校園足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能的影響：團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)的中介效應(yīng)

解 超，金成吉

（1.湖北文理學(xué)院體育學(xué)院，湖北 襄陽 441053；2.遼寧師范大學(xué)體育學(xué)院，遼寧 大連 116029）

近年來，我國學(xué)者越來越重視關(guān)于教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)中其他變量的關(guān)系研究，多位學(xué)者也對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能及其所屬維度之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。由世梁[7]在2014年對參加CUBA籃球聯(lián)賽的1 274名大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)凝聚力和團(tuán)隊(duì)成員滿意度均具有較高的相關(guān)性，同時(shí)非專制式的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對于解決團(tuán)隊(duì)沖突，提升團(tuán)隊(duì)凝聚力和成員滿意度起到更好的作用。竇海波[8]對我國高校高水平集體球類項(xiàng)目運(yùn)動隊(duì)的團(tuán)隊(duì)效能的影響因素研究后發(fā)現(xiàn)，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是影響高水平運(yùn)動隊(duì)團(tuán)隊(duì)效能的重要變量。關(guān)濤[9]在2015年對17支運(yùn)動隊(duì)192名運(yùn)動員進(jìn)行問卷調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠影響運(yùn)動隊(duì)的集體效能，教練員的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和社會支持行為與運(yùn)動隊(duì)的集體效能呈正相關(guān)，集體效能可以影響團(tuán)隊(duì)績效，成功和不成功的運(yùn)動隊(duì)之間教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為存在顯著性差異。翟文娟[10]在2016年研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)績效之間具有中介作用。Fransen等[11]在2017年以3支足球隊(duì)135名運(yùn)動員為研究對象驗(yàn)證在足球運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中教練員的領(lǐng)導(dǎo)能力對團(tuán)隊(duì)效能的影響，研究結(jié)果顯示教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的4個(gè)維度(任務(wù)、動機(jī)、社交和外部領(lǐng)導(dǎo))與團(tuán)隊(duì)效能均呈正相關(guān)，具有最高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)能力的團(tuán)隊(duì)在團(tuán)隊(duì)效能的所有指標(biāo)中都表現(xiàn)出色。

本研究旨在通過對我國校園足球示范校進(jìn)行問卷調(diào)查，分析校園足球教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能的影響，探討團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)的中介效應(yīng)，并構(gòu)建教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系模型，為進(jìn)行相關(guān)研究提供理論依據(jù)。

本研究以遼寧和吉林2省30所全國青少年校園足球特色學(xué)校的46支學(xué)校足球代表隊(duì)(男隊(duì)24支、女隊(duì)22支)1 077名13～18周歲的青少年足球運(yùn)動員為被試（所有參與調(diào)查的青少年足球運(yùn)動員均為在當(dāng)?shù)刈銋f(xié)注冊的青少年足球后備人才），對校園足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與青少年足球運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系提出以下幾個(gè)假設(shè)：

