影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为:运动员知觉模型的建立与测量

徐文泉，王 智

(1.北京航空航天大学 体育部，北京 100191;2.国家体育总局体育科学研究所，北京 100061)

1 引言

过去的30 多年，竞技体育有关教练员行为及其执教行为对运动员训练和比赛心理状态的多项质性研究表明:教练员对运动员心理的发展(Gould，Dieffenbach和Moffert，2002)、比 赛 的 表 现(Gould，Guinan，Greenleaf，Medbery 和Peterson，1999;Gould，Greenleaf，Chung 和Guinan，2002)、运动成绩的提高和维持(Durand－Bush 和Salmela，2002)等诸多因素都起着至关重要的作用。大多数研究者使用最多最具影响的理论模型是多维领导力模型(Multidimensional Model of Leadership，简 称MML)，该模 型(Chelladurai 和Saleh，1978;Chelladurai 和Saleh，1980;Chelladurai，1990，1993)将管理学领域中的领导力理论引入到体育，重点关注体育运动中重要的领导力维度，而他们开发的测量教练行为的体育领导力量表(LSS;Chelladurai 和Saleh，1980)包括训练指导、民主决策、专制决策、社会支持和积极反馈等五种教练员行为，主要用于测量运动员对教练领导行为的喜好、对教练领导行为的知觉或教练员对自身领导行为的知觉。

在同一时期，Smoll 和Smith 等人基于社会学习理论提出领导力中介模型(Smoll，Smith，Curtis 和Hunt，1978;Smoll 和Smith，1989)，该模型强调运动员的知觉和回忆在外显的教练行为和运动员评价性反应行为之间的中介作用，同时，他们采用行为观察法，开发了一套用于观察和记录训练和比赛中教练行为的编码系统，即教练行为的评价系统(Coaching Behaviour Assessment System，简称CBAS)。该系统包括12 种教练员行为，分为反应行为和自发行为两类。因领导力中介模型还需要测量运动员对教练行为的知觉，故他们又开发了一种用于测量运动员对教练行为知觉的量表(注:CBAS－PBS)。此后，在一系列有关教练领导行为的研究中，体育领导力量表和教练行为评价系统得到了广泛的应用，取得了较丰富的研究成果，但这些研究成果也存在着一些局限性，其最主要的问题是在测量学上的不足。例如LSS 和CBAS 测量的是相对有限的教练员行为，而在内容效度上有待进一步的提高，因此，为了更加全面的评价教练行为，Côté 及其同事扎根于教练员和运动员，通过一系列质性研究而研制了体育教练行为量表(Coaching Behaviour Scale for Sport，简称CBS－S;Côté，Yardley 和Hay 等人，1999)，力图从七个维度对高水平教练员在训练、比赛和组织环境中的教练行为进行一个全面的评价，但至今使用有限，这与该量表的信度和效度需要进一步提高有关，同时，研究者(Kenow 和Williams，1992，1999)已认识到教练行为测量工具主要测量教练行为的数量，而无法考察教练行为的性质。

从目前文献资料和实践看，大部分教练员试图以他们认为有助于运动员的行为方式来影响运动员的训练和比赛中的心理状态，但这往往更多的是依靠他们个人自身积累的经验，还缺乏足够的理论根基。为了更好地解决已有教练行为测量工具无法考察教练行为的性质和提高已有教练行为测量工具的信度与效度，我们拟从运动员的经验和实际感受入手，探讨教练行为的维度，采用质性研究和量化研究的方法，编制教练行为知觉问卷。通过对测量数据进行探索性因素分析和验证性因素分析，直接构建和测量影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为——运动员知觉模型，从而为教练员提供合理的专业建议，并在理论层面丰富和深化教练行为对运动员训练和心理状态的研究范畴。

2 研究方法

2.1 半结构式问卷调查

半结构式问卷调查对象为江苏省参加十运会的运动员，其题目包括:“请您根据自己的实际情况，回忆一下在训练和比赛期间教练员的哪些言语或行为给您印象最深刻，并影响到了自己在训练和比赛中的心理状态(填写说明:尽量填写，答案没有对错之分，描述得越清楚越好。如果您回答的某项教练行为或言语对您的心理状态起到促进作用，就在促进对应的方框‘□’内打‘√’，如果教练员的某项行为或言语对您的心理状态起到消极或破坏作用，就在消极对应的方框‘□’内打‘√’)”，共收回问卷185 份。

