教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系的元分析

張自云，金成吉

(遼寧師范大學(xué) 體育學(xué)院，遼寧 大連 116029)

0 前 言

團(tuán)隊凝聚力作為群體的一個特性，代表著群體的團(tuán)結(jié)、一致、和諧，是反映體育團(tuán)隊?wèi)?zhàn)斗力的重要標(biāo)志之一，根本原因在于運動團(tuán)隊環(huán)境對其成員的心理影響非常特殊[1]。研究運動團(tuán)隊凝聚力比研究其他一般的社會群體具有更深層的意義，因為運動團(tuán)隊是由多個運動員、教練員和管理者組成的特殊群體，并且具有高度明確的任務(wù)目標(biāo)。高度的團(tuán)體凝聚力能夠激發(fā)運動員為集體和團(tuán)隊榮譽(yù)感而戰(zhàn)的強(qiáng)烈動機(jī)，能增進(jìn)運動員之間的相互信賴與相互支持的情感，加深運動員之間的理解和深化技戰(zhàn)術(shù)的磨合，能使整個團(tuán)隊的斗志得到鼓舞，達(dá)到整體水平發(fā)揮出最理想的效果[2]。Carron等在1982年提出的團(tuán)隊凝聚力的定義及概念體系，在后續(xù)研究中得到認(rèn)可并被廣泛引用，研究認(rèn)為團(tuán)隊凝聚力是“在追求群體目標(biāo)的過程中，反映一個群體團(tuán)結(jié)在一起，保持整體傾向的動態(tài)過程”[3]。我國臺灣學(xué)者陳其昌認(rèn)為“群體的凝聚力是群體對其成員的吸引力以及群體成員相互之間的吸引，凝聚力高的團(tuán)體成員，能彼此接納并且同心協(xié)力完成共同的目標(biāo)”[4]。團(tuán)隊凝聚力理論模型[3]指出，領(lǐng)導(dǎo)因素是影響團(tuán)隊凝聚力的重要變量，以往研究也表明，領(lǐng)導(dǎo)行為會影響團(tuán)隊凝聚力。教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是教練員與運動員之間的心理關(guān)系，是人與人、人與訓(xùn)練和競賽、人與目標(biāo)實現(xiàn)關(guān)系中的表現(xiàn)形式。因此，可以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(biāo)過程中所表現(xiàn)出來的各種行為稱為教練員領(lǐng)導(dǎo)行為[5]。它是教練員指導(dǎo)和影響運動員在一定條件下實現(xiàn)其目標(biāo)的行動過程。根據(jù)多維度教練員領(lǐng)導(dǎo)模型，Chelladurai等修改并編制的運動領(lǐng)導(dǎo)行為量表(LSS)是目前應(yīng)用最廣泛的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為測量工具[6]，該問卷包含訓(xùn)練指導(dǎo)行為、民主性行為、專制性行為、社會支持行為和積極反饋行為等5個維度。我國學(xué)者也針對我國教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的實際情況對量表進(jìn)行了修訂和分析，修訂后的量表具有良好的信度和效度，其結(jié)果初步驗證了領(lǐng)導(dǎo)行為的五維模型我國具有一定的適用性[7,8]。

