教练员领导行为与团队凝聚力关系的元分析

张自云，金成吉

(辽宁师范大学 体育学院，辽宁 大连 116029)

0 前 言

团队凝聚力作为群体的一个特性，代表着群体的团结、一致、和谐，是反映体育团队战斗力的重要标志之一，根本原因在于运动团队环境对其成员的心理影响非常特殊[1]。研究运动团队凝聚力比研究其他一般的社会群体具有更深层的意义，因为运动团队是由多个运动员、教练员和管理者组成的特殊群体，并且具有高度明确的任务目标。高度的团体凝聚力能够激发运动员为集体和团队荣誉感而战的强烈动机，能增进运动员之间的相互信赖与相互支持的情感，加深运动员之间的理解和深化技战术的磨合，能使整个团队的斗志得到鼓舞，达到整体水平发挥出最理想的效果[2]。Carron等在1982年提出的团队凝聚力的定义及概念体系，在后续研究中得到认可并被广泛引用，研究认为团队凝聚力是“在追求群体目标的过程中，反映一个群体团结在一起，保持整体倾向的动态过程”[3]。我国台湾学者陈其昌认为“群体的凝聚力是群体对其成员的吸引力以及群体成员相互之间的吸引，凝聚力高的团体成员，能彼此接纳并且同心协力完成共同的目标”[4]。团队凝聚力理论模型[3]指出，领导因素是影响团队凝聚力的重要变量，以往研究也表明，领导行为会影响团队凝聚力。教练员领导行为是教练员与运动员之间的心理关系，是人与人、人与训练和竞赛、人与目标实现关系中的表现形式。因此，可以把教练员通过自己的活动对运动员施加影响，实现某种目标过程中所表现出来的各种行为称为教练员领导行为[5]。它是教练员指导和影响运动员在一定条件下实现其目标的行动过程。根据多维度教练员领导模型，Chelladurai等修改并编制的运动领导行为量表(LSS)是目前应用最广泛的教练员领导行为测量工具[6]，该问卷包含训练指导行为、民主性行为、专制性行为、社会支持行为和积极反馈行为等5个维度。我国学者也针对我国教练员领导行为的实际情况对量表进行了修订和分析，修订后的量表具有良好的信度和效度，其结果初步验证了领导行为的五维模型我国具有一定的适用性[7,8]。

领导行为和领导风格与凝聚力的发展密切相关，工作取向的领导者所带领的团队凝聚力较低；人际关系取向的领导者带领的团队凝聚力较高[9,10]。在体育运动团队中，教练员领导行为是影响团队凝聚力的重要因素之一。研究表明教练员领导行为对团队凝聚力具有积极影响，能够有效预测团队凝聚力[11-13]。Westre和Weiss[14]通过对高中足球团队的研究表明，运动员知觉到教练员领导行为与团队凝聚力有显著相关，当选手知觉到有较高的教练领导行为，会有较高的团队凝聚力，即高社会支持、训练与教学、正向回馈及民主方式的教练领导行为与高任务的凝聚力有关。大多数研究证明专制领导行为与团队凝聚力呈负相关[15]，教练员领导行为其余四个维度与团队凝聚力均呈正相关。但也有研究表明，教练员领导行为的民主行为、积极反馈行为与团队凝聚力之间的相关关系不显著[16]，专制行为对团队凝聚力无显著影响[17]。国内研究大多是关于教练员领导行为与团队凝聚力关系的实证研究，并没有使用定量回顾的方法进行大规模且系统地分析已有研究结果；国外研究关于教练员领导行为与团队凝聚力的元分析研究鲜有，其存在一定的局限性。Kim和Cruz[18]通过元分析探讨教练员领导行为对运动员满意度和团队凝聚力的影响，但所选择的元分析样本文献基本上都是国外研究，缺少本土化研究特点。

综上所述，本研究将充分利用现有研究成果，运用元分析方法探讨教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力的关系以及影响两者之间关系的调节变量，为后续研究提供参考依据。在Meta分析中，那些能够解释或帮助解释更多方法差异的任何变量都可以称之为潜在调节变量[19]。潜在调节变量一般可以分为情境因素和测量因素两类，情境因素包括被调查者特征、组织特征等；测量因素包括测量工具特征、数据测量方式等[20]。本研究在对46篇文献进行梳理，并借鉴以往元分析相关研究，确定不同学段、任务依赖程度、团队凝聚力测量工具三个潜在调节变量。具体来说，本研究将回答以下两个问题：第一，教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间关系的密切程度；第二，不同学段、任务依赖程度、团队凝聚力测量工具在教练员领导行为与团队凝聚力关系之间的调节作用。

