基于項目反應理論的運動員組織公民行為量表的修訂及在凝聚力與滿意度中的中介作用

楊尚劍

（上海師范大學 體育學院，上海200234）

組織公民行為（Organizational Citizenship Behavior，OCB）的概念起源于上世紀80年代，是由Organ等人提出來的。他們認為組織公民行為指的是組織內個體做出的一種自覺性行為，雖然不是被作為一種獎勵機制提出來的職務內行為，但是它卻能扮演“潤滑劑”的角色，從而有效地減少組織內各“組件”間的相互摩擦，促進整個組織的運轉。具體而言，其作用表現(xiàn)在以下5個方面：1）組織公民行為是一種自愿合作行為，能自覺維護整個組織的正常運行，從而可減少由于維持組織正常運行而被占用的稀缺資源數(shù)量，即減少對稀缺資源的占用；2）能使組織所擁有的資源擺脫束縛，投入于各種生產(chǎn)活動之中；3）能促進同事和管理人員生產(chǎn)效率的提高；4）能有效協(xié)調團隊成員和工作群體之間的活動；5）能增強組織吸引和留住優(yōu)秀人才的能力［1］。后來組織公民行為逐漸成為組織行為學領域的一個重要概念。2008年，Aoyagi等人以281名大學生運動員為研究對象，對Podsakoff［2］編制的組織公民行為量表進行了修訂，從而將其引入到運動領域。他們認為運動員的組織公民行為蘊含著兩方面的涵義：一是這種行為是運動員的自覺行為而非硬性規(guī)定，二是這種行為看似微小但累加起來卻能有效促進運動隊績效［3］。

Organ等人認為組織公民行為的概念由5個維度組成：幫助他人、責任感、運動員精神、出于好意以及公民道德［4］。后來Podsakoff等人又進一步將其發(fā)展為7個維度：幫助他人、順從組織、運動員精神、公民道德、工作主動、組織忠誠以及自我發(fā)展［5］。Aoyagi引入到體育領域的運動員組織公民行為包含幫助行為、運動員精神和公民道德3個維度。

自2008年組織公民行為的概念進入運動領域以來，逐漸受到越來越多的國外學者的關注與重視，認為它對提高運動隊運轉效率以及球隊的整體表現(xiàn)具有重要的作用［6-7］。同時，青少年時期是人格形成的關鍵時期，青少年組織公民行為的做出，有利于發(fā)展群體中良好的同伴關系，促進積極情感體驗的獲得，對發(fā)展青少年的人格至關重要［8］。然而國內對于運動員組織公民行為的研究還比較薄弱，也缺乏相關的測量工具。因此，鑒于組織公民行為對于運動隊的重要作用，以及對青少年人格發(fā)展的重要影響，本研究將以Farh等人的組織公民行為量表為藍本，在我國運動員情境下進行修訂，以期為今后我國運動員組織公民行為的相關研究提供有力工具。

以往對于量表的修訂，大多是基于經(jīng)典測量理論（CTT）。該理論具有其獨特的自身優(yōu)勢，但是也存在過于依賴樣本、被試能力和項目難度指標含義不統(tǒng)一、測量誤差估計不準確等局限性，而近些年發(fā)展起來的項目反應理論（IRT）能夠很好地彌補CTT的這些不足［9］。戴儉慧等指出多種理論的優(yōu)化綜合使用，是體育科學的量表編制深入發(fā)展的標志和趨勢［10］。本研究正是將基于經(jīng)典測量理論的信效度檢驗和基于項目反應理論的項目分析綜合使用，來對量表進行修訂。

Aoyagi等對運動員組織公民行為的前因變量研究顯示，凝聚力是前因變量之一，而運動員滿意度則對組織公民行為影響不顯著［3］。但是近期的研究表明運動員的滿意度可以作為組織公民行為的結果變量［11］，同時又有研究指出運動員滿意度是運動隊凝聚力的結果變量［12］，符合中介變量檢驗的研究假設。那么，運動員的組織公民行為是否在凝聚力與滿意度的關系中起到中介作用呢？本研究將通過實證研究驗證該假設。綜上所述，本研究的目的，一是修訂運動員組織公民行為量表，二是檢驗其在凝聚力與滿意度關系中的中介作用。

