控制執(zhí)教行為量表在中國運(yùn)動(dòng)員人群中的初步檢驗(yàn)

趙大亮 蔣小波 劉靖東

1 廣州體育學(xué)院（廣州 510070）

2 香港體育學(xué)院

3 香港浸會(huì)大學(xué)體育學(xué)系

1 引言

來自國外的大量研究表明， 教練員的執(zhí)教行為對(duì)運(yùn)動(dòng)員的成績和心理體驗(yàn)都會(huì)產(chǎn)生重要的影響。 例如，有研究發(fā)現(xiàn)教練員的控制型執(zhí)教方式，相對(duì)于教練員自主支持型執(zhí)教方式對(duì)運(yùn)動(dòng)員會(huì)產(chǎn)生更多負(fù)面影響[1，2]。但在中國人群中， 有關(guān)教練控制行為及其影響的重要性尚未引起研究者們足夠的重視和深入的探討。 教練員執(zhí)教行為尤其是控制型執(zhí)教行為這一研究問題對(duì)于中國人群之所以重要， 主要體現(xiàn)在中國傳統(tǒng)文化和競(jìng)技體育體制相結(jié)合的特殊性。

在中國傳統(tǒng)文化的背景下， 以及在當(dāng)前體育體制的具體環(huán)境中， 中國的教練員與運(yùn)動(dòng)員的關(guān)系展現(xiàn)出其特殊性。 中國傳統(tǒng)文化所強(qiáng)調(diào) “一日為師， 終身為父” 和“棒下出孝子，嚴(yán)師出高徒”等尊師重道思想和教育理念，廣泛根植于大眾的思維里。在中國的競(jìng)技體育情境中，這些思想、觀念的行為外顯相對(duì)其他領(lǐng)域則更加明顯。而且，教練員和運(yùn)動(dòng)員的關(guān)系也是當(dāng)前中國社會(huì)存在的為數(shù)不多的比較典型的中國傳統(tǒng)意義上的“師徒關(guān)系”。同時(shí)，我們也會(huì)發(fā)現(xiàn)很多中國運(yùn)動(dòng)員或教練員在形容他們與自己的教練員或運(yùn)動(dòng)員的關(guān)系時(shí)，會(huì)頻繁用到的詞語便是“父子/父女”或“母子/母女”等，這也凸顯了中國傳統(tǒng)文化在教練員和運(yùn)動(dòng)員關(guān)系模式中的印記。競(jìng)技體育的主要特點(diǎn)是對(duì)訓(xùn)練的高要求。但在當(dāng)前中國的競(jìng)技體育體制下， 專業(yè)訓(xùn)練則意味著長期的、系統(tǒng)的、嚴(yán)格的體能和技能訓(xùn)練。而且，多數(shù)體育項(xiàng)目均需要運(yùn)動(dòng)員從青少年甚至幼年便開始專業(yè)訓(xùn)練。這便要求運(yùn)動(dòng)員早年就要離開家庭和父母，長期在運(yùn)動(dòng)隊(duì)生活和訓(xùn)練。 也正是這種訓(xùn)練模式，在很大程度上使得這些早年離家的運(yùn)動(dòng)員與朝夕相處的教練員之間形成了一種特殊的教練員－運(yùn)動(dòng)員關(guān)系。