1 研究方法

1.1 文献检索

本研究全面检索了相关文献，检索策略分为中文文献和英文文献两个部分。检索时间截止到2021年10月。①中文文献检索：主要将“教练员领导行为”“训练与指导行为”“民主行为”“专制行为”“社会支持行为”“积极反馈行为”分别与“团队凝聚力”“凝聚力”等主题词进行联合检索，检索数据库主要包括CNKI数据库、万方数据库、中国科技期刊数据库、中国台湾学术期刊在线数据库和中国台湾博硕士论文知识加值系统等，同时也采用Google学术以及百度学术等搜索方式进行补查，共检索到中文相关文献96篇。②外文文献检索：主要将“coaching leadership”“coach leadership”“leadership styles”分别与“group cohesion”“team cohesion”“cohesion”等主题词进行联合检索，检索数据库主要包括Web of Science、PubMed、Elsevier、Springer和ProQuest博硕士论文全文数据库等，同时也采用Google学术以及百度学术等搜索方式进行补查，共检索到外文相关文献37篇。

1.2 文献纳入标准

对于检索到的相关文献，按照以下标准来决定是否纳入到元分析的研究之中：①必须报告了数字结果的实证研究，综述性文献和元分析被排除；②文献中必须报告了教练员领导行为各维度指标变量(训练与指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为和积极反馈行为)与团队凝聚力关系的相关系数，排除研究其他教练员领导行为的文献。③文献中涉及的调查数据不能重复，若以同一份数据发表两篇以上的论文或以不同形式发表，只纳入其中一篇文献。根据上述纳入标准对文献进行筛选，其中符合纳入标准的文献共46篇，中文文献有42篇，外文文献4篇。

1.3 文献编码

本文严格遵循Lipsey和Wilson[21]的元分析编码规范制作编码表，由两名研究生分别对纳入元分析的46篇样本文献进行独立编码。编码内容为研究描述项和效应值统计项，前者包括作者、发表时间、样本性别、样本学段、运动项目、指标变量及其维度、测量工具和样本所属地等研究特征信息；后者包括样本量和围绕Pearson相关系数的统计项(如r值、α值、P值、t值、F值等)。

另外，由于本研究还涉及调节变量的作用，本研究需要对不同学段、任务依赖程度和团队凝聚力测量工具进行再次编码。其中，不同学段分为小学、中学和大学3类；任务依赖程度分为相互依赖的任务少、相互依赖的任务中等和相互依赖的任务多3类；团队凝聚力测量工具分为Carron等的量表、陈其昌等的量表和其他人的量表3类。

1.4 统计分析

本研究采用CMA 3.0软件(Comprehensive Mete-Analysis V3.0)进行元分析，首先，以相关系数r作为效应值，采用Fisher’s Z将r值转换成近似正态分布的Zr值，再转换为相关系数。其次，采用失安全系数、Egger’s回归系数检验、Begg秩相关检验和剪补法(trim and fill)综合检验样本文献的出版偏倚问题。再次，对效应值进行同质性检验以确定计算模型，并以此进行主效应检验，计算教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间关系的效应值。最后，检验不同学段、任务依赖程度和团队凝聚力测量工具等调节变量在教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间所起的作用。

2 研究结果

2.1 出版偏倚分析

出版偏倚是指当已发表的研究文献不能系统全面地代表该领域已经完成的研究总体[22]。任何一个元分析研究都应该关注出版偏倚的问题，本研究采用失安全系数、Egger’s回归系数检验、Begg秩相关检验和剪补法来检验纳入元分析的文献是否存在出版偏倚。失安全系数是用来估计需要纳入多少未发表的文献方可使研究结果从显著变为不显著，以检验是否存在出版偏倚[22]。当失安全系数小于5K+10时，说明样本文献存在较严重的出版偏倚；反之，当失安全系数值越大说明存在出版偏倚的可能性越小，元分析的结果越稳定[23]。当Egger’s回归系数检验或Begg秩相关检验的P值不显著时(P>0.05)，说明研究结果不受出版偏倚的影响；当P值显著时(P<0.05)，采用剪补法检验出版偏倚给元分析结果造成的影响，若剪补后的效应量未发生显著变化，则认为不存在出版偏倚[24]。