1 研究對象與方法

1．1 研究對象

以運動員組織公民行為、凝聚力及滿意度為研究對象，以國家高水平體育后備人才基地的426名青少年運動員為調查對象。其中男運動員315名、女運動員111名，年齡12～16歲（M+SD＝14．1+1．3），運動項目包括籃球、足球、曲棍球、乒乓球、羽毛球、排球等。

1．2 研究方法

1．2．1 問卷調查法

1．2．1．1 運動員組織公民行為量表 Farh等人根據(jù)Organ的理論架構，定義了華人背景下的組織公民行為，包含組織認同、幫助他人、責任感、人際和諧以及保護組織資源5個因子，其中組織認同、幫助他人以及人際和諧3個因子各包含4個條目，責任感包含5個條目，保護組織資源有3個條目，共20個條目，各個因子的克隆巴赫α系數(shù)分別是0．87、0．87、0，82、0．86和0．81［13］。本研究采用往返翻譯的方法，將原量表翻譯成中文，并結合我國運動員情境，用運動專業(yè)的語言進行描述。考慮到青少年運動員的年齡特點，問卷難度不宜過難，因此本研究將原7點量表改為5點量表，1代表完全不同意，5代表完全同意。此外，本研究將所有反向計分題改為正向描述，原因在于一是為了降低測驗難度以適應青少年的年齡特點，二是由于反向計分題有可能會影響到區(qū)分度參數(shù)a的取值，造成較大誤差［14］。本研究將修訂后的OCB命名為“運動員組織公民行為量表（AOCB）”。

調查分為預調查和正式調查。兩種調查都是在征得教練員同意后在訓練場地上進行的，現(xiàn)場填完問卷即收回。預調查共發(fā)放問卷102份，全部回收，其中有效問卷97份，有效率95．1%。預調查結果發(fā)現(xiàn)運動員組織公民行為初始量表具有較好的信效度，其內部一致性系數(shù)為0．77，5個因子共解釋了56．69%的總變異。間隔兩周后進行正式調查。正式調查發(fā)放問卷468份并全部收回，有效問卷426份，有效率91．0%。兩周后58名運動員再次填寫了問卷，以檢驗問卷的重測信度。

1．2．1．2 群體環(huán)境問卷 本研究對凝聚力的測量，采用馬紅宇修訂的群體環(huán)境問卷［15］。該問卷包含群體任務吸引（ATG-T）、群體社交吸引（ATG-S）、群體任務一致性（GI-T）、群體社交一致性（GI-S）4個分量表，共15個條目。各個分量表的α系數(shù)分別為0．71、0．72、0．82和0．78。本研究得到的4個分量表的α系數(shù)分別是0．78、0．76、0．86和0．82。因本研究的調查對象為青少年運動員，因此采用張力為等的建議，將原李克特7級量表改為5級。

1．2．1．3 運動員滿意度問卷 本研究對運動員滿意度的測量，采用的是Riemer和Chelladurai［16］編制的運動員滿意度問卷（Athlete Satisfaction Questionnaire，ASQ）中的反映結果的兩個分量表，即運動員對個人表現(xiàn)（individual performance）的滿意度和對球隊表現(xiàn)（team performance）的滿意度（簡稱“個人表現(xiàn)”和“球隊表現(xiàn)”），這兩個分量表都各自包含3個條目，Riemer等人報告的兩個分量表的克隆巴赫α系數(shù)分別為0．85和0．95。本研究得到的兩個分量表的克隆巴赫α系數(shù)分別為0．79和0．80，采用李克特5點量表法測量。

1．2．2 數(shù)理統(tǒng)計法

本研究采用MULTILOG 7．03統(tǒng)計軟件對量表條目進行參數(shù)分析，對條目進行篩選，采用AMOS 22．0軟件進行結構方程分析，檢驗量表的結構效度以及相關變量之間的關系，采用SPSS 22．0進行主成分分析和相關分析。