教練員與運(yùn)動(dòng)員關(guān)系的特殊性是中國教練員選擇其執(zhí)教方式的基礎(chǔ)之一。另外，大部分中國教練員是運(yùn)動(dòng)員出身，因此，這些教練員的早年運(yùn)動(dòng)員（與教練員之間的互動(dòng)）經(jīng)歷，在很大程度上成為其日后執(zhí)教方式形成的主要經(jīng)驗(yàn)來源。 兩者的結(jié)合在很大程度上決定了中國教練員的執(zhí)教方式普遍存在專制和控制的特點(diǎn)。 但是，從績效的角度看，專制或控制型執(zhí)教方式也未必必然產(chǎn)生負(fù)性結(jié)果。 例如，在科學(xué)訓(xùn)練的原則指導(dǎo)下， 中國奧運(yùn)代表團(tuán)獎(jiǎng)牌數(shù)目的增勢(shì)并未否定這一問題。 這貌似與國外已有研究提到的自主支持型執(zhí)教方式相對(duì)于控制型執(zhí)教方式更好的結(jié)論相矛盾。 但已有研究還發(fā)現(xiàn)， 教練員的自主支持行為和控制行為之間呈現(xiàn)出低等程度的負(fù)相關(guān)[1，2]，即兩者之間并非非此即彼，他們可以是同時(shí)存在的。 所以，控制型執(zhí)教方式并非是影響運(yùn)動(dòng)員表現(xiàn)（比賽結(jié)果）的決定因素。然而，從運(yùn)動(dòng)員主觀體驗(yàn)（無動(dòng)機(jī)、消極情緒、心理耗竭等）的角度看，教練員控制行為的影響是不容忽略的。國外已有研究發(fā)現(xiàn)， 教練員控制型執(zhí)教方式與運(yùn)動(dòng)員的心理需求阻滯具有正相關(guān)， 后者進(jìn)而對(duì)運(yùn)動(dòng)員的負(fù)性心理變量（例如：抑郁癥狀、飲食紊亂、消極情感、心理耗竭、急性壓力癥狀等）具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用[3]。 這些研究發(fā)現(xiàn)表明控制型執(zhí)教方式對(duì)運(yùn)動(dòng)員尤其是青少年運(yùn)動(dòng)員的心理體驗(yàn)具有負(fù)性的影響。然而，這一研究問題在中國教練員和運(yùn)動(dòng)員人群中尚未得到相應(yīng)的探討。 其主要原因在于相關(guān)有效測(cè)量工具的缺失。因此，為了進(jìn)一步開展有關(guān)教練員執(zhí)教行為和控制型執(zhí)教方式的研究， 本研究對(duì)國外發(fā)展的 《控制執(zhí)教行為量表》（Controlling Coach Behaviors Scale，CCBS）[2]進(jìn)行了翻譯，并對(duì)其在中國運(yùn)動(dòng)員人群中使用的信、效度進(jìn)行檢驗(yàn)。為了達(dá)到這一研究目的，研究者進(jìn)行了獨(dú)立樣本的調(diào)查研究。 在“研究一”中，研究者將控制執(zhí)教行為量表翻譯成中文，并在一個(gè)中國運(yùn)動(dòng)員樣本（n=261）中進(jìn)行了施測(cè)。并初步對(duì)該量表的效度（結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度）和信度（內(nèi)部一致性信度）進(jìn)行了檢驗(yàn)。 在“研究二”中，研究者采用該量表在另一獨(dú)立樣本（n=127）中進(jìn)行了施測(cè)，進(jìn)一步對(duì)該量表的效度（結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度、法則效度）和信度進(jìn)行了檢驗(yàn)。

2 研究一

本研究的目的是檢驗(yàn)控制執(zhí)教行為量表的結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度（結(jié)構(gòu)內(nèi)的），以及內(nèi)部一致性信度。

2.1 研究方法

2.1.1 受試者

本研究受試者為261名中國運(yùn)動(dòng)員 （男=130； 女=131），年齡15.3 ± 2.01歲（11～22歲），涉及的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目包括武術(shù)、乒乓球、游泳、舉重、網(wǎng)球、體操。

2.1.2 測(cè)量工具

《控制執(zhí)教行為量表》由Bartholomew等[2]發(fā)展而成。該量表由15個(gè)條目組成，包括四個(gè)維度，分別是獎(jiǎng)勵(lì)控制（controlling use of rewards）（4個(gè)條目）、消極條件性關(guān)注 （Negative conditional regard）（4個(gè)條目）、 威迫（intimidate）（4 個(gè) 條 目） 和 過 度 個(gè) 人 控 制（excessive personal control）（3個(gè)條目）。 該量表采取里克特7點(diǎn)計(jì)分，即1=強(qiáng)烈不同意，7=強(qiáng)烈同意。 獎(jiǎng)勵(lì)控制指使用外部獎(jiǎng)勵(lì)來控制行為； 消極條件性關(guān)注指教練員以冷漠的態(tài)度回應(yīng)比賽中的失敗以期運(yùn)動(dòng)員在將來能更加努力或取得更好的成績； 威迫指以一種居高臨下的姿態(tài)使用羞辱、貶低或威脅使用體罰等手段來控制行為；過度個(gè)人控制指以侵入式干預(yù)運(yùn)動(dòng)員訓(xùn)練以外的生活。Bartholomew等研究發(fā)現(xiàn)， 該量表具有穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)效度和可接受的內(nèi)部一致性信度（介于0.74 到0.84之間）[2]。

