述，如“我很高興能夠成為籃球隊(duì)中的一員”。同時(shí)，設(shè)計(jì)一項(xiàng)反向題：“我覺(jué)得，我與籃球隊(duì)友的關(guān)系并不融洽。”采用Likert5點(diǎn)法從“一點(diǎn)也不（1）”到“一向如此（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，總分表示被試的群體認(rèn)同感水平。2次測(cè)查的量表Cronbach′s α為0.902（Test）和0.928（Test）；間隔7 d的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.794（P＜0.01）。

采用Lonsdale等的運(yùn)動(dòng)投入問(wèn)卷（Athlete Engagement Questionnaire）。問(wèn)卷含自信、活力、奉獻(xiàn)和熱情4個(gè)維度16個(gè)題項(xiàng)，如“我在訓(xùn)練和比賽中富有激情”。同時(shí)，設(shè)計(jì)一項(xiàng)反向題：“我在訓(xùn)練和比賽中似乎找不到樂(lè)趣?！辈捎肔ikert5點(diǎn)法從“一點(diǎn)也不（1）”到“總是如此（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，總分表示被試運(yùn)動(dòng)投入水平。2次測(cè)查的問(wèn)卷Cronbach′s α為0.953（Test）和0.963（Test）；間 隔7 d的 重 測(cè) 穩(wěn)定性系數(shù)為0.896（P＜0.01）。

探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析表明，各量表具備較好的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度（表1）。

表1 探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)Table1 Indices of exploratory factor analysis and confirmatory factor analysis

2.3 程序

測(cè)查前，統(tǒng)一對(duì)調(diào)查負(fù)責(zé)人進(jìn)行培訓(xùn)。2次測(cè)查程序保持一致，采用集體填答、填答完畢當(dāng)場(chǎng)回收的形式采集數(shù)據(jù)。填答問(wèn)卷前，告知被試調(diào)查的用途、參與的自愿性、數(shù)據(jù)的保密性、數(shù)據(jù)保存辦法等。問(wèn)卷填答時(shí)間為10 min。每次測(cè)查過(guò)程中，除獲取被試年級(jí)、年齡等資料外，將身份證后8位作為編碼信息。

2.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)錄入EXCEL，以身份證后8位為檢索參數(shù)，利用函數(shù)將2次測(cè)試數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)后導(dǎo)入SPSS 25.0。對(duì)有效數(shù)據(jù)進(jìn)行反向題、潛變量計(jì)算等二次處理。運(yùn)用可靠性分析、重測(cè)信度檢驗(yàn)、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等對(duì)各分量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，運(yùn)用相關(guān)性分析考察變量間的同步相關(guān)性和穩(wěn)定相關(guān)性。利用AMOS 25.0構(gòu)建交叉滯后關(guān)系模型，利用極大似然法分析模型，通過(guò)模型擬合指標(biāo)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦m配性，并通過(guò)各變量交叉路徑系數(shù)考察變量間的因果關(guān)聯(lián)。其中，分析因果關(guān)聯(lián)時(shí)，遵循Eisma等觀點(diǎn)：若A（Test）與B（Test）相關(guān)度大于B（Test）與A（Test）相關(guān)度，則可推斷變量A與B存在因果關(guān)系，且B為A的結(jié)果變量。

2.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

綜合采用程序控制法和Harman單因素法考察測(cè)查可能存在的共同方法偏差。程序控制法：本文采用的測(cè)量工具皆來(lái)自國(guó)內(nèi)外一流期刊文獻(xiàn)，且被學(xué)者證實(shí)有較高信效度；設(shè)計(jì)問(wèn)卷時(shí)，引導(dǎo)語(yǔ)著重強(qiáng)調(diào)匿名性、保密性等，并且，在各分量表中分別設(shè)計(jì)一項(xiàng)反向題；測(cè)查方式為當(dāng)場(chǎng)填答完畢當(dāng)場(chǎng)回收。Harman單因素檢驗(yàn)法：分別對(duì)2次測(cè)查數(shù)據(jù)中的所有題項(xiàng)（除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料和編碼信息）進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，Test與Test測(cè)查分別提取了8個(gè)特征根大于1的因子，并且每次測(cè)查提取的第1因子變異率皆小于40%（Test為31.491%，Test為35.245%），證實(shí)2次測(cè)查的共同方法偏差可接受。