主效應(yīng)假設(shè)：假設(shè)A-1：教練員訓(xùn)練指導(dǎo)行為水平越高，團(tuán)隊(duì)任務(wù)績效越高。假設(shè)A-2：教練員訓(xùn)練指導(dǎo)行為水平越高，團(tuán)隊(duì)合作滿意度越高。假設(shè)A-3：教練員社會支持行為水平越高，團(tuán)隊(duì)任務(wù)績效越高。假設(shè)A-4：教練員社會支持行為水平越高，團(tuán)隊(duì)合作滿意度越高。假設(shè)A-5：教練員民主行為水平越高，團(tuán)隊(duì)任務(wù)績效越高。假設(shè)A-6：教練員民主行為水平越高，團(tuán)隊(duì)合作滿意度越高。中介效應(yīng)假設(shè)：假設(shè)B-1：團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)是教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間的中介變量。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 以校園足球教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能的影響為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 測量工具 團(tuán)隊(duì)效能的測量采用由陳偉、楊早立等[12]在2015年編制的《團(tuán)隊(duì)效能量表》；教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的測量采用由竇海波[13]在2014年根據(jù)鐘日升等[14]的研究編制的《教練員領(lǐng)導(dǎo)行為量表》；團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)的測量采用由我國學(xué)者王國猛、鄭全全和趙曙明[15]在2012年根據(jù)Kirkman等[16]及Mathieu等[17]的相關(guān)研究開發(fā)出的具有中國文化背景的《團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)量表》。本研究所有的量表在進(jìn)行測量前均進(jìn)行了情境修改并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)?！秷F(tuán)隊(duì)心理授權(quán)量表》的CFA模型擬合度適配性指標(biāo)2為60.769，CMIN/DF值為2.337，RMR值為0.049，GFI值為0.972，AGFI值為0.951，NNFI值為0.960，CFI值為0.971，RMSEA值為0.054，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's值為0.760，再測相關(guān)系數(shù)r值為0.841(P＜0.01)?！督叹殕T領(lǐng)導(dǎo)行為量表》的CFA模型擬合度適配性指標(biāo)2為88.876，CMIN/DF值為2.777，RMR值為0.042，GFI值為0.966，AGFI值為0.941，NNFI值為0.959，CFI值為0.971，RMSEA值為0.062，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's值為0.700，再測相關(guān)系數(shù)r值為0.711(P＜0.01)?！秷F(tuán)隊(duì)效能量表》的CFA模型適配指數(shù)2為17.842，CMIN/DF值為2.230，RMR值為0.044，GFI值為0.988，AGFI值為0.968，NNFI值為0.973，CFI值為0.986，RMSEA值為0.052，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's值為0.749，再測相關(guān)系數(shù)r值為0.837(P＜0.01)。研究所采用量表的信效度均達(dá)到了較好水平。

1.2.2 專家訪談法 對運(yùn)動訓(xùn)練學(xué)、運(yùn)動選材學(xué)、體育教學(xué)、運(yùn)動心理學(xué)以及青少年足球訓(xùn)練方面的專家進(jìn)行訪談。專家訪談的時(shí)間為2017年4月～6月，專家訪談內(nèi)容主要有2方面：1.利用被訪專家的專業(yè)知識，為調(diào)查問卷的題項(xiàng)內(nèi)容提出專業(yè)修改意見；2.請專家對問卷當(dāng)中的測量量表是否準(zhǔn)確地表達(dá)了目標(biāo)概念，量表的測量指標(biāo)是否有代表性，問卷的形式和措辭對于青少年人群來說是否合適等幾方面給出意見，以此來提高研究問卷的內(nèi)容效度。主要被訪專家中包括教授12人、副教授5人（表1）。

產(chǎn)業(yè)升級。因所研究問題的不同，產(chǎn)業(yè)升級的測度方法會有很大差異。國外主要用標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)法（錢納里）、霍夫曼系數(shù)等來測度產(chǎn)業(yè)升級［11］，國內(nèi)主要是從產(chǎn)業(yè)增加值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次、產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向等方面進(jìn)行測度［12，13］?；跀?shù)據(jù)的可獲得性以及本文研究的問題，選擇產(chǎn)業(yè)增加值占比這種測度方法，即以三產(chǎn)增加值與二產(chǎn)增加值之比測度產(chǎn)業(yè)升級［12，14，15］。 當(dāng)該指標(biāo)的數(shù)值增大時(shí)，表明三產(chǎn)增加值相對二產(chǎn)增加值有所上升，說明產(chǎn)業(yè)升級。

表1 訪談專家基本信息

1.2.3 問卷調(diào)查法 研究的問卷調(diào)查分預(yù)試和正試2個(gè)階段，共發(fā)放預(yù)試問卷500份，回收問卷492份，有效問卷464份，問卷有效率94.3%；共發(fā)放正試問卷700份，回收問卷664份，有效問卷613份，問卷有效率92.3%。在2次問卷調(diào)查的2周后，分別抽取了預(yù)試和正試中被試100人進(jìn)行了再測。問卷調(diào)查的青少年足球運(yùn)動員基本信息見表2。