由表1可知，首先，教练员领导行为的各维度指标变量与团队凝聚力关系的失安全系数均远大于5K+10；其次，除了训练与指导行为的Egger's回归系数检验的P值为0.044(P<0.05)以外，其余各变量的Egger's回归系数和Begg秩相关检验P值均不显著(P>0.05)，说明研究结果不受出版偏差的影响。为此，需要采用剪补法，检验出版偏倚对训练与指导行为的元分析结果带来的影响[25]。检验结果发现，训练与指导行为变量剪补前r= 0.471(P<0.05)，95% CI=(0.423,0.517)，P<0.05；剪补后r= 0.401(P<0.05)，95% CI=(0.340,0.458)，剪补前后变化值为0.07，表明元分析受出版偏差的影响较小。因此，本研究元分析的主要结论还是有效的。

表1 出版偏倚检验结果

2.2 同质性检验

同质性检验是为了判断效应值之间是否具有同质性，以此确定后续数据分析该如何选择模型。根据研究，若各效应值表现为同质性，则采用固定效应模型；反之则采用随机效应模型[26]。在同质性检验中，当Q值达到显著性水平时(P<0.05)，说明各效应量之间存在异质性；I2表示观察变异在多大程度上是由效应值得真实差异造成的，I2值的分界点为75%、50%、25%分别表示高、中、低异质程度[27]；Tau2表示研究间变异的多少可用于计算权重。苏涛[28]在研究中指出，只有当I2>75%且P<0.05时，才选择随机效应模型。由表2可知，教练员领导行为各维度指标变量的Q检验均显著(P<0.05)，表明元分析中各研究的效应量均存在异质性，教练员领导行为各维度指标变量的I2值在91.282到94.893之间，表明观察变异的91.282%-94.893%是由效应值的真实差异所造成的，且I2值均高于75%的临界值，说明各研究的效应量存在高度异质性；Tau2值在0.036到0.063之间，说明研究间变异有3.6%～6.3%可用于计算权重。综上所述，教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间均存在高度异质性，因此，本研究选择随机效应模型。

表2 效应量同质性检验结果

2.3 主效应检验

对教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间的关系进行主效应检验，由表3可知，纳入元分析的文献共有42项研究(N=12 414)报告了训练与指导行为与团队凝聚力的相关关系，随机效应模型显示，训练与指导行为与团队凝聚力的整体相关系数为0.472(P<0.01)；有42项研究(N=12 668)报告了民主行为与团队凝聚力的相关关系，随机效应模型显示，民主行为与团队凝聚力的整体相关系数为0.420(P<0.01)；有42项研究(N=12 604)报告了专制行为与团队凝聚力的相关关系，随机效应模型显示，专制行为与团队凝聚力的整体相关系数为0.070(P>0.05)；有31项研究(N=9 107)报告了社会支持行为与团队凝聚力的相关关系，随机效应模型显示，社会支持行为与团队凝聚力的整体相关系数为0.466(P<0.01)；有35项研究(N=10 415)报告了积极反馈行为与团队凝聚力的相关关系，随机效应模型显示，积极反馈行为与团队凝聚力的整体相关系数为0.408(P<0.01)。由元分析结果可知，专制行为与团队凝聚力之间的相关关系不显著(P>0.05)，除专制行为外，教练员领导行为其余各维度指标变量与团队凝聚力之间均存在显著的相关关系，且均为正相关。由此，研究假设得到支持。

表3 主效应检验结果

2.4 调节效应检验

从同质性检验的结果可以看出，本研究纳入的文献存在高异质性，教练员领导行为各维度指标变量与团队凝聚力之间的关系可能存在重要的潜在调节变量，需要进行调节效应检验[29]。结果见表4。

