高校教练家长式领导行为与运动员精神：有中介的调节效应(2)
2.2 变量的测量
2.2.1 家长式领导行为
采用鄭伯壎等人( 2003)问卷，由仁慈领导、德行领导和权威领导三因素构成，每因素5项目，共15项目。在本研究中，以Cronbachα信度系数作为信度测定指标，三维度的α系数分别为0.87，0.82和0.86；验证性因素分析结果表明，模型拟合指数X2/df=2.09，GFI=0.95，TLI=0.96，CFI=0.97，RMSEA =0.05，达到所推荐的标准。
2.2.2 运动价值观
采用Lee等人(2008)青少年运动价值观问卷，由运动道德(5项目)、运动胜任力(4项曰)和运动地位(4项目)三因素构成，共13项目。在本研究中，三维度的α系数分别为0.88， 0.79和0.86；验证性因素分析结果显示，模型拟合指数X2/df=2.12，GFI=0.96，TLI=0.97，CFI=0.98， RM-SEA =0.05，达到所推荐的标准。
2.2.3 运动动机
采用Pelletier等人(2013)运动动机问卷，由内在调节、整合调节、认同调节、内摄调节、外在调节和无动机调节六因素构成，每因素3项目，共18项目。在本研究中，六维度的α系数分别为0.79，0.90，0.88，0.84，0.82和0.76；验证性因素分析结果表明，模型拟合指数x2/df=1.73.GFi=0.96，TLI=0.97，CFI=0.98，RMS EA=0.04，达到所推荐的标准。
2.2.4 运动员精神
采用Stornes和Bru (2002)多维运动员精神取向问卷，由完全承诺、尊重规则和裁判、尊重社会规范、尊重和关心对手、消极趋向和工具性攻击六因素构成，每因素5项目，共30项目。在本研究中，六维度α系数分别为0.91，0.80，0.85，0.78，0.88和0.86：验证性因素分析结果表明，模型拟合指数X2/df=2.33，TLI=0.90，CFI=0.93，CFI=0.93，RMSEA =0.05，拟合指数达到所推荐的标准。
此外，运动员性别、年龄、训练年龄等人口统计变量对运动员精神产生显著影响( Knortz，2009)。因此，本研究将运动员性别、年级、运动等级与训练年龄等作为控制变量。
2.3 统计与分析方法
在本研究中，所有问卷采用利克特7点问卷，从l(完全不同意)到7(完全同意)，采用SPSS16.0和Amos 5.0对问卷调查数据进行分析。
3 研究结果
3.1 主要变量相关分析
由表1可知，除运动员性别与运动员年龄、运动动机、运动员精神，以及运动员年龄与运动等级、运动价值观、运动动机、运动员精神外，人口统计变量、教练家长式领导行为、运动员运动价值观、运动动机与运动员精神两两之间都存在显著相关(p<0.05，p<0.01)。
3.2 运动动机在家长式领导行为与运动员精神之
间的中介作用分析
表2表明，在第一步和第三步中，家长式领导行为对运动动机与运动员精神的回归系数分别为0.36和0.40 (p<0.01)，说明家长式领导行为对运动动机与运动员精神有显著的正向影响。因此，根据Baron和Kenny (1986) “中介作用”思路来分析运动动机的中介作用。
表2进一步表明，同时加入自变量(家长式领导行为)和中介变量(运动动机)后，家长式领导行为对运动员精神影响的回归系数变小，但依然显著(第一步未加入中介变量运动动机：p=0.40，p<0.01；第三步加入中介变量后：p=0.29，p<0.01)，说明运动动机在家长式领导行为与运动员精神之间具有部分中介作用。
3.3 运动价值观在家长式领导行为与运动员精神
之间的调节作用
根据温忠麟、张雷和侯杰泰检验(2006)提出了检验“有中介的调节变量”程序来探讨运动价值观的作用，而且为消除变量间共线性的影响，对家长式领导行为和运动价值观做中心化处理，再相乘得到交互作用项。由表3可知，模型二在排除控制变量(运动员性别、年级、运动等级与训练年限)、自变量(家长式领导行为)和调节变量(运动价值观)的影响后，家长式领导行为和运动价值观的交互作用项对运动动机仍具有额外解释力(β=-0.15，p<0.01)，表明运动价值观是家长式领导行为与运动动机之间的调节变量。模型五进一步显示，加入中介(运动动机)变量后，中介变量对运动员精神的B系数为0.26(p<0.01)，交互作用项β系数为-0.09 (p<0.05)，这表明运动价值观对家长式领导行为与运动员精神关系的调节作用，是部分地通过运动动机产生的。
4 分析与讨论