3 研究結(jié)果

對(duì)教練員關(guān)懷行為、運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感和運(yùn)動(dòng)投入進(jìn)行相關(guān)性分析，考察變量的穩(wěn)定相關(guān)性和同步相關(guān)性（表2）。穩(wěn)定相關(guān)性：Test教練員關(guān)懷行為與Test教練員關(guān)懷行為（r=0.603）、Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感與Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感（r=0.508）、Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入與Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入（r=0.493）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001）。同步相關(guān)性：Test教練員關(guān)懷行為與Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感和Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入兩兩顯著正相關(guān)（P＜0.001），Test教練員關(guān)懷行為與Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感和Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入兩兩顯著正相關(guān)（P＜0.001）。上述數(shù)據(jù)說(shuō)明高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員感知到的教練員關(guān)懷行為及其自身群體認(rèn)同感、運(yùn)動(dòng)投入滿足12周訓(xùn)練期的穩(wěn)定、同步相關(guān)性。

表2 相關(guān)性分析Table2 Correlation analysis

利用AMOS 25.0軟件構(gòu)建交叉滯后關(guān)系模型，同時(shí)，設(shè)定“Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感—Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入”的路徑系數(shù)為1，利用極大似然法考察模型擬合情況（圖2）：χ/df=5.630（P=0.018，n=1）；GFI=0.997，NFI=0.998，IFI=0.998，NNFI=0.971，CFI=0.998，均大 于0.90；RMSEA=0.067（小于0.08），90%CI為[0.029,0.163]，SRMR=0.011 4（小于0.05）。上述指標(biāo)說(shuō)明所構(gòu)交叉滯后關(guān)系模型具有較好的適配性。

利用模型的交叉路徑系數(shù)考察教練員關(guān)懷行為、運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感、運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入間的異步相關(guān)性（圖2）：（1）Test教練員關(guān)懷行為對(duì)Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感（β=0.18）和Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入（β=0.18）的影響皆顯著（P＜0.001）；（2）Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感對(duì)Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入的影響顯著（β=0.24，P＜0.001），但對(duì)Test教練員關(guān)懷行為的影響不顯著（β=0.03，P=0.289＞0.05）；（3）Test運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入對(duì)Test運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感的影響顯著（β=0.09，P＜0.05），但對(duì)Test教練員關(guān)懷行為的影響不顯著（β=0.06，P=0.184＞0.05）。結(jié)合路徑系數(shù)得知，對(duì)于高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員，教練員的關(guān)懷行為是運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感和運(yùn)動(dòng)投入的原因變量，運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感是運(yùn)動(dòng)投入的原因變量，即教練員關(guān)懷行為能夠預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)員12周后的群體認(rèn)同感和運(yùn)動(dòng)投入，運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感能夠預(yù)測(cè)其12周后的運(yùn)動(dòng)投入。從3個(gè)變量因果關(guān)聯(lián)和時(shí)間序列看，在教練員關(guān)懷行為與運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入的影響鏈上，運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感具備中介效應(yīng)。

圖2 交叉滯后效應(yīng)模型Figure2 Cross-lagged effect model

4 討論

本文通過(guò)控制年級(jí)的偏相關(guān)分析，在證實(shí)教練員關(guān)懷行為、運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感和運(yùn)動(dòng)投入具備跨時(shí)間穩(wěn)定、同步相關(guān)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用交叉滯后分析證實(shí)了教練員關(guān)懷行為、運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感對(duì)運(yùn)動(dòng)投入的綜合影響。