2.1.3 研究程序

研究者遵循翻譯－回譯的步驟，將控制執(zhí)教行為量表從英文翻譯成中文。 具體步驟為兩位雙語（中文-英文）翻譯者獨(dú)立將問卷翻譯成中文，然后對(duì)翻譯的問卷進(jìn)行討論直至達(dá)成共識(shí)，形成初步中文問卷。之后由另外一位雙語翻譯者獨(dú)立將初步中文問卷再翻譯成英文。 研究者通過對(duì)翻譯的英文問卷與英文原始問卷進(jìn)行比較來檢驗(yàn)問卷翻譯的準(zhǔn)確性。 通過討論和修改最終確定中文版問卷。

2.1.4 數(shù)據(jù)分析

本研究采用驗(yàn)證性因素分析對(duì)量表結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。 通過檢驗(yàn)因素間相關(guān)系數(shù)在95%信度區(qū)間內(nèi)是否包括±1.0來檢驗(yàn)量表因素間的區(qū)分效度（discriminant validity）。 采用合成信度（composite reliability，CR）檢驗(yàn)各分量表內(nèi)部一致性信度。 所有分析均使用AMOS18.0完成。 在模型檢驗(yàn)過程中， 本研究采用χ2、CFI、TLI、SRMR以及RMSEA（95%信度區(qū)間）等指標(biāo)評(píng)估模型的擬合情況。 當(dāng)CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型擬合可接受， 大于等于0.95表明模型擬合良好， 對(duì)于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型擬合可接受[4]。

2.2 研究結(jié)果

驗(yàn)證性因素分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)四因素模型擬合指數(shù)為：χ2(84) = 191.218，CFI=.929，SRMR=0.07，RMSEA =0.07 (90% CI = 0.057～0.083)，達(dá)到可接受水平，但模型仍存在改善空間。 對(duì)各條目因子負(fù)荷進(jìn)行檢查發(fā)現(xiàn)，條目4（過度個(gè)人控制分量表）和條目1（獎(jiǎng)勵(lì)控制分量表）因子負(fù)荷分別為0.33和0.31，低于可接受水平0.40[5]，條目1的標(biāo)準(zhǔn)殘協(xié)方差（standard residual covariance）與其他因子條目的相關(guān)顯著大于2，表明該兩條目表現(xiàn)不好，研究者決定將該條目4和條目1予以刪除。研究者對(duì)13個(gè)條目的CCBS再次進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，發(fā)現(xiàn)模型擬合指數(shù)得到顯著改善， 擬合指數(shù)指標(biāo)為：χ2(59) = 125.57，CFI=0.954，SRMR = 0.0451，RMSEA = 0.066 (90% CI =0.05～0.08)，因子負(fù)荷介于0.572至0.817之間（見圖1）。 本研究中有關(guān)該量表的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

根據(jù)驗(yàn)證性因素分析結(jié)果， 研究者對(duì)量表各因素間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 各系數(shù)的95%信度區(qū)間范圍值均不包括±1.0。 這一研究結(jié)果表明該控制執(zhí)教行為量表所測(cè)量的四因素之間是能夠彼此區(qū)分的， 為該量表的區(qū)分效度提供了支持。

圖1 研究1中《控制執(zhí)教行為量表》因素關(guān)系及因子負(fù)荷

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

研究者對(duì)各分量表的組合信度（CR）值進(jìn)行計(jì)算，發(fā)現(xiàn)各分量表的CR值分別為：獎(jiǎng)勵(lì)控制0.73，消極條件性關(guān)注0.82，威迫0.82，過度個(gè)人控制0.78，均大于0.70，表明各分量表具有良好的內(nèi)部一致性信度。