2 研究結果

2．1 運動員組織公民行為量表的修訂結果

2．1．1 基于項目反應理論的單維性強假設檢驗

一階單維性假設是項目反應理論的幾個強假設之一，它要求被測量的測驗結果只取決于一種能力，其他能力的影響都是可以忽略的［17］。其檢驗結果是這樣實現(xiàn)的：如果SPSS主成份分析結果顯示第一因子的特征根值是第二因子特征根值的3倍以上，則表明該量表具有單維性［18］。運動員組織公民行為初始量表旋轉后的因子解碎石圖如圖1所示。

經(jīng)檢驗，運動員組織公民行為初始量表旋轉后的第一因子特征根值是5．593、第二因子的特征根值是1．652，二者之比為3．386。從圖1也可以看出碎石圖第一因子的拐點非常明顯，因此可以判斷該量表符合項目反應理論單維性強假設。

圖1 初始量表碎石圖

2．1．2 基于項目反應理論的項目分析

常用的項目反應理論模型有3個，即單參數(shù)、雙參數(shù)以及三參數(shù)Logistic模型，本研究使用的是雙參數(shù)Logistic模型。進行項目參數(shù)的條件估計時，目前比較常用的方法是基于邊際分布的極大似然估計法（MMLE），本研究也是采用此法對各項目的區(qū)分度參數(shù)a、難度參數(shù)b以及各個項目的最大信息函數(shù)峰值（Imax）進行估計，并以此為依據(jù)進行項目篩選。初始量表各項目參數(shù)如表1所示。

表1 初始量表各項目參數(shù)

綜合Du Toit［19］、楊業(yè)兵、臧運洪［20］等的建議，本研究將區(qū)分度參數(shù)a小于0．3或大于3的項目、難度參數(shù)b小于-4或大于4的項目以及最大信息函數(shù)峰值（Imax）小于0．2的項目刪除。從表1可以看出題目4、8、16、17、18、19、20均有指標不符合標準，因此將其刪除。

2．1．3 驗證性因子分析

經(jīng)項目反應理論進行條目篩選以后，為了檢驗剩下條目的內部結構是否合理、穩(wěn)定，本研究使用AMOS 22．0軟件，通過結構方程建模的方式對剩余條目進行擬合，擬合結果如圖2所示。

圖2 運動員組織公民行為二階四因子結構

圖2顯示剩余的13個條目凝聚到了4個因子當中去，本研究將這4個因子分別命名為“運動隊認同”“幫助隊友”“責任感”以及“人際和諧”。整個模型的各項擬合指標如表2所示。

表2 運動員組織公民行為二階四因子模型擬合指數(shù)

從表2我們可以看出，修訂后的運動員組織公民行為量表的二階四因子模型各項擬合指數(shù)分值均高于臨界值，表明該量表具有較好的結構效度。

2．1．4 信度分析

本研究使用克隆巴赫α系數(shù)和重測系數(shù)兩個指標對修訂后的運動員組織公民行為量表進行信度分析，結果如表3所示。

表3 運動員組織公民行為量表的信度指標

表3顯示修訂后的運動員組織公民行為量表的α系數(shù)以及4個維度分別的α系數(shù)均達到了0．7以上的標準，表明該量表的內部一致性程度較高；同時修訂后的運動員組織公民行為量表總的重測系數(shù)以及4個維度分別的重測系數(shù)也均達到非常顯著水平（P＜0．001），表明該量表具有較高的穩(wěn)定性。