首先，教練員關(guān)懷行為能夠正向預(yù)測(cè)非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員12周后的群體認(rèn)同感（β=0.18）和運(yùn)動(dòng)投入水平（β=0.18），所得結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致。關(guān)懷理論認(rèn)為，作為師生互動(dòng)的主要形式，關(guān)懷行為并非僅是執(zhí)教者與受教者單向的支持、包容等，還需受教者對(duì)執(zhí)教者的關(guān)懷給予積極應(yīng)答。通常情況下，高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員是非體育專業(yè)類學(xué)生，球隊(duì)的組建往往取決于教練員和運(yùn)動(dòng)員對(duì)籃球運(yùn)動(dòng)的熱愛(ài)，而相較于高水平、專業(yè)運(yùn)動(dòng)員，高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練或比賽應(yīng)激條件下的自我調(diào)控和脫困能力較弱。當(dāng)運(yùn)動(dòng)員陷入困境或壓力時(shí)，作為一種外源性支持，教練員的關(guān)懷行為是教練員對(duì)籃球隊(duì)及隊(duì)員的情感關(guān)懷與支持，有助于營(yíng)造和諧團(tuán)隊(duì)氛圍，有效保護(hù)運(yùn)動(dòng)員的自尊和自信，提升安全感、群體認(rèn)同感，并提升運(yùn)動(dòng)員對(duì)負(fù)性體驗(yàn)的調(diào)節(jié)能力，保持應(yīng)有的投入狀態(tài)；作為一種情感性助力，教練員關(guān)懷行為還能調(diào)動(dòng)運(yùn)動(dòng)員的主動(dòng)反芻思維，幫助運(yùn)動(dòng)員從壓力情境中快速脫離，并且在提升積極情緒體驗(yàn)的基礎(chǔ)上將自我價(jià)值觀與群體價(jià)值觀趨同化，促成集體融入感和群體認(rèn)同感，保持活力和熱情（即運(yùn)動(dòng)投入）。另外，教練員關(guān)懷行為詮釋了教練員對(duì)球隊(duì)和隊(duì)員的關(guān)懷、包容、支持、盡職等，教練員的關(guān)懷行為越多，越易激發(fā)運(yùn)動(dòng)員的自主決策力和自我效能感、強(qiáng)化心理歸屬感、調(diào)動(dòng)認(rèn)知規(guī)范意識(shí)，使運(yùn)動(dòng)員更喜歡并珍視“籃球運(yùn)動(dòng)員”這一身份（即群體認(rèn)同感），并將情感、體驗(yàn)、意志全身心地投入于訓(xùn)練或比賽中，保持合理的專注度?；诖?，研究認(rèn)為，高校非專業(yè)男子籃球隊(duì)教練員應(yīng)優(yōu)化執(zhí)教風(fēng)格和管理方式，給予運(yùn)動(dòng)員更多的關(guān)懷行為，可有效促成運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感、提高運(yùn)動(dòng)投入水平。

其次，運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感能夠正向預(yù)測(cè)12周后的運(yùn)動(dòng)投入水平（β=0.24）。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論和投入理論相關(guān)觀點(diǎn)，人們往往在認(rèn)同群體成員身份的基礎(chǔ)上建立自我概念或自我意象，形成群體認(rèn)同感，并會(huì)為了與群體成員保持一致性而促成情感、認(rèn)知和意志的高度卷入狀態(tài)。數(shù)據(jù)結(jié)果折射出：對(duì)于高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員，能以成為籃球隊(duì)一員為榮的個(gè)體通常具有高度的角色認(rèn)同感，該認(rèn)同感有助于激發(fā)參與熱情，使身心專注于訓(xùn)練或比賽中；能與籃球隊(duì)其他成員融洽相處的運(yùn)動(dòng)員往往具有較好的組織認(rèn)同感，傾向于通過(guò)努力和奉獻(xiàn)來(lái)提升群體凝聚力，并將情感投入于訓(xùn)練或比賽中；能將籃球隊(duì)群體視為優(yōu)于其他組織團(tuán)體的運(yùn)動(dòng)員，通常具備較高的價(jià)值認(rèn)同感，傾向于將自我價(jià)值觀與群體價(jià)值觀保持一致，并將意志和活力投入于球隊(duì)發(fā)展中。相較而言，非專業(yè)男子籃球隊(duì)往往缺乏專業(yè)運(yùn)動(dòng)隊(duì)相關(guān)資金、政策資助，管理約束力亦相對(duì)較弱。而作為非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員的一種主體認(rèn)知，群體認(rèn)同感有助于激活個(gè)體情感和意志的靈活性，使其在籃球訓(xùn)練或比賽中更加專注且充滿熱情，是決定運(yùn)動(dòng)投入水平的一個(gè)內(nèi)在因素，正如從眾心理學(xué)所言，隨著社會(huì)互動(dòng)發(fā)展，個(gè)體價(jià)值觀念和行為狀態(tài)會(huì)向與群體或多數(shù)人一致的方向趨同化發(fā)展。