本研究結(jié)果表明， 控制執(zhí)教行為量表的四因素結(jié)構(gòu)得到驗(yàn)證。但條目1和條目4表現(xiàn)不佳，刪除條目后因子結(jié)構(gòu)得到顯著改善。 內(nèi)部一致性分析結(jié)果表明，該量表各分量表信度均達(dá)到可接受水平。 但值得注意的是，過度個(gè)人控制量表只有兩個(gè)條目， 少于被廣泛接受的每個(gè)維度至少包括三個(gè)條目的建議。

3 研究二

本研究的目的是在另一獨(dú)立樣本內(nèi)檢驗(yàn)控制執(zhí)教行為量表的結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度（結(jié)構(gòu)內(nèi)的），以及內(nèi)部一致性信度。 同時(shí)，研究者對(duì)量表的法則效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。

3.1 研究方法

3.1.1 受試者

127名運(yùn)動(dòng)員（女=43，男=84）受邀自愿參加本研究。 受試者年齡17.35 ± 2.87歲（14～26歲），訓(xùn)練年限7± 4.58年，涉及的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目包括武術(shù)、乒乓球、游泳、舉重、網(wǎng)球、體操。

3.1.2 測(cè)量工具

控制執(zhí)教行為量表。 該問卷由15個(gè)條目組成，包括四個(gè)維度，分別是獎(jiǎng)勵(lì)控制、消極條件性關(guān)注、威迫、過度個(gè)人控制。 問卷采取里克特7點(diǎn)計(jì)分，即1=強(qiáng)烈不同意，7=強(qiáng)烈同意。

自主支持量表。 研究者采用改編自健康領(lǐng)域的6條目自主支持量表[6]來測(cè)量運(yùn)動(dòng)員知覺到的教練員自主支持程度。 該量表采用里克特7點(diǎn)計(jì)分，即1=強(qiáng)烈不同意，7=強(qiáng)烈同意。 中文版自我支持量表在鍛煉領(lǐng)域表現(xiàn)出良好的信效度[7]，在本研究中的內(nèi)部一致性值為0.882。

主觀活力量表。 研究者采用6個(gè)條目版本的主觀活力量表[8]測(cè)量運(yùn)動(dòng)員的主觀活力水平。該量表采用里克特7點(diǎn)計(jì)分，即1=非常不同意，7=非常同意。該量表在其他中國人群中表現(xiàn)出良好的信效度[9]，在本研究中的內(nèi)部一致性值為0.830。

3.1.3 數(shù)據(jù)分析

本研究采用驗(yàn)證性因素分析對(duì)量表結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。 通過檢驗(yàn)因素間相關(guān)系數(shù)在95%信度區(qū)間內(nèi)是否包括±1.0來檢驗(yàn)量表因素間的區(qū)分效度。 通過檢驗(yàn)量表得分與理論相關(guān)變量（自主支持和主觀活力）的相關(guān)程度是否符合理論假設(shè)， 來評(píng)價(jià)其法則效度（nomological validity）。 采用合成信度檢驗(yàn)各分量表內(nèi)部一致性信度。 所有分析均使用AMOS18.0完成。 在模型 檢 驗(yàn) 過 程 中， 本 研 究 采 用χ2、CFI、TLI、SRMR 以 及RMSEA（95%信度區(qū)間）等指標(biāo)評(píng)估模型的擬合情況。當(dāng)CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型擬合可接受，大于等于0.95表明模型擬合良好，對(duì)于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型擬合可接受[4]。

3.2 研究結(jié)果

使用AMOS驗(yàn)證性因素分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)4因素模型擬合指數(shù)為：χ2(84)=140.39，CFI=0.929，SRMR=0.07，RMSEA=0.073 (90% CI = 0.051～0.094)，達(dá)到可接受水平，但模型仍存在改善空間。對(duì)各條目因子負(fù)荷進(jìn)行檢查發(fā)現(xiàn)，條目4（過度個(gè)人控制分量表）和條目1（獎(jiǎng)勵(lì)控制分量表）因子負(fù)荷分別為0.14和0.38，低于可接受水平0.40。刪除該兩條目后再次進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析， 發(fā)現(xiàn)模型擬合指數(shù)得到改善，擬合指數(shù)指標(biāo)為：χ2(59) = 102.64，CFI=0.943，SRMR = 0.0516，RMSEA = 0.077(90% CI =0.05～0.09)，因子負(fù)荷介于0.56至0.88之間（見圖2）。 此結(jié)果與研究1結(jié)果具有一致性。 本研究中有關(guān)該量表的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