表2 問卷調(diào)查對象基本信息

1.2.4 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法 運(yùn)用SPSS22.0、AMOS22.0以及Stata14.0版本對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對預(yù)試問卷的進(jìn)行了項(xiàng)目分析；采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析對量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)；采用內(nèi)部一致性檢驗(yàn)Cronbach's系數(shù)和相關(guān)分析考察量表的內(nèi)部信度和外部信度；采用Stata14.0對研究量表的組內(nèi)一致性系數(shù)rwg、組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)進(jìn)行計(jì)算；采用階層回歸依次檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)研究提出的主效應(yīng)假設(shè)；采用系數(shù)乘積為非參數(shù)偏差校正Bootsrap估計(jì)法來檢驗(yàn)研究提出的中介效應(yīng)[18-20]。

2 結(jié)果與分析

2.1 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能影響的主效應(yīng)檢驗(yàn) 采用組內(nèi)一致性系數(shù)rwg(within-group agreement)、組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intra class correlation)ICC(1)和ICC(2)來檢驗(yàn)研究的調(diào)查問卷在團(tuán)隊(duì)層面的一致性。分析結(jié)果顯示，研究調(diào)查的46個(gè)團(tuán)隊(duì)的rwg組內(nèi)一致性系數(shù)值均＞0.7，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)值＜0.5，ICC(2)＜0.7，因此，本研究的調(diào)查數(shù)據(jù)在團(tuán)隊(duì)層面具有較高的一致性信度。

研究采用相關(guān)分析與回歸分析比較模型的方式驗(yàn)證教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能影響的主效應(yīng)。相關(guān)分析結(jié)果顯示團(tuán)隊(duì)任務(wù)績效與教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會支持行為、和民主行為的相關(guān)系數(shù)r分別為0.553(P＜0.01)、0.484(P＜0.01)、0.597(P＜0.01)；團(tuán)隊(duì)合作滿意度與教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會支持行為、和民主行為的相關(guān)系數(shù)r分別為0.525(P＜0.01)、0.539(P＜0.01)、0.562(P＜0.01)，初步驗(yàn)證了教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能具有正向的影響。

研究構(gòu)建了12個(gè)回歸模型來驗(yàn)證教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的影響，其中M1和M2為教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為對任務(wù)績效影響的驗(yàn)證模型，M3、M4為教練員的社會支持行為對任務(wù)績效影響的驗(yàn)證模型，M5、M6為民主行為對任務(wù)績效影響的驗(yàn)證模型，M7、M8為教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為對合作滿意度影響的驗(yàn)證模型，M9和M10為教練員的社會支持行為對合作滿意度影響的驗(yàn)證模型，M11、M12為民主行為對合作滿意度影響的驗(yàn)證模型。

由表3可知，在模型M1和M2中，模型M2加入自變量訓(xùn)練指導(dǎo)行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.007提高到0.312，△R2值由0.000提高到0.307，F(xiàn)值由1.049提高到55.097(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.553(P＜0.01)，支持假設(shè)A-1，訓(xùn)練指導(dǎo)行為對任務(wù)績效具有顯著的正向影響。在模型M3和M4中，模型M4加入自變量社會支持行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.007提高到0.240，△R2值由0.000提高到0.234，F(xiàn)值由1.049提高到38.347(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.484(P＜0.01)，支持假設(shè)A-3，社會支持行為對任務(wù)績效具有顯著的正向影響。在模型M5和M6中，模型M6加入自變量民主行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.007提高到0.361，△R2值由0.000提高到0.356，F(xiàn)值由1.049提高到68.720(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.597(P＜0.01)，支持假設(shè)A-5，民主行為對任務(wù)績效具有顯著的正向影響。在模型M7和M8中，模型M8加入自變量訓(xùn)練指導(dǎo)行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.010提高到0.285，△R2值由0.004提高到0.280，F(xiàn)值由1.593提高到48.506(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.525(P＜0.01)，支持假設(shè)A-2，訓(xùn)練指導(dǎo)行為對合作滿意度具有顯著的正向影響。在模型M9和M10中，模型M10加入自變量社會支持行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.010提高到0.300，△R2值由0.004提高到0.294，F(xiàn)值由1.593提高到52.010(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.539(P＜0.01)，支持假設(shè)A-4，社會支持行為對合作滿意度具有顯著的正向影響。在模型M11和M12中，模型M12加入自變量民主行為后，回歸模型的擬合指數(shù)R2值由0.010提高到0.324，△R2值由0.004提高到0.319，F(xiàn)值由1.593提高到58.300(P＜0.01)，回歸系數(shù)β值0.562(P＜0.01)，支持假設(shè)A-6，民主行為對合作滿意度具有顯著的正向影響。

