足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系:團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2020-10-21 05:56:06解超
中國(guó)體育教練員 2020年3期 關(guān)鍵詞：效應(yīng)
解 超
(湖北文理學(xué)院,湖北 襄陽(yáng) 441053)
教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是指教練員通過(guò)自己的言行對(duì)運(yùn)動(dòng)員施加影響過(guò)程中所展示的各種行為[1]。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是運(yùn)動(dòng)心理學(xué)領(lǐng)域反映教練員與運(yùn)動(dòng)員或運(yùn)動(dòng)隊(duì)組織之間心理關(guān)系的一個(gè)重要概念[2]。隨著體育科學(xué)研究領(lǐng)域多學(xué)科交叉趨勢(shì)不斷發(fā)展,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為研究被越來(lái)越多的學(xué)者所關(guān)注,從運(yùn)動(dòng)心理學(xué)和體育組織行為學(xué)的視角探討教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)體育運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的重要作用。在我國(guó)集體球類項(xiàng)目中,足球仍處在一個(gè)較低的競(jìng)技水平,足球教練員的執(zhí)教管理能力直接決定球隊(duì)的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)。本文通過(guò)分析足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系,打開教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系黑箱,為提升我國(guó)足球運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的管理水平提供理論依據(jù)。
竇海波等[3]認(rèn)為,集體球類項(xiàng)目的團(tuán)隊(duì)效能指球隊(duì)最終表現(xiàn)和產(chǎn)出的綜合性效果,反映球隊(duì)的整體能力和狀態(tài),是一支球隊(duì)成長(zhǎng)、進(jìn)步的能力體現(xiàn),反映球員對(duì)訓(xùn)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(shí)也是球隊(duì)競(jìng)技能力和運(yùn)動(dòng)成績(jī)可持續(xù)提高及發(fā)展的預(yù)測(cè)因子。在團(tuán)隊(duì)動(dòng)力學(xué)理論中,領(lǐng)導(dǎo)行為一直被認(rèn)為是團(tuán)隊(duì)能夠持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力之一,體育運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)作為一種特殊的團(tuán)隊(duì)類型,教練員具有非常重要的地位。研究發(fā)現(xiàn),教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)決策[4]、成員溝通[5]、成員自我效能[6]、團(tuán)隊(duì)凝聚力[7-8]、運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)[2,8]和合作滿意度[2]等均具有很強(qiáng)的影響力。在McGrath提出的團(tuán)隊(duì)效能IPO理論模型[9]中,團(tuán)隊(duì)效能作為因變量受自變量團(tuán)隊(duì)外部環(huán)境因素和中介變量團(tuán)隊(duì)互動(dòng)因素的影響。在IPO模型中,McGrath將團(tuán)隊(duì)效能測(cè)量的內(nèi)容界定為:團(tuán)隊(duì)績(jī)效和成員的情感2個(gè)維度,團(tuán)隊(duì)外部環(huán)境因素包括領(lǐng)導(dǎo)行為、團(tuán)隊(duì)任務(wù)特質(zhì)、外部壓力等維度。Chelladurai等[10]提出的多維領(lǐng)導(dǎo)理論認(rèn)為,運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)教練員領(lǐng)導(dǎo)的效果往往可以表現(xiàn)在團(tuán)隊(duì)績(jī)效和團(tuán)隊(duì)成員的滿意度方面,而團(tuán)隊(duì)績(jī)效和成員合作滿意度正是團(tuán)隊(duì)效能的核心維度。Fransen等[11]研究發(fā)現(xiàn),運(yùn)動(dòng)員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為(任務(wù)型、激勵(lì)型、社會(huì)型和外部型)對(duì)團(tuán)隊(duì)互動(dòng)和團(tuán)隊(duì)效能均有積極影響,教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為能使運(yùn)動(dòng)員擁有更強(qiáng)的共同意識(shí)和認(rèn)同感,更強(qiáng)的自我參與度及運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)。竇海波[12]以我國(guó)高校高水平運(yùn)動(dòng)隊(duì)為研究對(duì)象,構(gòu)建集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)效能理論模型,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為在該模型中是重要的前因變量,能夠通過(guò)提升團(tuán)隊(duì)信任和學(xué)習(xí)水平,提升團(tuán)隊(duì)績(jī)效和團(tuán)隊(duì)生命力。由此,本研究提出假設(shè)H1:足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有正向影響。