2．2 運動員組織公民行為與凝聚力和滿意度的關系

2．2．1 共同方法偏差的控制

本研究采用程序控制和統(tǒng)計控制兩種手段來控制研究的共同方法偏差。對于程序控制，本研究在嚴格設計量表條目的基礎上，把各個變量放在問卷的不同部分進行測量，并通過指導語說明每個部分不同的測量內容、計分規(guī)則以及匿名填寫。同時將組織公民行為問卷和凝聚力、滿意度問卷分時間段填寫，當中間隔兩天，做到在程序上控制共同方法偏差。對于統(tǒng)計控制，本研究采用的方法是Podsakoff［22］等的Harman單因素檢驗，即對整個問卷進行探索性因子分析，檢驗未旋轉因子的析出結果。結果顯示共析出了3個特征根大于1的公因子，第一個公因子共解釋了18．4%的變異，主要是有關團隊凝聚力的測題，不符合Harman單因素檢驗“只析出1個因子或者某個因子解釋力特別大”的共同方法偏差特征，因此可以判斷本研究數(shù)據(jù)受共同方法偏差的影響較小。

2．2．2 描述性統(tǒng)計結果

對各變量進行描述性統(tǒng)計分析，各變量的平均數(shù)、標準差相關系數(shù)值如表4所示。

從表4可以看出，凝聚力、組織公民行為以及運動員滿意度各變量的平均數(shù)均大于3，表明我國運動員感知到較高的團隊凝聚力，能夠表現(xiàn)出較好的組織公民行為，對自己的表現(xiàn)以及球隊的表現(xiàn)也都比較滿意。相關分析結果顯示各變量之間均呈現(xiàn)高度正相關。

2．2．3 凝聚力、組織公民行為和滿意度之間關系的結構方程擬合結果

本研究數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，故采用極大似然法估計各路徑系數(shù)值。整個模型的基本適配指數(shù)分別為：χ2＝31．523，χ2／DF ＝2．416，GFI＝0．937，AGFI＝0．925，NFI＝0．960，RFI＝0．921，IFI＝0．969，RMSEA＝0．057?？梢钥闯龈髦笜司_到模型適配的標準（參考標準依據(jù)吳明隆，2010），表明該模型擬合程度良好。三者關系的整體擬合結果如圖3所示。

表4 各變量描述性統(tǒng)計結果

圖3 凝聚力、組織公民行為和滿意度之間關系的整體擬合模型

從圖3可以看出，團隊凝聚力通過組織公民行為對滿意度影響的間接效果值為0．35（0．58×0．61），遠大于其對運動員滿意度影響的直接效果值0．19，說明團隊凝聚力對運動員滿意度影響的直接效應不是主要的，其影響主要是通過運動員的組織公民行為而間接實現(xiàn)的，這表明運動員的組織公民行為在團隊凝聚力與運動員滿意度之間起到完全中介的作用。

3 討論

3．1 運動員組織公民行為量表的項目分析

本研究使用項目反應理論對初始量表進行項目分析。初始量表的區(qū)分度a的取值范圍在0．11至2．39之間，均值為0．761，而修訂后的運動員組織公民行為量表的區(qū)分度a的取值范圍在0．55至2．37之間，均值為1．443。修訂后的運動員組織公民行為量表區(qū)分度a的取值范圍小于初始量表，范圍縮小可以使得受測人員水平更好地集中在有代表性的區(qū)間范圍。修訂后的運動員組織公民行為量表區(qū)分度a平均值要比初始量表的區(qū)分度a的均值大，由于區(qū)分度a的平方與項目最大信息函數(shù)峰值成正比，因此表明修訂后量表的各項目對總信息量的平均貢獻值比初始量表要大。

初始量表的難度b取值范圍在-11．09至8．48之間，在難度上的變化幅度較大，超過了±4的正常取值范圍，且有的項目難度系數(shù)增減混亂。而修訂后的運動員組織公民行為量表難度b值的取值范圍為-3．56至3．62之間，取值范圍合理，每個項目的難度等級均呈單調遞增趨勢，說明修訂后的運動員組織公民行為量表項目難度分級較為合理。整個量表的難度和區(qū)分度也可以從各題項的項目特征曲線上反映出來（圖4）。

從圖4可以看出，各個題項的難度和區(qū)分度比較合理，沒有出現(xiàn)特別的聚集、扎堆現(xiàn)象，表明各個題項能夠較準確地測試出不同受試者的反應程度。