表3 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能影響的回歸分析結(jié)果

2.2 團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 研究假設(shè)團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)是教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間的中介變量，以團(tuán)隊(duì)效能為因變量，以教練員領(lǐng)導(dǎo)行為為自變量，以團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)為中介變量構(gòu)建了分析模型（表4）。

表4 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間的中介效應(yīng)分析結(jié)果

由表4可知，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的直接效應(yīng)點(diǎn)估值為0.289，系數(shù)乘積項(xiàng)t值為7.19(P＜0.01)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，Bootstrap的95%CI(0.243～0.335)區(qū)間不包括0，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的主效應(yīng)存在。團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)對團(tuán)隊(duì)效能的中介效應(yīng)點(diǎn)估值為0.112，系數(shù)乘積項(xiàng)t值為12.33(P＜0.01)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，Bootstrap的95%CI(0.074～0.155) 區(qū)間不包括0，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)效能間的中介效應(yīng)存在，支持假設(shè)B?？傂?yīng)點(diǎn)估效應(yīng)值為0.401，系數(shù)乘積項(xiàng)t值為21.99(P＜0.01)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，Bootstrap的95%CI(0.365～0.437) 區(qū)間不包括0，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)是教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間的中介變量，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)值的27.9%。

2.3 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)系模型 教練領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的影響假設(shè)驗(yàn)證分析結(jié)果匯總見表5。

表5 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的影響假設(shè)驗(yàn)證分析結(jié)果匯總

教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間的關(guān)系模型路徑圖，見圖1。

圖1 教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能間的關(guān)系模型路徑

在運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中，團(tuán)隊(duì)具有內(nèi)部分工明確，協(xié)作關(guān)系復(fù)雜，成員互動行為相互聯(lián)系等特點(diǎn)，因此在運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中必須要由團(tuán)隊(duì)教練員來進(jìn)行統(tǒng)一的指揮領(lǐng)導(dǎo)來進(jìn)行協(xié)調(diào)，教練員是團(tuán)隊(duì)取得優(yōu)異成績的重要條件之一。教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為是教練員與運(yùn)動員之間的心理關(guān)系，是人與人、人與訓(xùn)練和比賽以及人與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)關(guān)系中的表現(xiàn)形式，教練員除了擬定各類訓(xùn)練計(jì)劃，執(zhí)行動作技能、戰(zhàn)術(shù)的指導(dǎo)之外，還需兼顧團(tuán)隊(duì)管理等瑣碎事宜，如運(yùn)動員學(xué)業(yè)問題、運(yùn)動員情緒的問題、運(yùn)動員生活管理的問題，乃至于向有關(guān)單位爭取運(yùn)動員的權(quán)益與獎金等都是教練員的職責(zé)所在[21]。美國學(xué)者Sabock[6]認(rèn)為教練員相對其他類型組織或團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)，其在團(tuán)隊(duì)中的地位更為特殊，在團(tuán)隊(duì)中發(fā)揮的作用也更大，在運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中教練員必須扮演教師、訓(xùn)導(dǎo)人員、公關(guān)人員、組織者、榜樣、心理咨詢師、父母、訓(xùn)練員以及同伴的角色。教練員對運(yùn)動員的領(lǐng)導(dǎo)行為具有4個(gè)方面的功能，包括：1)決策功能；2)組織功能；3)溝通功能；4)激勵功能。