研究结果显示，教练家长式领导行为对高校高水平运动员运动动机和运动员精神有显著的正向影响。这与“领导行为是运动动机与运动员精神的有效预测因素( Stornes&Bru，2002； Knortz，2009；Bolter&Weiss，2013)”等观点一致。这是由于家长式领导行为能照顾、体谅运动员的运动员，展现运动技能专精的技术，恩威并施来影响运动员，运动员透过潜移默化的效果，提高运动动机与运动员精神的表现。回归分析进一步显示，教练家长式领导行为在高校高水平运动员运动动机与运动员精神产生之间具有部分中介作用。这是由于家长式领导行为显现教练父亲般的仁慈与威严，且具有道德无私的模范，这种仁慈与威严以及道德模范会增强运动员与运动有关的认知和动机，运动员通过自我知觉认同，内化教练的运动期望、运动价值、运动信念，以及运动目标，表现出尊重比赛规则、裁判与工作人员等，从而影响运动员精神。因此，高校应激励教练以更高的标准来要求自己，塑造其领导行为，成为运动员的榜样，从而最大程度地提升运动员的运动动机水平，促进运动员精神水平的提高。
研究结果表明，运动价值观在教练家长式领导行为与运动员精神之间具有调节作用，这种调节作用部分地通过运动动机为中介而产生。这与“运动动机水平和类型会直接影响运动员的表现及行为.而教练的期望、信念除了会透过教练行为间接影响运动员的表现及行为外，也会影响运动员对教练行为的知觉、解释及评估(Horn，2002)”等观点相一致。根据Bandura (1986)社会学习理论，个体所展现的行为和表现，是经由社会化的观察学习与模仿而来，尤其是榜样的作用。具有良好运动价值观的运动员能感知到教练家长式领导行为体现出来的对自身运动训练、道德发展等方面的全面关怀与付出，运动员会产生一种被激励的工作动力，也会付出更大的努力去发现适合自身的运动方法，更积极投身于运动训练，从而展现出高水平运动动机，提高自身运动员精神表现。此外，根据社会交换理论.如果具有良好运动价值观的运动员认为目前教练领导行为能满足他们运动的需要，且教练越激励运动员，运动动机的水平也越高。同时，基于互惠原则，运动员也会选择提高运动员精神水平等来作为对教练的回报。因此，为了提升运动员精神水平，高校应形成良好的运动气氛，塑造教练领导效能，以此提升高水平运动员运动价值观和运动动机水平。
5 结论
本研究得出如下结论： (l)教练家长式领导行为对高校高水平运动员的运动员精神有显著的正向影响.运动员运动动机在其中具有部分中介作用； (2)运动价值观在教练家长式领导行为与高校高水平运动员运动动机之间具有正向的调节作用，即运动价值观得分越高，这种正向关系也越强； (3)运动价值观对教练家长式领导行为与高校高水平运动员的运动员精神的调节作用，是部分地通过运动员运动动机为中介而产生。 (张海军)
2.2.1 家长式领导行为
采用鄭伯壎等人( 2003)问卷，由仁慈领导、德行领导和权威领导三因素构成，每因素5项目，共15项目。在本研究中，以Cronbachα信度系数作为信度测定指标，三维度的α系数分别为0.87，0.82和0.86；验证性因素分析结果表明，模型拟合指数X2/df=2.09，GFI=0.95，TLI=0.96，CFI=0.97，RMSEA =0.05，达到所推荐的标准。
2.2.2 运动价值观
采用Lee等人(2008)青少年运动价值观问卷，由运动道德(5项目)、运动胜任力(4项曰)和运动地位(4项目)三因素构成，共13项目。在本研究中，三维度的α系数分别为0.88， 0.79和0.86；验证性因素分析结果显示，模型拟合指数X2/df=2.12，GFI=0.96，TLI=0.97，CFI=0.98， RM-SEA =0.05，达到所推荐的标准。
2.2.3 运动动机
采用Pelletier等人(2013)运动动机问卷，由内在调节、整合调节、认同调节、内摄调节、外在调节和无动机调节六因素构成，每因素3项目，共18项目。在本研究中，六维度的α系数分别为0.79，0.90，0.88，0.84，0.82和0.76；验证性因素分析结果表明，模型拟合指数x2/df=1.73.GFi=0.96，TLI=0.97，CFI=0.98，RMS EA=0.04，达到所推荐的标准。
2.2.4 运动员精神
采用Stornes和Bru (2002)多维运动员精神取向问卷，由完全承诺、尊重规则和裁判、尊重社会规范、尊重和关心对手、消极趋向和工具性攻击六因素构成，每因素5项目，共30项目。在本研究中，六维度α系数分别为0.91，0.80，0.85，0.78，0.88和0.86：验证性因素分析结果表明，模型拟合指数X2/df=2.33，TLI=0.90，CFI=0.93，CFI=0.93，RMSEA =0.05，拟合指数达到所推荐的标准。
此外，运动员性别、年龄、训练年龄等人口统计变量对运动员精神产生显著影响( Knortz，2009)。因此，本研究将运动员性别、年级、运动等级与训练年龄等作为控制变量。
2.3 统计与分析方法
在本研究中，所有问卷采用利克特7点问卷，从l(完全不同意)到7(完全同意)，采用SPSS16.0和Amos 5.0对问卷调查数据进行分析。
3 研究结果