根據(jù)驗(yàn)證性因素分析結(jié)果， 研究者對(duì)量表各因素間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 各系數(shù)的95%信度區(qū)間范圍值均不包括±1.0。 這一研究結(jié)果表明該控制執(zhí)教行為量表所測(cè)量的四因素之間是能夠彼此區(qū)分的， 為該量表的區(qū)分效度提供了進(jìn)一步支持。

研究者對(duì)各分量表的組合信度（CR）值進(jìn)行計(jì)算，發(fā)現(xiàn)各分量表的CR值分別為：獎(jiǎng)勵(lì)控制0.758，消極條件性關(guān)注0.847，威迫0.814，過度個(gè)人控制0.797，均大于0.70，表明各分量表具有良好的內(nèi)部一致性信度。

研究者對(duì)控制執(zhí)教行為量表及各分量表與自主支持量表和主觀活力量表得分進(jìn)行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)， 消極條件性關(guān)注、 威迫以及量表總分與自主性支持呈低到中等強(qiáng)度負(fù)相關(guān)， 而獎(jiǎng)勵(lì)控制與過度個(gè)人控制與自主支持分別呈正相關(guān)和負(fù)相關(guān)，但并未達(dá)到顯著水平。除獎(jiǎng)勵(lì)控制與主觀活力不相關(guān)外， 控制執(zhí)教行為量表總分及其他各分量表均與主觀活力呈現(xiàn)低到中等強(qiáng)度負(fù)相關(guān)（見表2）。 這一研究結(jié)果雖然與已有研究結(jié)果存在一定的差異（例如獎(jiǎng)勵(lì)控制），但總體上支持了控制執(zhí)教行為量表與相關(guān)理論變量的關(guān)系。

表2 控制執(zhí)教行為量表各分量表與相關(guān)理論變量的相關(guān)系數(shù)

圖2 研究2中《控制執(zhí)教行為量表》因素關(guān)系及因子負(fù)荷

4 討論

4.1 量表在中國的適用性

本研究的目的是在中國運(yùn)動(dòng)員人群中檢驗(yàn)中文版本《控制執(zhí)教行為量表》在體育情景中應(yīng)用的相關(guān)心理測(cè)量學(xué)屬性。 具體而言，研究者對(duì)該量表的結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度、 法則效度以及內(nèi)部一致性信度等進(jìn)行了檢驗(yàn)。 來自兩個(gè)樣本的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，條目1和條目4表現(xiàn)并不理想，因子負(fù)荷過低。 刪除此兩個(gè)條目后，13條目四因素測(cè)量模型數(shù)據(jù)擬合情況得到顯著改善。 但是，值得注意的是，刪除條目4后，過度個(gè)人控制這一維度只剩下2個(gè)條目，未能滿足一般量表要求存在3個(gè)或以上條目的標(biāo)準(zhǔn)。 但對(duì)這2個(gè)條目在不同樣本中的相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)， 這兩個(gè)條目的因子負(fù)荷均高于0.79，并且不存在跨因子的情況。 這一研究結(jié)果說明這2個(gè)條目確實(shí)能夠在一定程度上測(cè)量到過度個(gè)人控制這一維度， 且能夠反映中國運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的個(gè)人過度控制行為的感知。另外，過度個(gè)人控制維度與其他維度的相關(guān)情況與已有研究相似， 這一結(jié)果表明過度個(gè)人控制行為可能是中國教練員所采用的控制執(zhí)教行為的一種。 因此研究者并未對(duì)該維度給予刪除。 未來研究者在中國運(yùn)動(dòng)員人群中使用該問卷時(shí)，需要對(duì)此維度給予特別注意。 研究者建議未來研究可以致力于通過訪談的方式， 搜集更多有關(guān)該維度的相關(guān)信息，進(jìn)而對(duì)該維度給予進(jìn)一步的補(bǔ)充和修訂。13個(gè)條目測(cè)量模型的區(qū)分效度分析表明， 各因素之間可以有效彼此區(qū)分。 法則效度分析結(jié)果表明，控制執(zhí)教行為總分與理論假設(shè)相關(guān)變量的關(guān)系符合預(yù)期。 內(nèi)部一致性信度結(jié)果表明所有分量表均達(dá)到可接受水平。 這些研究結(jié)果為中文版《控制執(zhí)教行為量表》在中國運(yùn)動(dòng)員人群中的應(yīng)用提供了初步的信度和效度支持。