表4 调节效应检验结果

对被试不同学段的调节效应检验结果表明，不同学段对教练员的训练与指导行为和团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=8.066，P<0.05)，其关系强度在中学(r=0.535)、小学(r=0.484)、大学(r=0.327)依次降低；对教练员的民主行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=3.170，P>0.05)；对教练员的专制行为与团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=16.060，P<0.01)，其关系强度在中学(r=0.207)、小学(r=0.045)、大学(r=-0.113)依次降低；对教练员的社会支持行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=5.631，P>0.05)；对教练员的积极反馈行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=4.071，P>0.05)。因此，教练员领导行为中的训练与指导行为、专制行为和团队凝聚力之间的关系受被试不同学段的影响，而民主行为、社会支持行为、积极反馈行为与团队凝聚力之间的关系不受被试不同学段的影响。

对任务依赖程度的调节效应检验结果表明，任务依赖程度对教练员的训练与指导行为和团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=3.188，P>0.05)；对教练员的民主行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=0.926，P>0.05)；对教练员的专制行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=4.624，P>0.05)；对教练员的社会支持行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=0.076，P>0.05)；对教练员的积极反馈行为与团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=5.981，P=0.05)，其关系强度在相互依赖的任务少(r=0.511)、相互依赖的任务中等(r=0.491)、相互依赖的任务多(r=-0.332)依次降低。因此，教练员领导行为中的积极反馈行为和团队凝聚力之间的关系受任务依赖程度的影响，而训练与指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为与团队凝聚力之间的关系均不受任务依赖程度的影响。

对团队凝聚力测量工具的调节效应检验结果表明，不同团队凝聚力测量工具对教练员的训练与指导行为和团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=6.917，P<0.05)，其关系强度在陈其昌等的量表(r=0.518)、其他量表(r=0.442)、Carron等的量表(r=0.152)依次降低；对教练员的民主行为与团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=11.520，P<0.01)，其关系强度在陈其昌等的量表(r=0.446)、其他量表(r=0.432)、Carron等的量表(r=0.242)依次降低；对教练员的专制行为与团队凝聚力之间关系的调节作用不显著(QB=0.438，P>0.05)；对教练员的社会支持行为与团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=18.383，P<0.01)；其关系强度在陈其昌等的量表(r=0.533)、其他量表(r=0.411)、Carron等的量表(r=0.109)依次降低；对教练员的积极反馈行为与团队凝聚力之间关系的调节作用显著(QB=13.390，P<0.01)，其关系强度在陈其昌等的量表(r=0.476)、其他量表(r=0.353)、Carron等的量表(r=0.045)依次降低。因此，教练员领导行为中的训练与指导行为、民主行为、社会支持行为、积极反馈行为和团队凝聚力之间的关系受团队凝聚力测量工具的影响，而专制行为与团队凝聚力之间的关系不受团队凝聚力测量工具的影响。

3 讨 论

3.1 主效应讨论

研究结果表明，教练员领导行为中的训练与指导行为和团队凝聚力呈中度正相关(r=0.472)，民主行为与团队凝聚力呈中度正相关(r=0.420)，社会支持行为与团队凝聚力呈中度正相关(r=0.466)，积极反馈行为与团队凝聚力呈中度正相关(r=0.408)，而专制行为与团队凝聚力的相关关系不显著，以往的研究结果认为专制行为与团队凝聚力之间存在负相关关系。上述结果从宏观角度说明教练员领导行为与团队凝聚力之间的确存在着较为密切的关系，从关系密切程度来看，训练与指导行为、社会支持行为与团队凝聚力的关系更为密切。这与以往研究结果相吻合[30]，Gardner等人[31]对棒球运动员的研究表明，教练员的社会支持行为与球队的社会凝聚力有关，交往凝聚力与民主行为、训练与指导行为、社会支持行为和奖励行为有关。张清泉等人[32]认为如果教练员领导态度积极，且全力参与团队事务，并严格的管理团队间的纪律，对待球员也抱着期望并给予高度的技术指导，加上致力于团队荣耀与胜利，会使得团队的凝聚力显著提升；反之则会造成团队凝聚力下降。Ramzaninezhad和Keshtan[33]对伊朗足球俱乐部联赛的12支足球团队的教练员领导行为和团队凝聚力进行探讨，结果表明教练员的民主和社会支持行为能够促进团队凝聚力。Zamir等人[34]认为教练员在执教过程中运用恰当的领导风格可以增加团队凝聚力和团体成功，但教练员表现出的专制行为则相对效果较差。由世梁[35]也在研究中指出非专制行为对团队凝聚力的影响要优于专制行为，建议教练员在执教过程中谨慎使用专制行为。就增强团队凝聚力而言，教练员在执教过程中应根据具体情境尽可能多的采用训练与指导行为和社会支持行为，并采用民主行为和积极反馈行为进行辅助，减少专制行为的使用，具有更好的效果。

