教練員領導行為對運動員自我決定動機的影響：一個有調節(jié)的中介作用

摘 要：為探討運動員感知的教練員領導行為（以下簡稱“教練員領導行為”）對自我決定動機的影響作用，以及自我效能感與核心自我評價在其中可能起到的中介與調節(jié)效應，采用運動領導行為量表、運動行為調節(jié)問卷、運動員自我效能感量表以及核心自我評價量表對411名現(xiàn)役運動員進行調查。結果表明：1）教練員民主行為、專制行為、社會支持行為、獎勵行為均與自我決定動機呈顯著相關;2）自我效能感分別在教練員民主行為、專制行為、社會支持行為與自我決定動機之間起到完全或部分中介作用;3）核心自我評價在以教練員專制行為和社會支持行為為自變量的中介模型中起調節(jié)作用。

關鍵詞：自我決定動機;教練員領導行為;自我效能感;核心自我評價

中圖分類號：804.87? 文獻標識碼：A? 文章編號：1009-9840（2021）06-0036-08

Effect of coaches' leadership behavior on athletes' self-determination motivation： A moderating mediator

LI Qingqing

（Jiangsu Research Institute of Sport Science， Nanjing 210033， Jiangsu， China）

Abstract：The main purpose of this research was to explore the influence of athletes’ perceived coach leadership behaviors （hereinafter referred to as ‘coach leadership behaviors’） on self-determined motivation. Meanwhile， the hypothesized mediation effects of self-efficacy， and the proposed moderation effects of core self-evaluation were examined. 411 Chinese active athletes were recruited to complete the Leadership Scale for Sport （LSS）， including Behaovior Regulation in Sport Questionnaire （BRSQ）， Athletes’ Self-efficacy Scale （ASS） and Core Self-evaluation Scale （CSS）. The results showed that 1） The democratic behavior， autocratic behavior， social support behavior， and reward behavior of coaches positively predict athletes’ self-determined motivation. 2） Self-efficacy plays a completely or partially mediating role between democratic behavior， autocratic behavior， social support behavior and self-determined motivation respectively. 3） Core self-evaluation plays a moderating role in the mediation model with autocratic behavior and social support behavior as independent variables.

Key words：self-determined motivation; coaches’ leadership behavior; self-efficacy; core self-evaluation

收稿日期：2021-05-09

作者簡介：李清清（1994- ），女，江蘇南通人，碩士，研究實習員，研究方向運動心理學。

運動動機是直接推動運動員從事體育運動的動力，不僅幫助深入理解運動員努力訓練或退出訓練的行為，而且有助于激發(fā)和鼓勵運動員認真訓練或繼續(xù)訓練[1]。多年來，研究者們對動機進行深入探討，形成了各種不同的理論，其中自我決定理論一直備受學術界與實踐界的關注[2]。教練員領導行為作為影響運動員運動動機的一個重要因素，相關研究在國內外也得到一定的討論和研究[3-4]，但是對基于自我決定理論的自我決定動機的影響研究仍相對缺乏。鑒于中國集體主義與西方個人主義文化背景的差異，中國運動員的自我決定動機及其影響因素與西方運動員相比可能存在不同。中國教練員對國內運動員的自我決定動機的影響也可能存在著不同于西方的特征與規(guī)律，因此，對這一課題的展開研究顯然具有一定的價值與意義。本研究旨在從運動員的角度，探討其感知的教練員領導行為對自我決定動機的影響，并探究自我效能感與核心自我評價在其中所起到的作用。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 運動員自我決定動機與教練員領導行為的關系

自我決定理論（self-determination theory）最早由Deci等人提出，他們認為動機不是簡單的內、外部二元劃分，而是基于自我決定程度的一個連續(xù)體，即根據(jù)個體對所從事活動的外部規(guī)則與價值的內化程度差異，將動機劃分為去動機、外部動機、內部動機3種[5]。首先，去動機指個體缺少從事某項活動的意愿[2]。其次，外部動機指個體為了獲得外部獎勵而從事某項活動[6]?；趦然潭?，外部動機又可劃分為外部調節(jié)（external regulation）、內攝調節(jié)（introjected regulation）、認同調節(jié)（indentified regulation）和整合調節(jié)（integrated regulation）。外部調節(jié)指個體表現(xiàn)出來的某種行為是為滿足外部的需要，即獲得獎勵或避免懲罰，如運動員努力訓練可能是為避免被教練員批評。內攝調節(jié)指個體吸收外部規(guī)則，但并不完全接受外部規(guī)則，做出的某行為只是為提高自尊，如某些運動隊設置的“冠軍灶”就餐規(guī)則便給運動員提供了較強的能力認可信息，因此部分內化該規(guī)則可幫助提高運動員的自尊水平。認同調節(jié)指個體認同所從事活動的價值，并認為該活動是重要的，如運動員認可自己所從事的運動項目，且認為該項目帶給自己很多益處。整合調節(jié)代表外部動機中自我決定程度最高的行為調節(jié)方式，指個體將所從事的活動與自身需要完全整合，如運動員將所從事的運動項目作為自己不可缺少的部分便是整合調節(jié)[6]。最后，內部動機指個體從事某項活動是為了活動本身的樂趣，代表最高層次的自我決定程度。如運動員因為興趣而從事競技體育便是出于內部動機。概言之，自我決定動機反映運動員對所從事運動項目的自我卷入程度或自主性程度的高低。