領(lǐng)導(dǎo)行為和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與凝聚力的發(fā)展密切相關(guān)，工作取向的領(lǐng)導(dǎo)者所帶領(lǐng)的團(tuán)隊凝聚力較低；人際關(guān)系取向的領(lǐng)導(dǎo)者帶領(lǐng)的團(tuán)隊凝聚力較高[9,10]。在體育運動團(tuán)隊中，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是影響團(tuán)隊凝聚力的重要因素之一。研究表明教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對團(tuán)隊凝聚力具有積極影響，能夠有效預(yù)測團(tuán)隊凝聚力[11-13]。Westre和Weiss[14]通過對高中足球團(tuán)隊的研究表明，運動員知覺到教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力有顯著相關(guān)，當(dāng)選手知覺到有較高的教練領(lǐng)導(dǎo)行為，會有較高的團(tuán)隊凝聚力，即高社會支持、訓(xùn)練與教學(xué)、正向回饋及民主方式的教練領(lǐng)導(dǎo)行為與高任務(wù)的凝聚力有關(guān)。大多數(shù)研究證明專制領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力呈負(fù)相關(guān)[15]，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為其余四個維度與團(tuán)隊凝聚力均呈正相關(guān)。但也有研究表明，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的民主行為、積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間的相關(guān)關(guān)系不顯著[16]，專制行為對團(tuán)隊凝聚力無顯著影響[17]。國內(nèi)研究大多是關(guān)于教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系的實證研究，并沒有使用定量回顧的方法進(jìn)行大規(guī)模且系統(tǒng)地分析已有研究結(jié)果；國外研究關(guān)于教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力的元分析研究鮮有，其存在一定的局限性。Kim和Cruz[18]通過元分析探討教練員領(lǐng)導(dǎo)行為對運動員滿意度和團(tuán)隊凝聚力的影響，但所選擇的元分析樣本文獻(xiàn)基本上都是國外研究，缺少本土化研究特點。

綜上所述，本研究將充分利用現(xiàn)有研究成果，運用元分析方法探討教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系以及影響兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量，為后續(xù)研究提供參考依據(jù)。在Meta分析中，那些能夠解釋或幫助解釋更多方法差異的任何變量都可以稱之為潛在調(diào)節(jié)變量[19]。潛在調(diào)節(jié)變量一般可以分為情境因素和測量因素兩類，情境因素包括被調(diào)查者特征、組織特征等；測量因素包括測量工具特征、數(shù)據(jù)測量方式等[20]。本研究在對46篇文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，并借鑒以往元分析相關(guān)研究，確定不同學(xué)段、任務(wù)依賴程度、團(tuán)隊凝聚力測量工具三個潛在調(diào)節(jié)變量。具體來說，本研究將回答以下兩個問題：第一，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的密切程度；第二，不同學(xué)段、任務(wù)依賴程度、團(tuán)隊凝聚力測量工具在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

本研究全面檢索了相關(guān)文獻(xiàn)，檢索策略分為中文文獻(xiàn)和英文文獻(xiàn)兩個部分。檢索時間截止到2021年10月。①中文文獻(xiàn)檢索：主要將“教練員領(lǐng)導(dǎo)行為”“訓(xùn)練與指導(dǎo)行為”“民主行為”“專制行為”“社會支持行為”“積極反饋行為”分別與“團(tuán)隊凝聚力”“凝聚力”等主題詞進(jìn)行聯(lián)合檢索，檢索數(shù)據(jù)庫主要包括CNKI數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、中國科技期刊數(shù)據(jù)庫、中國臺灣學(xué)術(shù)期刊在線數(shù)據(jù)庫和中國臺灣博碩士論文知識加值系統(tǒng)等，同時也采用Google學(xué)術(shù)以及百度學(xué)術(shù)等搜索方式進(jìn)行補(bǔ)查，共檢索到中文相關(guān)文獻(xiàn)96篇。②外文文獻(xiàn)檢索：主要將“coaching leadership”“coach leadership”“l(fā)eadership styles”分別與“group cohesion”“team cohesion”“cohesion”等主題詞進(jìn)行聯(lián)合檢索，檢索數(shù)據(jù)庫主要包括Web of Science、PubMed、Elsevier、Springer和ProQuest博碩士論文全文數(shù)據(jù)庫等，同時也采用Google學(xué)術(shù)以及百度學(xué)術(shù)等搜索方式進(jìn)行補(bǔ)查，共檢索到外文相關(guān)文獻(xiàn)37篇。

1.2 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

對于檢索到的相關(guān)文獻(xiàn)，按照以下標(biāo)準(zhǔn)來決定是否納入到元分析的研究之中：①必須報告了數(shù)字結(jié)果的實證研究，綜述性文獻(xiàn)和元分析被排除；②文獻(xiàn)中必須報告了教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量(訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為、社會支持行為和積極反饋行為)與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系的相關(guān)系數(shù)，排除研究其他教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的文獻(xiàn)。③文獻(xiàn)中涉及的調(diào)查數(shù)據(jù)不能重復(fù)，若以同一份數(shù)據(jù)發(fā)表兩篇以上的論文或以不同形式發(fā)表，只納入其中一篇文獻(xiàn)。根據(jù)上述納入標(biāo)準(zhǔn)對文獻(xiàn)進(jìn)行篩選，其中符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)共46篇，中文文獻(xiàn)有42篇，外文文獻(xiàn)4篇。