一般情況下，信息量達到25時，測驗質量良好；25～16時，測驗有待改進；低于16時，測驗較差［23］。初始量表各項目信息函數(shù)峰值范圍在0．020至2．899之間，總信息量為16．930，修訂后的運動員組織公民行為量表各項目的信息函數(shù)峰值范圍為0．226至2．477，總信息量16．451。修訂前后的量表總信息量均達到了16的臨界值。通常來說，量表的項目數(shù)越多，其信息量就越大，修訂后的運動員組織公民行為量表項目數(shù)減少了7個，雖然總信息量比初始量表略有減少，但是每個項目對于總信息量的平均貢獻率卻要大于初始量表，說明修訂后的運動員組織公民行為量表能夠較準確地反映測量內容，并且整個量表更加精煉，可以縮小測驗時間。

3．2 運動員組織公民行為量表的效度和信度檢驗

使用項目反應理論將初始量表的項目進行篩選后，初始量表的“保護組織資源”維度被完全剔除，而剩余4個維度雖然題目數(shù)量有所減少，但結構并沒有發(fā)生變化，這表明“保護組織資源”維度并不適合我國運動員情境。究其原因，是由于我國的運動員扮演著運動員和學生的雙重角色，再加上運動隊相對嚴格的管理制度，因此很少會出現(xiàn)運動員“侵占組織資源”的情況。剩下的四因子模型擬合度較高，表明“運動隊認同”“幫助隊友”“責任感”“人際和諧”4個因子能夠較好地反映出運動員的組織公民行為，量表結構效度良好。

圖4 運動員組織公民行為量表項目特征曲線圖

運動員組織公民行為量表的內部一致性信度系數(shù)和重測信度系數(shù)分別為0．817和0．808，均達到非常顯著性水平，表明該量表擁有較高的信度。另外，依據(jù)項目反應理論，信息量是反映量表信度的可靠指標，并且信息量能夠把信度具體到量表的每一個項目，因此更加可靠［9］。從項目分析所得到的信息函數(shù)指標來看，也能夠說明該量表具有較好的信度。

3．3 運動員組織公民行為在凝聚力與滿意度關系中的中介作用

以往的研究大都是將運動員凝聚力、滿意度以及組織公民行為作為運動隊績效即結果變量進行考量的。本研究揭示了三者之間關系，發(fā)現(xiàn)運動員組織公民行為在團隊凝聚力與運動員滿意度的關系中起到中介作用，這表明運動員所產(chǎn)生的較高滿意度，不是由其感知的較高的團隊凝聚力直接引起的，而是通過團隊的凝聚力使運動員產(chǎn)生一種自覺的“角色外”行為，即運動員的組織公民行為，進而使得運動員對自身以及運動隊整體產(chǎn)生一種滿意感。

十八大以來，黨中央多次提出要提升群眾的獲得感和滿意度，運動員群體的獲得感和滿意度問題也成為擺在我們面前的嶄新課題。該研究結果不僅有助于揭示運動隊績效評價中的“黑箱”困惑，為運動隊的管理實踐提供有益參考，而且能夠為提升運動員的獲得感和滿意度提供一定的理論支撐。

4 結論

本研究運用項目反應理論和結構方程模型對運動員組織公民行為量表進行了初步修訂，將組織行為學中的“組織公民行為”的概念引入到我國的運動領域，發(fā)現(xiàn)運動員組織公民行為量表由4個因子共13個條目組成，該量表的區(qū)分度a和難度b取值范圍合理，能夠鑒別不同受試者的反應程度，同時該量表擁有較好的信度和效度，可以作為測量我國運動員組織公民行為的有效工具。

團隊擁有較高的凝聚力可以提高運動員對自身以及運動隊的滿意度，但是影響的路徑是通過提高運動員的組織公民行為而間接實現(xiàn)的，即運動員的組織公民行為在團隊凝聚力與運動員滿意度的關系中起到完全中介的作用。