本研究的結(jié)果顯示青少年足球運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為在訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會支持行為和民主行為3方面對團(tuán)隊(duì)效能具有正向的影響。Fransen等[11]在2017年以3支足球隊(duì)135名運(yùn)動員為研究對象驗(yàn)證在足球運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中教練員的領(lǐng)導(dǎo)能力對團(tuán)隊(duì)效能的影響，研究結(jié)果顯示教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的4個(gè)維度(任務(wù)、動機(jī)、社交和外部領(lǐng)導(dǎo))與團(tuán)隊(duì)效能均呈正相關(guān)，具有最高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)能力的團(tuán)隊(duì)在團(tuán)隊(duì)效能的所有指標(biāo)中都表現(xiàn)出色。同時(shí)我國學(xué)者竇海波[13]對我國高校高水平集體球類項(xiàng)目運(yùn)動隊(duì)團(tuán)隊(duì)效能的影響因素研究后發(fā)現(xiàn)，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是影響高水平運(yùn)動隊(duì)團(tuán)隊(duì)效能的重要變量。關(guān)濤[9]在2015年對17支運(yùn)動隊(duì)192名運(yùn)動員進(jìn)行問卷調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠影響運(yùn)動隊(duì)的集體效能，教練員的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和社會支持行為與運(yùn)動隊(duì)的集體效能呈正相關(guān)。教練員對青少年足球運(yùn)動員的影響具有以下特點(diǎn)：協(xié)調(diào)成員之間的關(guān)系；教練員對隊(duì)員的影響是一種特殊的“投入”“產(chǎn)出”方式；教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)成員互動行為呈函數(shù)關(guān)系；教練員對隊(duì)員的領(lǐng)導(dǎo)作用是一種互惠效應(yīng)的體現(xiàn)。因此教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊(duì)效能的作用可以根據(jù)以上特點(diǎn)進(jìn)行分析。

1）教練員領(lǐng)導(dǎo)行為能夠協(xié)調(diào)團(tuán)隊(duì)成員之間的關(guān)系，由本研究的研究結(jié)果可知，在青少年足球運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是團(tuán)隊(duì)凝聚力、團(tuán)隊(duì)信任與團(tuán)隊(duì)效能之間的調(diào)節(jié)變量。人際關(guān)系學(xué)說認(rèn)為教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為是不斷協(xié)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)與被領(lǐng)導(dǎo)，控制與被控制，指揮與被指揮的動態(tài)過程，其本質(zhì)就是協(xié)調(diào)團(tuán)隊(duì)之中成員關(guān)系的行為。2）教練員對隊(duì)員的影響是一種特殊的“投入”“產(chǎn)出”方式，教練員的領(lǐng)導(dǎo)是指引團(tuán)隊(duì)成員去實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)的過程。在對青少年運(yùn)動員的指導(dǎo)和教學(xué)過程中，教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會支持行為以及民主行為的本質(zhì)上可以說是一種“投入”行為，而這種“投入”行為所收獲的產(chǎn)出是青少年運(yùn)動員所表現(xiàn)出的各種行為，這些行為可以體現(xiàn)在運(yùn)動的成績提升、行為習(xí)慣以及情感表現(xiàn)等方面。3）教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)成員互動行為呈函數(shù)關(guān)系，影響這一函數(shù)關(guān)系的變量包括：教練員、隊(duì)員以及所處環(huán)境等3個(gè)因素。教練員對團(tuán)隊(duì)互動行為的影響既體現(xiàn)在教練的個(gè)人能力和領(lǐng)導(dǎo)方式，又體現(xiàn)在隊(duì)員對教練的認(rèn)可度，還體現(xiàn)在球隊(duì)所處的環(huán)境，三者相互影響、相互制約。4）教練員對隊(duì)員領(lǐng)導(dǎo)的互惠效應(yīng)主要體現(xiàn)在教練員影響隊(duì)員的同時(shí)也會受到隊(duì)員的影響。例如：教練員如果能夠平等公正地對待每一個(gè)球員，那么團(tuán)隊(duì)中的成員也會對教練員產(chǎn)生好感，教練員就會獲得球員們更多的信任和尊敬，提升了自己在球隊(duì)中的威望，反之則會降低教練員在團(tuán)隊(duì)中的威望。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的互惠效應(yīng)是其調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)互動和團(tuán)隊(duì)效能作用的表現(xiàn)之一。史為臨和季瀏[22]研究發(fā)現(xiàn)教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對提高運(yùn)動員成績和成員滿意度具有積極作用，其中教練員的訓(xùn)練指導(dǎo)行為和社會支持行為對球員成績影響較大，民主行為對成員滿意度的具有較高的影響。焦件余和陳蘊(yùn)霞認(rèn)為教練表現(xiàn)訓(xùn)練與指導(dǎo)行為及專制行為的次數(shù)愈多，則球員對成績表現(xiàn)的滿意程度愈高，而球員成績表現(xiàn)又受教練的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為的影響最大[23]。劉全和柏杰研究認(rèn)為教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為包括2種類型：1）是以執(zhí)行任務(wù)為主的方式，這種領(lǐng)導(dǎo)方式的特征是把任務(wù)明確化，提出具體的要求并運(yùn)用專門的知識對成員的工作效果進(jìn)行評價(jià)，把成員的注意力引向目標(biāo)實(shí)現(xiàn)上；2）是以維持團(tuán)隊(duì)關(guān)系為主的領(lǐng)導(dǎo)方式，這種領(lǐng)導(dǎo)方式的特征是注意強(qiáng)化和維持團(tuán)隊(duì)和諧的人際關(guān)系，尊重成員的意見，加強(qiáng)交流與理解，調(diào)解糾紛，減少沖突，促進(jìn)成員的自主性，增加成員間的相互作用等[24]。蔡端偉研究發(fā)現(xiàn)教練領(lǐng)導(dǎo)行為通過激勵氛圍影響運(yùn)動員的動機(jī)內(nèi)化，教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為正向影響其激勵氛圍的創(chuàng)建，而運(yùn)動員對于激勵氛圍的感知、解讀、轉(zhuǎn)譯不僅影響教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的效能，也影響運(yùn)動員動機(jī)內(nèi)化，運(yùn)動員對教練領(lǐng)導(dǎo)行為的感知通過激勵氛圍的解讀進(jìn)而使自己的團(tuán)隊(duì)效能得以提升[25]。