2.2 编制初测问卷

根据运动员在半结构式问卷调查中的回答，本研究直接对其进行开放式编码，因在本研究中开放式编码用于收集问卷条目，所以在编码过程中并没有对开放式编码结果做进一步归类。据此，共搜集了来自运动员经验的112 个有关教练行为的条目，然后，邀请了3 名应用心理学专业研究生对条目进行审定，内容包括是否能够代表教练员在训练和比赛中的行为、题目的措辞是否准确、内容是否容易理解。对不合适的题目逐字修改或建议删除，直至他们认为这些条目基本能反映教练员在训练和比赛中的行为为止。

根据问卷条目的审定结果，本研究编制了教练行为评价问卷。问卷回答含促进、无影响和消极等3 种选项，目的是进一步确定有显著促进影响和消极影响的教练行为条目。要求运动员根据自己的感受判断该描述中出现的教练行为对自己训练和比赛心理状态可能产生的影响。来自国家女子垒球队，国家男女曲棍球队和国家男子棒球队共109 名运动员接受了问卷调查。对调查结果进行了非参数检验，比较3 种不同选项人数之间的差异，最终只有促进选项人数或消极选项人数显著高于其他2 组选项人数的条目，故得以保留。

根据教练行为评价问卷调查结果，形成了包含54个条目的教练行为知觉初测问卷。初测问卷以自我报告的形式呈现，题目随机排序，采用Likert 的5 点量表法，从“从不”到“总是”分别计1 ～5 分来反映出教练行为发生的频率，分数越高表示该行为发生的频率也越高。

2.3 编制正式问卷

2.3.1 被试

采用教练行为知觉初测问卷对国家田径队和体操队运动员，辽宁省运动员、广东乒乓球队和击剑队运动员、大学校队运动员进行了匿名施测，共计564 名运动员接受了问卷调查，收回有效填答问卷558 份。

2.3.2 统计分析

采用SPSS15.0 和Amos7.0 对数据进行独立样本的t 检验、探索性因素分析和验证性因素分析，其中采用独立样本t 检验计算项目区分度，采用探索性因素分析初步确立因素结构，采用验证性因素分析检验因素结构的稳定性和结构效度。

3 研究结果与讨论

3.1 探索性因素分析

在教练行为知觉初测问卷的探索性因素分析中，我们进行可行性检验，KMO=0.905，Bartlett 球体检验2=7861.22，df=1431，P=.000，表示数据适合做因素分析。于是利用主轴因子法(principal axis factoring)抽取因子，再用斜交旋转法(direct oblimin rotation:delata=0)进行因子旋转，共得到11 个因子的特征值大于1。因为特征值大于1 的准则是只有在主成分法进行因子抽取时才适用，所以不能根据特征值的大小来判断应保留因子的个数。因此，我们尝试用碎石检验，探索性因素分析得到的碎石图(见图1)，从图显示看出碎石图在第5 个因子处有明显转折点，因此，确定了本研究保留的4 个因子，结合因子筛选结果，采用逐步排除的方法对项目和条目进行进一步的筛选，删除标准是:1)共同度低于0.2;2)因素负荷小于0.40;3)在多个因子上负荷大于0.40;4)在某一因子上只有1题或2 题;5)与所在因子的其它题的意义差异很大;根据此标准，最终筛选出17 个条目，得到4 个因子具有明确的意义，特征值均大于1，共解释测量条目61.64%的方差，每个因子的特征值、解释方差和各条目因子载荷(见表1)。