基于自我決定理論，Vallerland和Losier提出社會因素和心理中介是推動運動動機、導致某一結果的決定性因素[7-8]。由于社會因素對個體的運動動機影響較強，一直以來受到許多運動心理學家的高度重視。有研究甚至認為教練員領導行為代表著最普遍的社會性因素[9]。教練員領導行為是教練員與運動員之間的心理關系，是人與人、人與訓練和競賽、人與目標實現(xiàn)關系中的表現(xiàn)形式，因此把教練員通過自己的活動對運動員施加影響，實現(xiàn)某種目標過程中所表現(xiàn)出來的各種行為稱為教練員領導行為[10]。國內外的相關研究表明，教練員的領導行為對運動員的影響可通過運動員的評價進行有效測量[11]。由此，本研究將從運動員的角度探討“被運動員感知的教練員領導行為”（以下簡稱“教練員領導行為”），而非教練員的實際領導行為。

Chelladurai和Saleh將教練員領導行為分為五類：訓練指導行為、民主行為、專制行為、社會支持行為和積極反饋行為[12]。這一分類方式也在前人研究中得到大量應用。運動員感知的教練員領導行為對運動員運動動機的影響在已有研究中得到一定程度的驗證。有研究以湖南省部分大學生運動員為被試，探究教練員領導行為與運動動機之間的關系，結果顯示，教練員領導行為能通過運動員的自主需要間接預測運動動機[13]。還有研究以排球運動員為被試，同樣發(fā)現(xiàn)教練員領導行為可以通過激勵氛圍影響運動員的運動動機[14]。雖然相關研究較少基于自我決定理論探討教練員領導行為對運動動機自我決定程度的影響，但是已有研究表明，教練員領導行為與運動員的運動動機之間確實存在密切關系，因此進一步探究教練員領導行為對自我決定動機的影響有其可行性與必要性。鑒于此，本文提出假設1：教練員領導行為可以正向或負向預測運動員自我決定動機。

1.2 自我效能感的中介作用

自我效能感（Self-efficacy）是美國心理學家班杜拉（Albert Bandura）于1977年提出的重要概念，指個體在進行某種活動前，對自己是否有能力完成該活動的預期判斷[15]。一方面，教練員領導行為會對運動員自我效能感產(chǎn)生影響。班杜拉認為影響自我效能感形成的前置因素主要包括：成敗經(jīng)驗、他人示范、社會勸說、情緒與生理喚醒[15-16]。成敗經(jīng)驗指個體以往的成功經(jīng)驗會幫助提升自我效能感，反之失敗經(jīng)驗則會降低自我效能感。他人示范又稱替代性經(jīng)驗，指那些社會“模范”所提供的替代性經(jīng)驗，換言之，若個體看到與自己相似的人通過持續(xù)的努力獲得成功，他們便會相信自己也有能力成功。社會勸說指，當人們被勸說他們擁有完成任務和工作的能力時，他們更有可能投入更多的努力和毅力堅持下來。情緒與生理喚醒指個體的情緒與生理狀態(tài)會影響個體的自我效能感形成，例如，有研究認為積極的情緒狀態(tài)可以增強自我效能感，消極的情緒狀態(tài)則可能削弱自我效能感[17]。中國的運動員一直處于相對強調教練員權威的文化環(huán)境中，運動員各種行為容易受到教練員領導行為的影響[11]。有研究表明，教練員領導行為分別在這四種前置因素中起到關鍵性的作用[18]，也即，教練員領導行為會通過前置因素影響運動員的自我效能感。進一步的實證研究發(fā)現(xiàn)，教練員的專制行為會降低運動員的自我效能感，而諸如訓練指導行為、民主行為、社會支持行為和積極反饋行為則可以提升運動員的自我效能感[19-21]。