運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)中的團(tuán)隊(duì)信任是指運(yùn)動(dòng)員對(duì)球隊(duì)教練員、隊(duì)友、球隊(duì)組織能力、善意和公正一致性的正面預(yù)期、判斷、信賴和支持,認(rèn)為被信任者在做任何行動(dòng)或決策時(shí)都會(huì)將運(yùn)動(dòng)員的利益納入考量,而不會(huì)讓運(yùn)動(dòng)員的利益受到損害[13]。Suzanne等[14]將工作團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)行為與信任之間的關(guān)系進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn),領(lǐng)導(dǎo)水平對(duì)團(tuán)隊(duì)轉(zhuǎn)型和契約關(guān)系有重要影響,而這些維度與團(tuán)隊(duì)認(rèn)知信任和情感信任顯著正相關(guān)。于少勇[15]2007年基于雙重認(rèn)知理論構(gòu)建的集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)信任動(dòng)態(tài)模型認(rèn)為,團(tuán)隊(duì)信任在運(yùn)動(dòng)隊(duì)發(fā)展過(guò)程中會(huì)經(jīng)歷預(yù)設(shè)信任、認(rèn)知信任和情感信任等3個(gè)階段,在運(yùn)動(dòng)隊(duì)團(tuán)隊(duì)信任發(fā)展過(guò)程中教練員對(duì)發(fā)展階段的辨識(shí)及對(duì)運(yùn)動(dòng)員的管理是團(tuán)隊(duì)信任形成的基礎(chǔ)。解超[16]2018年研究發(fā)現(xiàn),團(tuán)隊(duì)信任是高校青少年足球運(yùn)動(dòng)隊(duì)發(fā)展的前因變量,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)信任和團(tuán)隊(duì)效能均呈正相關(guān)。由此,本研究提出假設(shè)H2a:團(tuán)隊(duì)信任在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)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(wú)關(guān),是一種組織成員的自發(fā)行為,雖然這種行為沒(méi)有獲得組織正式的回報(bào),卻對(duì)組織效能具有積極的提升作用[17]。組織行為學(xué)理論認(rèn)為,組織公民行為能夠在組織、團(tuán)隊(duì)和個(gè)人3個(gè)層面對(duì)團(tuán)隊(duì)績(jī)效、成員滿意度等產(chǎn)生影響,是評(píng)價(jià)一個(gè)組織成員工作水平的重要指標(biāo)。組織公民行為水平較高的團(tuán)隊(duì),其團(tuán)隊(duì)效能也較易提升。王雁飛等[18]2019年對(duì)384名MBA和EMBA學(xué)員進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn),在工作團(tuán)隊(duì)中包容型領(lǐng)導(dǎo)可有效預(yù)測(cè)員工的挑戰(zhàn)型組織公民行為,可通過(guò)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(gè)過(guò)程中起完全中介作用,包容型領(lǐng)導(dǎo)行為還可通過(guò)認(rèn)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(lǐng)導(dǎo)者—成員關(guān)系交換理論模型[19]中,信任被認(rèn)為是團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)與成員組織行為之間最為重要的中介變量之一。Chen等[20]認(rèn)為,團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(tuán)隊(duì)信任水平的提升能使成員更易從事角色外行為,進(jìn)而提升其組織公民行為。基于以上理論,本研究提出假設(shè)H2b:組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間起中介作用,以及假設(shè)H2c:團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?圖1)。
圖1 研究假設(shè)模型
1 研究對(duì)象與方法
1.1 研究對(duì)象
以來(lái)自湖北、遼寧、吉林、江蘇等4省30支足球隊(duì)的青少年運(yùn)動(dòng)員為調(diào)查對(duì)象,共發(fā)放問(wèn)卷640份,回收有效問(wèn)卷598份,問(wèn)卷有效回收率為93.43%。其中,男運(yùn)動(dòng)員374人(62.5%),女運(yùn)動(dòng)員224人(37.5%),運(yùn)動(dòng)員平均年齡為15.12歲,平均訓(xùn)練年限為5.99年。
1.2 測(cè)量工具
1.2.1 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為量表
采用竇海波[12]2014年編制的《教練員領(lǐng)導(dǎo)行為量表》,該量表包括訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會(huì)支持行為和民主行為3個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分。本研究對(duì)該量表進(jìn)行情境修改后共10題。量表預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(tuán)隊(duì)信任量表
采用McAllister[21]1995年編制的《團(tuán)隊(duì)信任量表》,該量表包括認(rèn)知信任和情感信任2個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分,修改情境后共6題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(diǎn)計(jì)分,修改情境后共8題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(tuán)隊(duì)效能量表
采用陳偉等[23]2015年編制的《團(tuán)隊(duì)效能量表》,該量表包括任務(wù)績(jī)效和合作滿意度2個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分,修改情境后共6題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(lái)自運(yùn)動(dòng)員,而研究要分析的是團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù),因此,對(duì)所收集量表數(shù)據(jù)的組內(nèi)同意度rwg(1)與組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)進(jìn)行了檢驗(yàn),以確定問(wèn)卷數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層次的效果。分析結(jié)果顯示,各量表的rwg(1)均大于0.7,符合James等[24]對(duì)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(guān)系數(shù)ICC(1)均大于0.05,ICC(2)均大于0.5,符合LeBreton等[25]對(duì)組內(nèi)相關(guān)系數(shù)閾值的界定。因此,本研究的數(shù)據(jù)適合在團(tuán)隊(duì)層面進(jìn)行分析。