最后，從變量間因果聯(lián)系看，在教練員關(guān)懷行為與運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入的影響鏈上，運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感具備中介效應(yīng)。換言之，對(duì)于高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員，教練員的關(guān)懷行為既能直接影響運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)投入水平，還能通過(guò)提升運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感而間接促進(jìn)運(yùn)動(dòng)投入水平，所得觀點(diǎn)與前人部分觀點(diǎn)一致。環(huán)境心理學(xué)認(rèn)為，社會(huì)環(huán)境決定了個(gè)體心理特質(zhì)與行為表象的發(fā)展。一是，作為一種情感性包容，教練員關(guān)懷行為傳達(dá)了對(duì)運(yùn)動(dòng)員的一種認(rèn)可與理解，既可以避免運(yùn)動(dòng)員在發(fā)生失誤或過(guò)錯(cuò)后過(guò)分自責(zé)，陷入自我孤立和低自尊狀態(tài)，還可以在激發(fā)集體榮譽(yù)感和凝聚力的基礎(chǔ)上提升群體認(rèn)同感，進(jìn)而使運(yùn)動(dòng)員以積極的情緒投入訓(xùn)練或比賽；二是，作為一種社會(huì)性支持，教練員關(guān)懷行為利于激發(fā)運(yùn)動(dòng)員的合作意識(shí)和自主決策力，緩解運(yùn)動(dòng)員在競(jìng)爭(zhēng)中的挫敗感和孤獨(dú)感，提升群體依戀和歸屬感，從而將全身心投入訓(xùn)練或比賽；三是，作為一種執(zhí)教風(fēng)格，教練員關(guān)懷行為折射了教練員的盡職、敬業(yè)精神，有助于規(guī)范運(yùn)動(dòng)員主體意識(shí)，形成優(yōu)良作風(fēng)和拼搏精神，激發(fā)團(tuán)隊(duì)意識(shí)，促成組織認(rèn)同感，使運(yùn)動(dòng)員更愿意奉獻(xiàn)正性力量，全身心投入訓(xùn)練或比賽。綜上，教練員關(guān)懷行為是運(yùn)動(dòng)員成長(zhǎng)與完善的重要資源，它能通過(guò)提升運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感而提升運(yùn)動(dòng)投入水平，正如前人所言，社會(huì)結(jié)構(gòu)關(guān)系會(huì)完善主體認(rèn)知結(jié)構(gòu)，并使其體育行為更具活力和熱情。

5 結(jié)束語(yǔ)

本文以12周的訓(xùn)練為調(diào)查周期，從高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員的角度出發(fā)，采用交叉滯后研究設(shè)計(jì)方案，縱向考察了教練員關(guān)懷行為與運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感、運(yùn)動(dòng)投入的因果關(guān)系。證實(shí)：教練員的關(guān)懷行為能夠提升高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員的群體認(rèn)同感，改善運(yùn)動(dòng)投入水平；教練員關(guān)懷行為能夠通過(guò)提升運(yùn)動(dòng)員群體認(rèn)同感而間接促進(jìn)其運(yùn)動(dòng)投入水平。本文從某種程度上揭示了教練員執(zhí)教風(fēng)格對(duì)高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)投入水平具有促進(jìn)功效。但尚存些許不足之處，僅考察了高校非專業(yè)男子籃球運(yùn)動(dòng)員的總體特征，而未細(xì)化探討主力與非主力隊(duì)員的差異、不同場(chǎng)上位置的差異以及不同入隊(duì)年限隊(duì)員之間的差異。未來(lái)應(yīng)細(xì)化、深入考察不同入隊(duì)年限、主力與非主力運(yùn)動(dòng)員的個(gè)體差異，使研究更聚焦、更有深度。