图1 对数据进行探索性因素分析后得到的碎石图

表1 探索性因素分析因子载荷表

从表1 可以看出，运动员对于什么样的教练行为会影响自己训练和比赛中的心理状态，在心目中有一个较清晰的概念模式，反映为一个4 因子的复合型结构。因子1 解释了32.55%的方差，包含及时总结、细心分析、比赛考虑周到等条目，强调在训练和比赛中教练员对运动员的细心观察和悉心指导行为，这些有助于促进运动员积极心理状态的形成，因此命名为“悉心指导”;因子2 解释了13.32%的方差，包含否定、责备等条目，反映了教练员在训练和比赛场上对运动员不佳表现或技术的过度否定、责备、批评会阻碍运动员积极心理状态的形成，因此命名为“过度责备”;因子3解释了9.35%的方差，包含沟通、随和、热情、微笑等条目，强调教练员在训练和比赛中亲切、随和、热情地对待运动员的行为表现，他们能与运动员进行很好的交流与沟通，会促进运动员积极心理状态的形成，因此命名为“宜人行为”;因子4 解释了6.42%的方差，包含莫名奇妙地发火、态度冷淡、不问清情况就开始批评等条目，强调教练员在训练和比赛场上对待运动员反常的态度和行为表现，会对运动员的心理状态产生负面影响，因此命名为“反常态度”。例如，对运动员莫名其妙地发火、在没有弄清事情原由的情况下批评运动员、对运动员的训练不闻不问等。此外，不同因子之间还存在低度和中度相关，因子1 与因子3 之间存在中度正相关性，因子2 与因子4 之间存在中度正相关性，因子1 和因子3 与因子2 和因子4 之间存在低度负相关性。

3.2 验证性因素分析

为进一步验证探索性因素分析结构的稳定性，在进行验证性因素分析之前，首先，我们进行项目分析。根据确定的因子及条目，求和计算出每名被试在各个因子上的得分，然后，分别将被试按因子得分由高到低排列，取得分最高的27%被试作为高分组、得分最低的27%被试作为低分组，对两组进行了独立样本t 检验。结果发现:两组被试在确定的17 个条目上得分均达到显著性差异，说明这17 个条目具有较高的区分度。而对运动员的新数据进行了验证性因素分析，根据探索性因素分析结果、因子之间存在的相关性(见表1)，因此，提出了一阶四因素斜交模型。验证性因素分析采用极大似然法(maximum likelihood)进行参数估计，结果显示:所有条目的非标准化因子载荷都达到显著性水平，标准化因子载荷均大于0.40，模型的拟合指数2=188.69，df=113，2/df=1.67，TLI=0.88，CFI=0.90，RMSEA=0.07。一般而言，理想模型拟合的判定标准是CFI 与TLI 的值在0.90 以上，RMSEA 的值小于0.08，因此，本模型的拟合度有待进一步提高。根据本研究验证性因素分析提供的参数再次进行筛选项目，其标准:1)标准化因素载荷大于0.40;2)模型拟合指数达到理想的标准;3)根据Amos提供的模型修正指数，可以发现某两个条目是否考察了同样的东西或者某一个项目是否隶属于多个因子，对于前者选择的修正方法是从中删去一道题目，对于后者考虑直接删除，从而使模型能更好的拟合数据，根据上述标准删除掉第54 条目，修订后的一阶四因素模型参数估计结果显示，所有非标准化因子载荷都达到了显著性水平，标准化因子载荷均大于0.40，模型的拟合指数2=143.39，df=98，2/df=1.46，TLI=0.91，CFI=0.93，RMSEA=0.06，模型的各项拟合指数均达到理想标准，此外修订后的模型拟合指数2 值较修订前模型明显降低，二者之间的差异达到了非常显著性水平(P ＜.01)，根据验证性因素分析结果，最后确定由4 个因子对应的16 个条目的教练行为知觉正式问卷。

3.3 信度和效度分析

3.3.1 内部一致性信度

通过对教练行为知觉正式问卷及四个分维度的检验，我们可以看出教练行为知觉正式问卷的克隆巴赫α 系数为0.88，悉心指导、过度责备、宜人行为和反常态度四个分维度的克隆巴赫α 系数分别为0.77、0.64、0.81、0.84，说明本次研究所编制的教练行为知觉正式问卷的数据具有较好的内部一致性信度，它既能够客观、真实地反映影响运动员训练和心理状态的教练行为的广泛维度与具体种类，符合心理测量学要求，又能够达到我们预期为运动员实践提供有效依据的效果。