1.3 統(tǒng)計(jì)方法
使用SPSS 22.0、AMOS 21.0和HLM 6.08等軟件對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。使用SPSS 22.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)性分析、探索性因子分析和Harman單因子分析;使用AMOS 21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和Bootstrap鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn);使用HLM 6.08進(jìn)行組內(nèi)同意度rwg(1)和組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)的計(jì)算。
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman單因子分析[26]對(duì)測(cè)量工具的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。因子分析結(jié)果存在6個(gè)特征值大于1的因子,且不存在個(gè)別因子解釋力過(guò)高的情況,因此,本研究所測(cè)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(jì)與變量間相關(guān)分析
表1 各變量相關(guān)分析
2.3 團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)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(yàn)方式相互佐證的方法,對(duì)團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。
統(tǒng)計(jì)可知,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能影響的直接效應(yīng)點(diǎn)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(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有正向影響,支持假設(shè)H1。團(tuán)隊(duì)信任的中介效應(yīng)點(diǎn)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(tuán)隊(duì)信任是教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間的中介變量,支持假設(shè)H2a。組織公民行為的中介效應(yīng)點(diǎn)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(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間的中介變量,支持假設(shè)H2b。團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)點(diǎn)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(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?支持假設(shè)H2c。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能影響的總效應(yīng)值為0.785,主效應(yīng)占總效應(yīng)的42.54%;團(tuán)隊(duì)信任的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的23.31%;組織公民行為的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的28.54%;團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占總效應(yīng)的5.61%。團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型如圖2所示。
圖2 團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型
3 分析與討論
在本研究構(gòu)建的足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能關(guān)系模型中,足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任、組織公民行為和團(tuán)隊(duì)效能均具有正向影響。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的直接效應(yīng)占總效應(yīng)的42.54%。本研究采用的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的3個(gè)維度(訓(xùn)練指導(dǎo)、社會(huì)支持和民主行為)與團(tuán)隊(duì)效能的2個(gè)維度(任務(wù)績(jī)效和合作滿意度)均具有顯著正相關(guān)。領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換理論認(rèn)為,領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)組織成員的績(jī)效、情感承諾、組織公民行為都具有顯著影響,但由于團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)的管理水平及個(gè)人資源有限,在組織團(tuán)隊(duì)層面往往存在領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化[27]現(xiàn)象。研究[28-29]表明,領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化對(duì)團(tuán)隊(duì)成員個(gè)體的情感承諾、組織公平感、任務(wù)績(jī)效、組織公民行為及團(tuán)隊(duì)效能均具有消極影響。究其原因,主要是團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(duì)4 114個(gè)工作團(tuán)隊(duì)的21 745個(gè)樣本進(jìn)行元分析