另一方面，運動員的自我效能感會影響自我決定動機。班杜拉認為，除非人們相信他們能夠通過自己的行動獲得期望的結果并避免消極的后果，否則在面對困難時他們沒有任何動力去努力或持之以恒[22]。換言之，當運動員感覺自己在訓練、比賽中有較高的自我效能感時，從事該項運動的動力與意愿會提升;反之，當認為自己在訓練、比賽上的自我效能感較低時，則從事該項運動的動力與意愿下降。已有研究發(fā)現(xiàn)，運動員自我效能感與內部動機存在顯著正相關[23]。即，運動員的自我效能感越高，其運動動機的自我卷入程度也越高。由此推測，運動員自我效能感對自我決定動機有預測作用。

此外，社會認知理論強調自我效能感是連接外在社會因素與個體行為的關鍵變量[24]，其中教練員領導行為與自我決定動機可分別代表運動員團體中的社會因素與個體行為。綜合以上分析，本文提出研究假設2：運動員自我效能感在教練員領導行為與自我決定動機之間起中介作用。

1.3 核心自我評價的調節(jié)作用

生態(tài)系統(tǒng)理論認為，個體發(fā)展是個體與環(huán)境交互作用的結果[25]。不難理解，即使處于相同或類似環(huán)境的個體，由于個體之間存在的差異也會導致出現(xiàn)不同的行為表現(xiàn)。教練員領導行為作為運動員所面對的最為普遍性的社會性因素，其對運動員自我效能感的影響可能會受到運動員自身人格特點的影響，如核心自我評價（core self-evaluation）。核心自我評價近年來已被眾多研究者認為是一種重要的人格特質，指的是個體對自身能力和價值所持有的最基本的評價，它可以潛意識地影響個體對自己、對外在世界以及對他人的評價和估計[26]。已有研究發(fā)現(xiàn)，核心自我評價水平較高的人對自己的能力更有把握，因此會產(chǎn)生更高的自我效能感[27]。雖然教練員的反饋信息會影響運動員的自我效能感，但運動員自身對教練員、任務難度以及成敗等客觀評價可能會削弱客觀因素的影響程度。因此，本文提出研究假設3：運動員的核心自我評價能夠調節(jié)教練員領導行為與自我效能感。綜上所述，研究的假設模型如圖1所示。

2 研究方法

2.1 被試

本研究以專業(yè)運動員為被試，共計發(fā)放460份問卷，回收有效問卷411份，有效回收率達89.3%。被試所在地域涵蓋江蘇省、湖南省、湖北省與廣東省;年齡為18～30周歲（23.4±2.71）;其中男性運動員216人，女性運動員195人;健將運動員41人，一級運動員214人，二級運動員131人，三級運動員25名;平均訓練年限為6.65±1.85;從事的運動項目涵蓋摔跤、田徑、網(wǎng)球、籃球、排球、體操等14種。

2.2 研究工具

2.2.1 教練員領導行為

運動員感知的教練員領導行為使用經(jīng)過修訂的知覺版運動領導行為量表（The Leadership Scale for Sports， LSS）進行測量。該量表由Chelladurai等人于1978年編制[28]，共有25個條目，5個分量表，分別由被試對教練員的訓練指導行為、民主行為、專制行為、社會支持行為和積極反饋行為5個方面采用Likert式5點評分法進行評估。LSS已被廣泛用于測量運動員對教練員特有領導行為的知覺，且以往研究證明該量表具有良好的信效度[11]。在本研究中該量表5個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.71，0.74，0.64，0.82和0.84，除專制行為維度的信度稍低外，其余4個維度的信度均達到較好水平。5個維度的KMO值分別為0.79，0.74，0.62，0.63，0.83，說明在本研究中LSS具備良好的效度。

2.2.2 自我決定動機

本研究采用Lonsadale、Hodge和Rose編制的運動行為調節(jié)問卷（Behavior Regulation in Sport Questionnaire，BRSQ）測定運動員在運動情境中的自主性程度，該問卷共有6個維度：內部動機、整合調節(jié)、認同調節(jié)、內攝調節(jié)、外部調節(jié)、無動機，每個維度由4個條目組成，采用Likert式7點計分。以往研究表明，該問卷具有良好的信效度[6，29]。本研究對BRSQ進行了信度檢驗，6個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.81，0.84，0.76，0.79，0.74，0.70;KMO值分別為0.77，0.72，0.76，0.79，0.81，0.64。本研究中，BRSQ具備良好的信效度。