3.2 调节效应讨论

3.2.1 不同学段。元分析结果证实，在被试不同学段方面，教练员领导行为与团队凝聚力的关系在不同学段间存在显著差异，其中训练与指导行为、专制行为和团队凝聚力之间的关系受被试不同学段的影响。以往研究也表明，在影响团队氛围方面，小学、中学和大学的教练员领导行为各维度指标变量对于团队氛围的预测程度有所不同[36]。杨尚剑[17]以青少年为研究对象，结果表明教练员专制行为对团队凝聚力无显著影响；而Gardner[31]以美国高水平大学生运动员为研究对象得出的研究结果则与之相反。这可能是因为不同学段被试知觉的教练员领导行为是不同的，专制行为对于高年级学生的影响要强于低年级，以往研究表明，小学高年级学生比低年级学生感知到的教练员专制行为更多[37]，随着个体年龄的增长和学段的上升，学生的心智也逐渐成熟，了解和感知外界事物的能力也逐渐增强，对于教练员的专制型行为感知也更加敏感。

3.2.2 任务依赖程度。元分析结果表明，在任务依赖程度方面，只有教练员的积极反馈行为与团队凝聚力之间的关系受任务依赖程度的影响，其关系强度在相互依赖的任务少、任务中等、任务多三个方面依次降低，而教练员领导行为群其他维度与团队凝聚力之间的关系均不受任务依赖程度的影响。张力为和任未多[5]在其著作中根据运动项目的性质与要求任务凝聚力之间的关系进行了分类，共同活动的队(相互依赖的任务少)包括田赛、摔跤、射箭和高尔夫球等运动项目；共同活动-相互作用混合的队(相互依赖的任务中等)包括棒球、垒球、划船、拔河和游泳等运动项目；相互作用的队(相互依赖的任务多)包括篮球、橄榄球、足球、手球和排球等运动项目。团队凝聚力是技战术发挥的重要保证，尤其是集体较强的运动项目，它要求每名运动员在比赛中必须做到齐心协力、密切配合。探讨团队凝聚力的研究大多团队项目为主，虽然不同运动项目在运动任务要求队员之间相互依赖程度不同，但是差别不大，在今后的研究中会进一步关注不同运动项目在教练员领导行为与团队凝聚力之间的调节效应。

3.2.3 团队凝聚力测量工具。元分析结果表明，在团队凝聚力测量工具方面，教练员领导行为与团队凝聚力的关系在不同测量工具间存在显著差异。Carron等人[38]基于团队凝聚力概念模型编制的GEQ在国内外研究中应用广泛，陈其昌[4]、马红宇[39]等人结合我国国情并根据具体运动情境进行修订的中文版群体环境问卷，其他量表是指除了Carron等人的GEQ和陈其昌等人的群体环境问卷之外团队凝聚力的测量工具。本研究选取的测量工具大多是在Carron等人的GEQ基础上修订而成，理论基础及结构相同，但是在使用过程中出现了不同结果，这可能与问卷修订过程中产生的差异有关。在问卷修订中，语境的改变和题项的删改都可能会影响测量变量的内容和信效度。Carron等人编制的GEQ有18个项目，陈其昌修订的团队情境量表包含18个题目，而马红宇在修订过程中删掉3个项目，保留了15个项目，测量工具的编制与修订均是以相关的理论为基础，研究纳入的测量工具的基础理论虽然不同，但均从不同层面反映出了团队凝聚力的内涵。

4 结 语

参考以往研究，元分析方法对纳入研究的查全要求很高，不仅需要纳入已经发表的研究，还需要未发表的研究的支持。本研究纳入的文献基本包含了国内外公开发表的相关研究，但因为科研条件有限，很难得到未公开发表的研究，可能会导致部分数据的缺失。同时，一次元分析很难涉及所有潜在的调节变量，在后续研究中，需要更深入地挖掘和探索其他可能影响教练员领导行为与团队凝聚力关系的因素，比如教练员性别、文化背景、研究设计等其他个体与情境变量的作用。