4.2 兩個(gè)條目不適用的原因

條目1 “我的教練試圖通過承諾獎(jiǎng)勵(lì)的方式激勵(lì)我”在研究一和研究二中因子負(fù)荷都低于0.40，沒有達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)[4]。 這可能是因?yàn)?，其所屬維度中其它條目所描述的是確實(shí)的“獎(jiǎng)勵(lì)”（例如，我的教練只用獎(jiǎng)勵(lì)/表揚(yáng)的方式讓我更努力地訓(xùn)練），而條目1所描述的只是一種“承諾”，這種承諾的方式在中國專業(yè)運(yùn)動(dòng)員身上的作用可能并不顯著。 事實(shí)上，在中國內(nèi)地的訓(xùn)練環(huán)境中，教練員的諸多行為都是以成績?yōu)橹鲗?dǎo)，教練員能夠給予運(yùn)動(dòng)員的承諾并實(shí)現(xiàn)這一承諾的方式和途徑并不多。相對(duì)于確實(shí)的獎(jiǎng)勵(lì)控制，中國運(yùn)動(dòng)員可能并不容易想象教練會(huì)如何使用承諾來控制其行為。 或者說，中國運(yùn)動(dòng)員可能由于文化或體制的關(guān)系， 并未將此種類型的激勵(lì)方式知覺成為一種“控制”。

條目4“我的教練期望我將整個(gè)生活重心放在我的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目上” 在研究一和研究二中因子負(fù)荷都低于0.40，沒有達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)。 這可能是因?yàn)椋海?）國外運(yùn)動(dòng)員不是職業(yè)運(yùn)動(dòng)員， 除了訓(xùn)練可能還有訓(xùn)練以外的其他生活。 但中國運(yùn)動(dòng)員幾乎所有時(shí)間都在訓(xùn)練基地中度過，生活和訓(xùn)練的界線可能并不明顯。（2）條目4因?yàn)闆]有直接使用（消極性的）控制詞語，有可能造成運(yùn)動(dòng)員對(duì)該條目的知覺不夠準(zhǔn)確。 運(yùn)動(dòng)員可能會(huì)根據(jù)教練員平時(shí)對(duì)自己的談話或教導(dǎo)， 提起他是否希望自己多用心在訓(xùn)練上。而對(duì)中國運(yùn)動(dòng)員來說，這并不一定會(huì)被視為一種個(gè)人控制。

4.3 法則效度

在“研究二”中，研究者對(duì)控制執(zhí)教行為量表得分與自主支持量表和主觀活力量表得分的相關(guān)程度進(jìn)行了分析，以檢驗(yàn)該量表的法則效度。根據(jù)自我決定理論假設(shè)及已有研究結(jié)果，控制執(zhí)教行為量表及各分量表，應(yīng)該與自主性支持和主觀活力呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。 本研究發(fā)現(xiàn)， 雖然獎(jiǎng)勵(lì)控制與自主性支持和主觀活力不相關(guān)，過度個(gè)人控制與自主性支持相關(guān)不顯著，但其他兩個(gè)分量表以及量表總分與自主支持和主觀活力的相關(guān)情況均與已有研究結(jié)果相一致[10]。 另外，控制執(zhí)教行為量表總分與自主性支持得分的低相關(guān)結(jié)果進(jìn)一步支持已有研究有關(guān)控制與自主性支持的關(guān)系并非兩極化趨勢(shì)的結(jié)論。 中國的教練員也可能會(huì)同時(shí)采用控制和自主性支持或者其他類型的執(zhí)教方式。