在自我決定指數(shù)（Self-Determination Index，SDI）方面，本研究借鑒孫國曉、張力為等學者關于自我決定指數(shù)的計算方法[6]：SDI=2*內部動機+1*整合調節(jié)+1*認同調解-1*內攝調節(jié)-1*外部調節(jié)-2*無動機。SDI得分越高表示動機的自我決定程度越高。本研究中，SDI的內部一致性系數(shù)為0.81。

2.2.3 自我效能感

本研究采用魏萍等人編制的運動員自我效能感量表[30]作為自我效能感的測量工具。該量表共計15題，包括訓練自我效能感和比賽自我效能感2個分量表，采用Likert式5點量表進行評定。以往研究顯示，該量表在運動員群體的應用中具有良好的信效度[31]?？偭勘?、訓練自我效能感和比賽自我效能感分量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.83，0.91，0.89;KMO值分別為0.78，0.84，0.82。因此，該量表在本研究中具有較好的信效度。

2.2.4 核心自我評價

本研究采用杜建政等[32]對Judge等編制的核心自我評價量表（Core Self-evaluation Scale）[33]的中文修訂版測量運動員的核心自我評價。修訂后該量表由10個題目組成，采用Likert式5點量表進行評定，其中2，3，5，7，8，10項目為反向計分，量表得分越高表示核心自我評價水平越高。以往研究證實，該量表在中國和日本等東方國家都具有良好的信效度[34]。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91，KMO值為0.88。因此，該量表在本研究中具備較好的信效度。

2.3 數(shù)據(jù)分析

本研究采用SPSS 20.0對問卷數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、相關分析、信度檢驗以及效度檢驗;采用Hayes編制的Process組件對數(shù)據(jù)進行中介效應與有調節(jié)的中介效應的檢驗。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究的數(shù)據(jù)均采用問卷收集獲得，雖然在數(shù)據(jù)收集過程中采用了匿名、部分項目反向等措施進行了程序控制[35]，但仍可能存在共同方法偏差。因此本研究采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，7個因子特征根大于1，最大因子方差解釋率為18.3%（小于40%），故本研究不存在嚴重共同方法偏差。

3.2 描述性分析

表1呈現(xiàn)了各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)。相關分析表明，運動員自我決定動機除與教練員訓練指導行為沒有顯著相關外，與教練員領導行為的其他4個維度均存在顯著相關。具體如表1所示：運動員自我決定動機與教練員民主行為呈顯著正相關（r=0.34，P<0.01）;與教練員專制行為呈顯著負相關（r=-0.63，P<0.001）;與教練員社會支持行為呈顯著正相關（r=0.40，P<0.01）;與教練員獎勵行為呈顯著正相關（r=0.37，P<0.01）。此外，運動員自我決定動機分別也與自我效能感（r=0.61，P<0.001）、核心自我評價（r=0.70，P<0.001）呈現(xiàn)顯著正相關。

運動員自我效能感除與教練員獎勵行為沒有相關外，與教練員領導行為的其他4個維度均存在顯著相關。具體如表1所示：運動員自我效能感與教練員訓練指導行為呈顯著正相關（r=0.32，P<0.05）;與教練員民主行為呈顯著正相關（r=0.28，P<0.05）;與教練員專制行為呈顯著負相關（r=-0.35，P<0.01），與教練員社會支持行為呈顯著正相關（r=0.30，P<0.05）。此外，運動員自我效能感與核心自我評價呈現(xiàn)顯著正相關關系（r=0.58，P<0.001）。

運動員核心自我評價與教練員領導行為的5個維度均呈現(xiàn)顯著相關。具體如表1所示：運動員核心自我評價與教練員訓練指導行為呈現(xiàn)顯著正相關（r=0.36，P<0.01）;與教練員民主行為呈現(xiàn)顯著正相關（r=0.55，P<0.001）;與教練員專制行為呈現(xiàn)顯著負相關（r=-0.55，P<0.001）;與教練員社會支持行為呈現(xiàn)顯著正相關（r=0.58，P<0.001）;與教練員獎勵行為呈現(xiàn)顯著正相關（r=0.54，P<0.001）。