本研究結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)效能之間起中介作用。翟文娟[10]在2016年研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊(duì)績效之間具有中介作用。張立明[26]研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為對授權(quán)行為具有積極的影響，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)對團(tuán)隊(duì)績效具有顯著正向，團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)受團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)的決策參與、信息共享以及幫助指導(dǎo)行為的影響對團(tuán)隊(duì)效能具有明顯的提升作用。孫春玲等[27]通過元分析的方式對影響團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)的前因變量和結(jié)果變量進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為是前因變量中最為重要的領(lǐng)導(dǎo)類變量，而團(tuán)隊(duì)效能則可以代表結(jié)果類變量中績效和情感反應(yīng)2個(gè)維度。在青少年足球運(yùn)動團(tuán)隊(duì)中，教練員對團(tuán)隊(duì)成員的授權(quán)是將自己的權(quán)利下放給隊(duì)員的過程，使成員具有自主決策的權(quán)利，是一個(gè)動態(tài)變化的過程。團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)是團(tuán)隊(duì)成員集體關(guān)于他們有權(quán)掌控周邊工作環(huán)境并有責(zé)任維系團(tuán)隊(duì)運(yùn)行的共同信念，團(tuán)隊(duì)成員有必須的知識、能力、技能和問題解決方法等來完成團(tuán)隊(duì)中富有意義的工作時(shí)，他們體驗(yàn)到的心理狀態(tài)或心理認(rèn)知的綜合體，是包括工作和團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀相匹配的心理認(rèn)知[27]。教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠有效地提升隊(duì)員間的彼此信任、相互尊重和互相關(guān)心，使隊(duì)員們產(chǎn)生多樣性的被授權(quán)體驗(yàn)，對于青少年足球運(yùn)動員的運(yùn)動成績和合作滿意度具有積極意義。

3 結(jié) 論

校園足球教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為從訓(xùn)練指導(dǎo)行為、社會支持行為和民主行為3個(gè)方面對運(yùn)動員的團(tuán)隊(duì)效能產(chǎn)生積極的影響，高水平的教練員領(lǐng)導(dǎo)能夠顯著提升運(yùn)動員的運(yùn)動成績和相互間的合作滿意度。團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)是校園足球教練員的領(lǐng)導(dǎo)行為與運(yùn)動員團(tuán)隊(duì)效能之間的中介變量，校園足球教練員高水平的領(lǐng)導(dǎo)能夠使運(yùn)動員們在訓(xùn)練、比賽和生活中產(chǎn)出多樣性的被授權(quán)體驗(yàn)，使隊(duì)員的目標(biāo)和價(jià)值觀與團(tuán)隊(duì)一致，進(jìn)而提升運(yùn)動員的團(tuán)隊(duì)效能水平。