5 結(jié)論和建議

來自兩個(gè)獨(dú)立樣本的研究結(jié)果表明， 控制執(zhí)教行為量表四維度結(jié)構(gòu)比較穩(wěn)定， 結(jié)構(gòu)效度得到支持。 同時(shí)， 該量表的各分量表的內(nèi)部一致性信度均達(dá)到可接受水平。但由于個(gè)人控制行為維度只包含兩個(gè)條目，研究者在中國運(yùn)動(dòng)員群體中使用該量表時(shí)需要給予特別的注意。 建議未來研究針對(duì)這一維度進(jìn)行進(jìn)一步修訂及檢驗(yàn)。 總體而言，本研究為13個(gè)條目的控制執(zhí)教行為量表在中國運(yùn)動(dòng)員人群中的應(yīng)用提供了初步的信效度支持。但由于“研究一”與“研究二”樣本量差異大，研究者未對(duì)該量表跨樣本結(jié)構(gòu)效度恒等性（invariance analysis 或者equivalence ）進(jìn)行檢驗(yàn)，建議未來研究者在采用多樣本設(shè)計(jì)時(shí)可以進(jìn)一步對(duì)該量表的結(jié)構(gòu)效度的跨樣本恒等性進(jìn)行檢驗(yàn)。

本研究結(jié)果表明， 獎(jiǎng)勵(lì)控制得分與主觀活力得分相關(guān)不顯著。這一研究發(fā)現(xiàn)與已有研究結(jié)果并不一致，說明對(duì)于中國運(yùn)動(dòng)員來說， 獎(jiǎng)勵(lì)控制并不一定會(huì)損壞個(gè)體的積極情感體驗(yàn)（主觀活力）。因此，這一研究結(jié)果也提醒未來研究者需進(jìn)一步檢驗(yàn)控制型執(zhí)教方式對(duì)中國運(yùn)動(dòng)員的情感特別是消極情感的影響。

控制型執(zhí)教方式是中國教練員所普遍采用的一種執(zhí)教方式。雖然本研究發(fā)現(xiàn)，國外教練員控制行為的四個(gè)維度在中國運(yùn)動(dòng)員人群中均得以驗(yàn)證， 但并不能說明中國教練員僅限于采用這四種控制方式。因此，未來研究者可以結(jié)合質(zhì)性研究方法和量化研究方法， 對(duì)中國教練員可能使用的執(zhí)教方式進(jìn)行更加深入的研究和挖掘。

[1] Pelletier LG，F(xiàn)ortier MS，Vallerand RJ，et al. Associations among perceived autonomy support，forms of self-regulation，and persistence: A prospective study. Motiv Emotion，2001，25: 279-306.

[2] Bartholomew KJ，Ntoumanis N，Th gersen-Ntoumani C. The Controlling Interpersonal Style in a Coaching Context: Development and Initial Validation of a Psychometric Scale. J Sport Exerc Psychol，2010，32: 193-216.

[3] Bartholomew KJ，Ntoumanis N，Ryan RM，et al. Psychological need thwarting in the sport context: Assessing the darker side of athletic experience. J Sport Exerc Psychol，2011，33: 75-102.

[4] Hu L，Bentler PM. Cut-off criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Struct Equ Model，1999，6: 1-55.

[5] Hinkin T. A review of scale development practices in the study of organizations. J Manage，1995，21 (5): 967-988.

[6] Williams GC，Grow VM，F(xiàn)reedman ZR，et al. Motivational predictors of weight loss and weight-loss maintenance. J Pers Soc Psychol，1996，70: 115-126.

[7] Liu JD，Chung PK，Duan Y. Validity and reliability of the Chinese translated basic psychological needs in exercise scale. Eur J Psychol Assess，2013，29(1): 51-57.

[8] Ryan RM，F(xiàn)rederick CM. On energy，personality and health:Subjective vitality as a dynamic reflection of well-being. J Pers，1997，65: 529-565.

[9] Liu JD，Chung P. Development and initial validation of the psychological needs satisfaction scale in physical education.Meas Phys Educ Exerc Sci，2014，18 (2): 101-122.

[10] Bartholomew KJ，Ntoumanis N，Ryan RM，et al. Self-Determination Theory and Diminished Functioning : The Role of interpersonal control and psychological need thwarting. Pers Soc Psychol Bull，2011，37(11): 1459-1473.