后發(fā)現(xiàn),領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化所導(dǎo)致的消極行為會(huì)直接影響團(tuán)隊(duì)和諧,進(jìn)而降低團(tuán)隊(duì)效能,而團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(guān)鍵。竇海波等[31]構(gòu)建的我國(guó)高水平集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)凝聚力與團(tuán)隊(duì)效能關(guān)系模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是前因變量之一,教練員的執(zhí)教能力和管理能力會(huì)通過(guò)影響團(tuán)隊(duì)凝聚力進(jìn)而影響球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)效能。張軍[32]2018年以我國(guó)高校籃球隊(duì)為研究對(duì)象構(gòu)建的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有直接的正向影響;同時(shí),通過(guò)團(tuán)隊(duì)凝聚力、團(tuán)隊(duì)認(rèn)同及團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)3個(gè)中介變量影響團(tuán)隊(duì)效能;教練員的執(zhí)教能力、獲取社會(huì)支持的能力及是否能公平公正地對(duì)待每一名球員,是提升球隊(duì)績(jī)效和成員合作滿意度的關(guān)鍵。
4 小 結(jié)
足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)足球運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任、組織公民行為和團(tuán)隊(duì)效能均具有正向影響。本研究構(gòu)建的足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為通過(guò)4條路徑影響團(tuán)隊(duì)效能:教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)效能的直接效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)信任團(tuán)隊(duì)效能的部分中介效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為組織公民行為團(tuán)隊(duì)效能的部分中介效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)信任組織公民行為團(tuán)隊(duì)效能的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。足球教練員在執(zhí)教過(guò)程應(yīng)關(guān)注團(tuán)隊(duì)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(guān)注球隊(duì)的訓(xùn)練成績(jī),還應(yīng)采用多種手段提升球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為水平,進(jìn)而提升球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)效能。
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解 超
(湖北文理學(xué)院,湖北 襄陽(yáng) 441053)
教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是指教練員通過(guò)自己的言行對(duì)運(yùn)動(dòng)員施加影響過(guò)程中所展示的各種行為[1]。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是運(yùn)動(dòng)心理學(xué)領(lǐng)域反映教練員與運(yùn)動(dòng)員或運(yùn)動(dòng)隊(duì)組織之間心理關(guān)系的一個(gè)重要概念[2]。隨著體育科學(xué)研究領(lǐng)域多學(xué)科交叉趨勢(shì)不斷發(fā)展,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為研究被越來(lái)越多的學(xué)者所關(guān)注,從運(yùn)動(dòng)心理學(xué)和體育組織行為學(xué)的視角探討教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)體育運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的重要作用。在我國(guó)集體球類項(xiàng)目中,足球仍處在一個(gè)較低的競(jìng)技水平,足球教練員的執(zhí)教管理能力直接決定球隊(duì)的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)。本文通過(guò)分析足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系,打開教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系黑箱,為提升我國(guó)足球運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)的管理水平提供理論依據(jù)。
竇海波等[3]認(rèn)為,集體球類項(xiàng)目的團(tuán)隊(duì)效能指球隊(duì)最終表現(xiàn)和產(chǎn)出的綜合性效果,反映球隊(duì)的整體能力和狀態(tài),是一支球隊(duì)成長(zhǎng)、進(jìn)步的能力體現(xiàn),反映球員對(duì)訓(xùn)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(shí)也是球隊(duì)競(jìng)技能力和運(yùn)動(dòng)成績(jī)可持續(xù)提高及發(fā)展的預(yù)測(cè)因子。在團(tuán)隊(duì)動(dòng)力學(xué)理論中,領(lǐng)導(dǎo)行為一直被認(rèn)為是團(tuán)隊(duì)能夠持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力之一,體育運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)作為一種特殊的團(tuán)隊(duì)類型,教練員具有非常重要的地位。研究發(fā)現(xiàn),教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)決策[4]、成員溝通[5]、成員自我效能[6]、團(tuán)隊(duì)凝聚力[7-8]、運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)[2,8]和合作滿意度[2]等均具有很強(qiáng)的影響力。