3.3.2 结构效度

我们对教练行为知觉正式问卷中的过度责备和反常态度各个条目进行反向计分，结果显示各个分维度与总问卷之间、各个分维度之间的相关分析分别在0.71 ～0.83、0.37 ～0.66(见表2)，前者的相关关系高于后者，与此同时，我们采用验证性因素分析模型进一步检验问卷的结构效度。参数估计结果表明，所有非标准化因子载荷都达到了显著性水平，标准化因子载荷均大于0.40，模型的拟合指数也达到了理想标准，2=119.22，df=98，2/df=1.22，TLI =0.96，CFI=0.97，RMSEA=0.04，结果说明教练行为知觉正式问卷具有较好的因素结构，支持一阶四因素模型(见图2)。证明所测数据有较高的相关关系，各个分维度既能对整个问卷做出贡献，又具有一定的独立性，因此教练行为知觉正式问卷具有较好的内部结构效度。

表2 教练行为知觉正式问卷各个维度之间的相关

图2 验证性因素分析一阶四因素模型

3.4 教练行为对运动员训练和比赛心理状态的影响

随着运动竞争的愈演愈烈，运动员优异成绩的取得和良好竞技状态的保持都离不开两个主要因素:运动员自身表现出来的行为和教练员行为的影响，两者是取胜不可或缺的部分，在众多比赛中已有所体现。当一方运动员处于不利被动情况下，心理紧张不禁而生，使自身特长无法施展、乱了章法，完全被对手抑制，这时教练员会立即叫暂停(规则允许)或局(节、盘)间休息，在最短时间精准的解析双方形势，针对对手漏洞布置自己的技战术，指导运动员稳定情绪和心理、敢于果断准确的攻击对手弱点。当再次上场时，随之而来的是己方技术动作的流畅性和准确性提高，反过来对对手的发挥起到有效的压制作用，最终形成反败为胜的结果，那些赛场上屡见不鲜的大逆转现象充分说明教练员指导对运动员训练和比赛状态的积极影响。即便运动员没能取得最终胜利，但发挥出自己应用的水平是能做到地。由此可见，教练员行为对运动员的训练和比赛状态会起到非常大的影响，特别在心理方面。

于是我们从运动员的经验和实际感受出发来探讨教练行为，通过测量来建立运动员知觉模型，寻找与确立评价影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为有效指标。过去Smith 等人(Smith，Smoll 和Curtis，1978)比较了教练员对自己行为的评价与运动员对教练行为的评价以及独立观察者对教练行为的评价，结果发现教练的自我知觉和被观察的行为间低相关或相关不显著，而运动员的评价与行为观察间相关性更高。此外，Wandzilak，Ansorge，和Potter(1988)将教练所回忆的行为和客观系统记录的行为之间做比较，发现教练只是部分正确地回忆了自己的教练行为，Salminen和Liukkonen(1996)对68 名芬兰教练和他们的100 名运动员进行的一项研究显示，教练和运动员对教练员领导风格的知觉间存有差异。

鉴于此，我们采用不同的研究方法收集影响运动员训练和比赛心理状态的教练员行为信息，进行筛选、修订、实测，最终编制教练行为知觉问卷，并对其进行相关检验(内部一致性信度、结构效度)和因素结构分析(探索性因素、验证性因素)，取得较好的阶段性效果。第一，利用本次编制的影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为知觉问卷考察了教练行为的性质，得出影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为是一个包含四个维度的复合型结构;第二，编制的教练行为测量工具具有良好的内部一致性信度和结构效度，是符合心理测量学指标要求的量表;同时，进一步证实运动员的知觉比教练员自我知觉更能准确地反映教练员的实际行为，这与Salminen 等人研究保持一致。因此，我们对影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为研究具有较好的实际效果，为教练员提供了合理的实践指导方式，减少了他们不必要的盲目性，也为更深一步的研究打好基础。

4 结论

4.1 影响运动员训练和比赛心理状态的教练行为被运动员知觉为悉心指导、过度责备、宜人行为和反常态度的四个维度，而且不同维度之间存在一定的相关性。

4.2 教练行为知觉问卷的信度—效度检验和因素结构分析达到良好效果，符合心理测量学的指标要求，可以在未来的研究中直接使用。

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