3.1 主要变量相关分析
由表1可知，除运动员性别与运动员年龄、运动动机、运动员精神，以及运动员年龄与运动等级、运动价值观、运动动机、运动员精神外，人口统计变量、教练家长式领导行为、运动员运动价值观、运动动机与运动员精神两两之间都存在显著相关(p<0.05，p<0.01)。
3.2 运动动机在家长式领导行为与运动员精神之
间的中介作用分析
表2表明，在第一步和第三步中，家长式领导行为对运动动机与运动员精神的回归系数分别为0.36和0.40 (p<0.01)，说明家长式领导行为对运动动机与运动员精神有显著的正向影响。因此，根据Baron和Kenny (1986) “中介作用”思路来分析运动动机的中介作用。
表2进一步表明，同时加入自变量(家长式领导行为)和中介变量(运动动机)后，家长式领导行为对运动员精神影响的回归系数变小，但依然显著(第一步未加入中介变量运动动机：p=0.40，p<0.01；第三步加入中介变量后：p=0.29，p<0.01)，说明运动动机在家长式领导行为与运动员精神之间具有部分中介作用。
3.3 运动价值观在家长式领导行为与运动员精神
之间的调节作用
根据温忠麟、张雷和侯杰泰检验(2006)提出了检验“有中介的调节变量”程序来探讨运动价值观的作用，而且为消除变量间共线性的影响，对家长式领导行为和运动价值观做中心化处理，再相乘得到交互作用项。由表3可知，模型二在排除控制变量(运动员性别、年级、运动等级与训练年限)、自变量(家长式领导行为)和调节变量(运动价值观)的影响后，家长式领导行为和运动价值观的交互作用项对运动动机仍具有额外解释力(β=-0.15，p<0.01)，表明运动价值观是家长式领导行为与运动动机之间的调节变量。模型五进一步显示，加入中介(运动动机)变量后，中介变量对运动员精神的B系数为0.26(p<0.01)，交互作用项β系数为-0.09 (p<0.05)，这表明运动价值观对家长式领导行为与运动员精神关系的调节作用，是部分地通过运动动机产生的。
4 分析与讨论
研究结果显示，教练家长式领导行为对高校高水平运动员运动动机和运动员精神有显著的正向影响。这与“领导行为是运动动机与运动员精神的有效预测因素( Stornes&Bru，2002； Knortz，2009；Bolter&Weiss，2013)”等观点一致。这是由于家长式领导行为能照顾、体谅运动员的运动员，展现运动技能专精的技术，恩威并施来影响运动员，运动员透过潜移默化的效果，提高运动动机与运动员精神的表现。回归分析进一步显示，教练家长式领导行为在高校高水平运动员运动动机与运动员精神产生之间具有部分中介作用。这是由于家长式领导行为显现教练父亲般的仁慈与威严，且具有道德无私的模范，这种仁慈与威严以及道德模范会增强运动员与运动有关的认知和动机，运动员通过自我知觉认同，内化教练的运动期望、运动价值、运动信念，以及运动目标，表现出尊重比赛规则、裁判与工作人员等，从而影响运动员精神。因此，高校应激励教练以更高的标准来要求自己，塑造其领导行为，成为运动员的榜样，从而最大程度地提升运动员的运动动机水平，促进运动员精神水平的提高。
研究结果表明，运动价值观在教练家长式领导行为与运动员精神之间具有调节作用，这种调节作用部分地通过运动动机为中介而产生。这与“运动动机水平和类型会直接影响运动员的表现及行为.而教练的期望、信念除了会透过教练行为间接影响运动员的表现及行为外，也会影响运动员对教练行为的知觉、解释及评估(Horn，2002)”等观点相一致。根据Bandura (1986)社会学习理论，个体所展现的行为和表现，是经由社会化的观察学习与模仿而来，尤其是榜样的作用。具有良好运动价值观的运动员能感知到教练家长式领导行为体现出来的对自身运动训练、道德发展等方面的全面关怀与付出，运动员会产生一种被激励的工作动力，也会付出更大的努力去发现适合自身的运动方法，更积极投身于运动训练，从而展现出高水平运动动机，提高自身运动员精神表现。此外，根据社会交换理论.如果具有良好运动价值观的运动员认为目前教练领导行为能满足他们运动的需要，且教练越激励运动员，运动动机的水平也越高。同时，基于互惠原则，运动员也会选择提高运动员精神水平等来作为对教练的回报。因此，为了提升运动员精神水平，高校应形成良好的运动气氛，塑造教练领导效能，以此提升高水平运动员运动价值观和运动动机水平。
5 结论
本研究得出如下结论： (l)教练家长式领导行为对高校高水平运动员的运动员精神有显著的正向影响.运动员运动动机在其中具有部分中介作用； (2)运动价值观在教练家长式领导行为与高校高水平运动员运动动机之间具有正向的调节作用，即运动价值观得分越高，这种正向关系也越强； (3)运动价值观对教练家长式领导行为与高校高水平运动员的运动员精神的调节作用，是部分地通过运动员运动动机为中介而产生。 (张海军)