在McGrath提出的團(tuán)隊(duì)效能IPO理論模型[9]中,團(tuán)隊(duì)效能作為因變量受自變量團(tuán)隊(duì)外部環(huán)境因素和中介變量團(tuán)隊(duì)互動(dòng)因素的影響。在IPO模型中,McGrath將團(tuán)隊(duì)效能測(cè)量的內(nèi)容界定為:團(tuán)隊(duì)績(jī)效和成員的情感2個(gè)維度,團(tuán)隊(duì)外部環(huán)境因素包括領(lǐng)導(dǎo)行為、團(tuán)隊(duì)任務(wù)特質(zhì)、外部壓力等維度。Chelladurai等[10]提出的多維領(lǐng)導(dǎo)理論認(rèn)為,運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)教練員領(lǐng)導(dǎo)的效果往往可以表現(xiàn)在團(tuán)隊(duì)績(jī)效和團(tuán)隊(duì)成員的滿意度方面,而團(tuán)隊(duì)績(jī)效和成員合作滿意度正是團(tuán)隊(duì)效能的核心維度。Fransen等[11]研究發(fā)現(xiàn),運(yùn)動(dòng)員感知到的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為(任務(wù)型、激勵(lì)型、社會(huì)型和外部型)對(duì)團(tuán)隊(duì)互動(dòng)和團(tuán)隊(duì)效能均有積極影響,教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為能使運(yùn)動(dòng)員擁有更強(qiáng)的共同意識(shí)和認(rèn)同感,更強(qiáng)的自我參與度及運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)。竇海波[12]以我國(guó)高校高水平運(yùn)動(dòng)隊(duì)為研究對(duì)象,構(gòu)建集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)效能理論模型,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為在該模型中是重要的前因變量,能夠通過(guò)提升團(tuán)隊(duì)信任和學(xué)習(xí)水平,提升團(tuán)隊(duì)績(jī)效和團(tuán)隊(duì)生命力。由此,本研究提出假設(shè)H1:足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有正向影響。
運(yùn)動(dòng)團(tuán)隊(duì)中的團(tuán)隊(duì)信任是指運(yùn)動(dòng)員對(duì)球隊(duì)教練員、隊(duì)友、球隊(duì)組織能力、善意和公正一致性的正面預(yù)期、判斷、信賴和支持,認(rèn)為被信任者在做任何行動(dòng)或決策時(shí)都會(huì)將運(yùn)動(dòng)員的利益納入考量,而不會(huì)讓運(yùn)動(dòng)員的利益受到損害[13]。Suzanne等[14]將工作團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)行為與信任之間的關(guān)系進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn),領(lǐng)導(dǎo)水平對(duì)團(tuán)隊(duì)轉(zhuǎn)型和契約關(guān)系有重要影響,而這些維度與團(tuán)隊(duì)認(rèn)知信任和情感信任顯著正相關(guān)。于少勇[15]2007年基于雙重認(rèn)知理論構(gòu)建的集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)信任動(dòng)態(tài)模型認(rèn)為,團(tuán)隊(duì)信任在運(yùn)動(dòng)隊(duì)發(fā)展過(guò)程中會(huì)經(jīng)歷預(yù)設(shè)信任、認(rèn)知信任和情感信任等3個(gè)階段,在運(yùn)動(dòng)隊(duì)團(tuán)隊(duì)信任發(fā)展過(guò)程中教練員對(duì)發(fā)展階段的辨識(shí)及對(duì)運(yùn)動(dòng)員的管理是團(tuán)隊(duì)信任形成的基礎(chǔ)。解超[16]2018年研究發(fā)現(xiàn),團(tuán)隊(duì)信任是高校青少年足球運(yùn)動(dòng)隊(duì)發(fā)展的前因變量,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)信任和團(tuán)隊(duì)效能均呈正相關(guān)。由此,本研究提出假設(shè)H2a:團(tuán)隊(duì)信任在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)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(wú)關(guān),是一種組織成員的自發(fā)行為,雖然這種行為沒(méi)有獲得組織正式的回報(bào),卻對(duì)組織效能具有積極的提升作用[17]。組織行為學(xué)理論認(rèn)為,組織公民行為能夠在組織、團(tuán)隊(duì)和個(gè)人3個(gè)層面對(duì)團(tuán)隊(duì)績(jī)效、成員滿意度等產(chǎn)生影響,是評(píng)價(jià)一個(gè)組織成員工作水平的重要指標(biāo)。組織公民行為水平較高的團(tuán)隊(duì),其團(tuán)隊(duì)效能也較易提升。王雁飛等[18]2019年對(duì)384名MBA和EMBA學(xué)員進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn),在工作團(tuán)隊(duì)中包容型領(lǐng)導(dǎo)可有效預(yù)測(cè)員工的挑戰(zhàn)型組織公民行為,可通過(guò)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(gè)過(guò)程中起完全中介作用,包容型領(lǐng)導(dǎo)行為還可通過(guò)認(rèn)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(lǐng)導(dǎo)者—成員關(guān)系交換理論模型[19]中,信任被認(rèn)為是團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)與成員組織行為之間最為重要的中介變量之一。Chen等[20]認(rèn)為,團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(tuán)隊(duì)信任水平的提升能使成員更易從事角色外行為,進(jìn)而提升其組織公民行為。基于以上理論,本研究提出假設(shè)H2b:組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間起中介作用,以及假設(shè)H2c:團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?圖1)。