3.3 模型驗證分析

首先，為了進一步檢驗運動員感知到的教練員領導行為與自我決定動機之間的關系，本研究采用層級回歸進行教練員領導行為對自我決定動機的回歸分析。在控制人口統(tǒng)計學變量（性別、年齡、入隊年限）的基礎上，發(fā)現(xiàn)教練員訓練指導行為對自我決定動機的預測效應不顯著（β=0.15，SE=0.75，r2=0.02，P>0.05）;教練員民主行為預測效應顯著（β=0.34，SE=0.62，r2=0.11，P<0.01）;教練員專制行為預測效應顯著（β=-0.63，SE=0.45，r2=0.40，P<0.001）;教練員社會支持行為預測效應顯著（β=0.40，SE=0.73，r2=0.16，P<0.01）;教練員獎勵行為預測效應顯著（β=0.37，SE=0.68，r2=0.14，P<0.01）。

其次，為了探究運動員自我效能感在感知的教練員領導行為與自我決定動機之間的中介作用，本研究采用Bootstrap法進行中介效應檢驗（Model4）。鑒于教練員訓練指導行為不能顯著預測自我決定動機，因此分別以教練員領導行為的其他4個維度為自變量，以自我決定動機與自我效能感為因變量和中介變量，在控制人口統(tǒng)計學變量的基礎上，進行中介效應檢驗。表2中路徑c表示自變量對因變量的總效應;路徑c’表示自變量對因變量的直接效應;路徑a*b表示自變量通過中介變量作用于因變量的間接效應。若是路徑a*b的間接效應在Bootstrap 95%的置信區(qū)間內不包含0，表示間接效應顯著，也即支持中介效應的存在[11]。由表2可知，第一，教練員民主行為對自我決定動機的直接預測效應不顯著（β=0.18，t=1.70，P>0.05），但間接效應顯著（β=0.16，Boot 95% CI=0.02 to 1.67），即運動員自我效能感在教練員民主行為與自我決定動機之間起到完全中介作用。第二，教練員專制行為對自我決定動機的直接預測效應顯著（β=-0.48，t=-5.15，P<0.001），間接效應也顯著（β=0.15，Boot 95% CI=-1.45 to -0.15），即運動員自我效能感在教練員專制行為與自我決定動機之間起到部分中介作用。第三，教練員社會支持行為對自我決定動機的直接預測效應顯著（β=0.24，t=2.23，P<0.05），間接效應也顯著（β=0.16，Boot 95% CI=0.18 to 1.94），即運動員自我效能感在教練員社會支持行為與自我決定動機之間的起部分中介作用。第四，教練員獎勵行為對自我決定動機的直接預測效應不顯著（β=0.21，t=2.51，P>0.05），間接效應不顯著（β=0.11，Boot 95% CI=-0.19 to 1.53），即運動員自我效能感在教練員獎勵行為與自我決定動機之間不存在中介作用。中介模型圖如圖2所示。

最后，為了探究運動員核心自我評價的調節(jié)效應，本研究在對所有數(shù)據(jù)進行標準化后，使用SPSS的Process組件進行檢驗（Model7）。表3顯示，教練員專制行為與核心自我評價的乘積項對自我效能感有顯著預測作用（β=0.38，t=2.74，P<0.01）;教練員社會支持行為與核心自我評價的乘積項對自我效能感也有顯著預測作用（β=-0.46，t=-3.31，P<0.01），說明核心自我評價分別在以教練員專制行為與教練員社會支持行為為自變量的中介模型中起調節(jié)作用。進一步進行簡單效應分析，結果如圖3、圖4所示。首先，當運動員感知到較低的教練員專制行為時，高、低核心自我評價運動員的自我效能感差異不顯著;當運動員感知到較高的教練員專制行為時，低核心自我評價的運動員的自我效能感顯著低于高核心自我評價的運動員。其次，當運動員感知到較低的教練員社會支持行為時，高核心自我評價的運動員的自我效能感顯著高于低核心自我評價的運動員;運動員感知到較高的教練員社會支持行為時，高核心自我評價的運動員的自我效能感仍高于低核心自我評價的運動員，但差異不顯著。