圖1 研究假設(shè)模型
1 研究對(duì)象與方法
1.1 研究對(duì)象
以來(lái)自湖北、遼寧、吉林、江蘇等4省30支足球隊(duì)的青少年運(yùn)動(dòng)員為調(diào)查對(duì)象,共發(fā)放問(wèn)卷640份,回收有效問(wèn)卷598份,問(wèn)卷有效回收率為93.43%。其中,男運(yùn)動(dòng)員374人(62.5%),女運(yùn)動(dòng)員224人(37.5%),運(yùn)動(dòng)員平均年齡為15.12歲,平均訓(xùn)練年限為5.99年。
1.2 測(cè)量工具
1.2.1 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為量表
采用竇海波[12]2014年編制的《教練員領(lǐng)導(dǎo)行為量表》,該量表包括訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會(huì)支持行為和民主行為3個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分。本研究對(duì)該量表進(jìn)行情境修改后共10題。量表預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(tuán)隊(duì)信任量表
采用McAllister[21]1995年編制的《團(tuán)隊(duì)信任量表》,該量表包括認(rèn)知信任和情感信任2個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分,修改情境后共6題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(diǎn)計(jì)分,修改情境后共8題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(tuán)隊(duì)效能量表
采用陳偉等[23]2015年編制的《團(tuán)隊(duì)效能量表》,該量表包括任務(wù)績(jī)效和合作滿意度2個(gè)維度,采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分,修改情境后共6題。預(yù)試的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)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(lái)自運(yùn)動(dòng)員,而研究要分析的是團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù),因此,對(duì)所收集量表數(shù)據(jù)的組內(nèi)同意度rwg(1)與組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)進(jìn)行了檢驗(yàn),以確定問(wèn)卷數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層次的效果。分析結(jié)果顯示,各量表的rwg(1)均大于0.7,符合James等[24]對(duì)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(guān)系數(shù)ICC(1)均大于0.05,ICC(2)均大于0.5,符合LeBreton等[25]對(duì)組內(nèi)相關(guān)系數(shù)閾值的界定。因此,本研究的數(shù)據(jù)適合在團(tuán)隊(duì)層面進(jìn)行分析。
1.3 統(tǒng)計(jì)方法
使用SPSS 22.0、AMOS 21.0和HLM 6.08等軟件對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。使用SPSS 22.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)性分析、探索性因子分析和Harman單因子分析;使用AMOS 21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和Bootstrap鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn);使用HLM 6.08進(jìn)行組內(nèi)同意度rwg(1)和組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)的計(jì)算。
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman單因子分析[26]對(duì)測(cè)量工具的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。因子分析結(jié)果存在6個(gè)特征值大于1的因子,且不存在個(gè)別因子解釋力過(guò)高的情況,因此,本研究所測(cè)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(jì)與變量間相關(guān)分析
表1 各變量相關(guān)分析
2.3 團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)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(yàn)方式相互佐證的方法,對(duì)團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。
統(tǒng)計(jì)可知,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能影響的直接效應(yīng)點(diǎn)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(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有正向影響,支持假設(shè)H1。團(tuán)隊(duì)信任的中介效應(yīng)點(diǎn)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(tuán)隊(duì)信任是教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間的中介變量,支持假設(shè)H2a。組織公民行為的中介效應(yīng)點(diǎn)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(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間的中介變量,支持假設(shè)H2b。團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)點(diǎn)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(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?支持假設(shè)H2c。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能影響的總效應(yīng)值為0.785,主效應(yīng)占總效應(yīng)的42.54%;團(tuán)隊(duì)信任的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的23.31%;組織公民行為的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的28.54%;團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占總效應(yīng)的5.61%。團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型如圖2所示。
圖2 團(tuán)隊(duì)信任與組織公民行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型
3 分析與討論
在本研究構(gòu)建的足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能關(guān)系模型中,足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任、組織公民行為和團(tuán)隊(duì)效能均具有正向影響。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的直接效應(yīng)占總效應(yīng)的42.54%。本研究采用的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的3個(gè)維度(訓(xùn)練指導(dǎo)、社會(huì)支持和民主行為)與團(tuán)隊(duì)效能的2個(gè)維度(任務(wù)績(jī)效和合作滿意度)均具有顯著正相關(guān)。領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換理論認(rèn)為,領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)組織成員的績(jī)效、情感承諾、組織公民行為都具有顯著影響,但由于團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)的管理水平及個(gè)人資源有限,在組織團(tuán)隊(duì)層面往往存在領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化[27]現(xiàn)象。研究[28-29]表明,領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化對(duì)團(tuán)隊(duì)成員個(gè)體的情感承諾、組織公平感、任務(wù)績(jī)效、組織公民行為及團(tuán)隊(duì)效能均具有消極影響。究其原因,主要是團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(duì)4 114個(gè)工作團(tuán)隊(duì)的21 745個(gè)樣本進(jìn)行元分析
后發(fā)現(xiàn),領(lǐng)導(dǎo)—成員關(guān)系交換的差異化所導(dǎo)致的消極行為會(huì)直接影響團(tuán)隊(duì)和諧,進(jìn)而降低團(tuán)隊(duì)效能,而團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)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(guān)鍵。竇海波等[31]構(gòu)建的我國(guó)高水平集體球類項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)凝聚力與團(tuán)隊(duì)效能關(guān)系模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是前因變量之一,教練員的執(zhí)教能力和管理能力會(huì)通過(guò)影響團(tuán)隊(duì)凝聚力進(jìn)而影響球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)效能。張軍[32]2018年以我國(guó)高校籃球隊(duì)為研究對(duì)象構(gòu)建的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)團(tuán)隊(duì)效能具有直接的正向影響;同時(shí),通過(guò)團(tuán)隊(duì)凝聚力、團(tuán)隊(duì)認(rèn)同及團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)3個(gè)中介變量影響團(tuán)隊(duì)效能;教練員的執(zhí)教能力、獲取社會(huì)支持的能力及是否能公平公正地對(duì)待每一名球員,是提升球隊(duì)績(jī)效和成員合作滿意度的關(guān)鍵。
4 小 結(jié)
足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)足球運(yùn)動(dòng)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任、組織公民行為和團(tuán)隊(duì)效能均具有正向影響。本研究構(gòu)建的足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系模型中,教練員領(lǐng)導(dǎo)行為通過(guò)4條路徑影響團(tuán)隊(duì)效能:教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)效能的直接效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)信任團(tuán)隊(duì)效能的部分中介效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為組織公民行為團(tuán)隊(duì)效能的部分中介效應(yīng);教練員領(lǐng)導(dǎo)行為團(tuán)隊(duì)信任組織公民行為團(tuán)隊(duì)效能的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。足球教練員在執(zhí)教過(guò)程應(yīng)關(guān)注團(tuán)隊(duì)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(guān)注球隊(duì)的訓(xùn)練成績(jī),還應(yīng)采用多種手段提升球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)信任和組織公民行為水平,進(jìn)而提升球隊(duì)的團(tuán)隊(duì)效能。
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