4 討論

相關分析表明，教練員領導行為在整體上與運動員自我決定動機呈現(xiàn)顯著相關（訓練指導行為除外），除教練員專制行為與運動員自我決定動機呈顯著負相關外，教練員民主行為、社會支持行為與獎勵行為均與運動員的自我決定動機呈現(xiàn)顯著正相關。進一步回歸分析也顯示出相似結果，除教練員訓練指導行為外，教練員領導行為的其他維度均可以顯著正向或負向預測運動員的自我決定動機。因此，本文的研究假設1得到驗證。首先，該結果說明運動員的自我決定動機會受到教練員的影響，支持了以往研究結果[11]。雖然自我決定動機強調動機在自我層面的自主性程度，但是在中國的集體主義文化背景下，個體的自我概念不僅僅包括個體自我，同時還包括與重要他人概念有關的關系自我，即在中國的文化背景下普遍采用“互依型自我”來建構自我概念，認為重要他人也是自我概念的一部分[36]。而對于運動員而言，教練員便是重要他人的存在，也就不難理解教練員的領導行為會對運動員的自我決定動機產(chǎn)生影響。其次，根據(jù)決定系數(shù)可知，專制行為的變異對運動員自我決定動機變異的解釋比率最大。這說明，相比于積極的教練員領導行為（民主行為、社會支持行為與獎勵行為）對運動員自我決定動機的激勵作用，消極的教練員領導行為（專制行為）對運動員自我決定動機的負面影響更大。已有眼動與ERP的相關研究表明，個體對消極線索（面孔、情境等）具有更快的捕捉效率[37-39]，即個體在面對消極信息時會比在面對積極信息時更敏感。質言之，相比教練員積極的領導行為，運動員更易感知到教練員的消極領導行為，即教練員專制行為一旦出現(xiàn)，會更容易影響運動員的自我決定動機，因此教練員專制行為對運動員自我決定動機的解釋比率更高。

中介效應的檢驗結果顯示，運動員自我效能感在教練員民主行為與自我決定動機之間起完全中介作用;在專制行為與自我決定動機之間起部分中介作用;在教練員社會支持行為與自我決定動機之間也起部分中介作用，驗證了本文的研究假設2。相比專制的領導行為，教練員積極的領導行為下所創(chuàng)造的民主友愛的氛圍，能幫助提高運動員的自主意識，如此運動員自我認知能夠完成訓練及比賽任務的能力便會增強。甚至，當教練員繼續(xù)給運動員提供更多的正面反饋時，運動員自我認知自身能夠完成目標的信心還會得到進一步增強，即運動員的自我效能感得到提升。相應地，當運動員的自我效能感增強，其自主想要繼續(xù)訓練、比賽的動機便會顯著提高。反之，若是教練員采用專制型的領導行為，可能就會在一定程度上扼殺運動員的自主意識，進而削弱運動員的自我效能感與自我決定動機。這就提示，教練員在日常的隊伍管理過程中需注意提供相對民主的團隊氛圍，關注運動員的需求，給運動員提供相應的支持，同時應謹慎采用專制型的領導方式，如此才能幫助運動員構建更加自主性的運動動機。

調節(jié)效應檢驗結果表明，核心自我評價分別在專制行為與社會支持行為的中介模型的前半段起調節(jié)作用，本文的研究假設3得到驗證。進一步簡單效應分析的結果顯示，當運動員感知到較高的教練員專制行為與較低的社會支持行為時，其核心自我評價越高，自我效能感越高。這說明當運動員感知到高教練員專制行為與低社會支持行為時，核心自我評價是運動員自我效能感的一個保護因素。一般而言，核心自我評價是一種穩(wěn)定的人格特質，具有積極或高核心自我評價的運動員總是更加自尊和自信，且傾向于用一種積極的方式評價自己，認為自己有能力和價值，并且可以掌控自己的生活[40]。相應地，當該運動員在面對教練員的專制行為時，核心自我評價就可以作為保護因素，驅動運動員積極地評價自身的能力。反之，具有消極或低核心自我評價的運動員則常用較為消極的方式評價自己，那么運動員傾向于關注自己的失敗與不足，從而加劇自我效能感的下降。因此，在日常隊伍的管理中，教練員需加強對運動員自尊與自信心的培訓，以幫助提升運動員的核心自我評價水平，在心理資本與能力方面實現(xiàn)對運動員自我效能感與自我決定動機的有效促進與激勵。

5 結論

1）運動員感知教練員領導行為中的民主行為、社會支持行為、獎勵行為與運動員的自我決定動機呈現(xiàn)顯著正相關關系，而專制行為則與運動員的自我決定動機呈現(xiàn)顯著負相關關系。

2）運動員自我效能感在感知教練員民主行為與自我決定動機之間起完全中介作用;在專制行為、社會支持行為與運動員自我決定動機之間分別起部分中介作用。

3）運動員的核心自我評價在感知教練員專制行為與社會支持行為的中介模型的前半段起調節(jié)作用：高核心自我評價是運動員在感知到教練員的高專制行為與低社會支持行為時的保護因素。

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