1.3 文獻(xiàn)編碼

本文嚴(yán)格遵循Lipsey和Wilson[21]的元分析編碼規(guī)范制作編碼表，由兩名研究生分別對納入元分析的46篇樣本文獻(xiàn)進(jìn)行獨立編碼。編碼內(nèi)容為研究描述項和效應(yīng)值統(tǒng)計項，前者包括作者、發(fā)表時間、樣本性別、樣本學(xué)段、運動項目、指標(biāo)變量及其維度、測量工具和樣本所屬地等研究特征信息；后者包括樣本量和圍繞Pearson相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計項(如r值、α值、P值、t值、F值等)。

另外，由于本研究還涉及調(diào)節(jié)變量的作用，本研究需要對不同學(xué)段、任務(wù)依賴程度和團(tuán)隊凝聚力測量工具進(jìn)行再次編碼。其中，不同學(xué)段分為小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)3類；任務(wù)依賴程度分為相互依賴的任務(wù)少、相互依賴的任務(wù)中等和相互依賴的任務(wù)多3類；團(tuán)隊凝聚力測量工具分為Carron等的量表、陳其昌等的量表和其他人的量表3類。

1.4 統(tǒng)計分析

本研究采用CMA 3.0軟件(Comprehensive Mete-Analysis V3.0)進(jìn)行元分析，首先，以相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值，采用Fisher’s Z將r值轉(zhuǎn)換成近似正態(tài)分布的Zr值，再轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)。其次，采用失安全系數(shù)、Egger’s回歸系數(shù)檢驗、Begg秩相關(guān)檢驗和剪補(bǔ)法(trim and fill)綜合檢驗樣本文獻(xiàn)的出版偏倚問題。再次，對效應(yīng)值進(jìn)行同質(zhì)性檢驗以確定計算模型，并以此進(jìn)行主效應(yīng)檢驗，計算教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的效應(yīng)值。最后，檢驗不同學(xué)段、任務(wù)依賴程度和團(tuán)隊凝聚力測量工具等調(diào)節(jié)變量在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間所起的作用。

2 研究結(jié)果

2.1 出版偏倚分析

出版偏倚是指當(dāng)已發(fā)表的研究文獻(xiàn)不能系統(tǒng)全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體[22]。任何一個元分析研究都應(yīng)該關(guān)注出版偏倚的問題，本研究采用失安全系數(shù)、Egger’s回歸系數(shù)檢驗、Begg秩相關(guān)檢驗和剪補(bǔ)法來檢驗納入元分析的文獻(xiàn)是否存在出版偏倚。失安全系數(shù)是用來估計需要納入多少未發(fā)表的文獻(xiàn)方可使研究結(jié)果從顯著變?yōu)椴伙@著，以檢驗是否存在出版偏倚[22]。當(dāng)失安全系數(shù)小于5K+10時，說明樣本文獻(xiàn)存在較嚴(yán)重的出版偏倚；反之，當(dāng)失安全系數(shù)值越大說明存在出版偏倚的可能性越小，元分析的結(jié)果越穩(wěn)定[23]。當(dāng)Egger’s回歸系數(shù)檢驗或Begg秩相關(guān)檢驗的P值不顯著時(P>0.05)，說明研究結(jié)果不受出版偏倚的影響；當(dāng)P值顯著時(P<0.05)，采用剪補(bǔ)法檢驗出版偏倚給元分析結(jié)果造成的影響，若剪補(bǔ)后的效應(yīng)量未發(fā)生顯著變化，則認(rèn)為不存在出版偏倚[24]。

由表1可知，首先，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為的各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系的失安全系數(shù)均遠(yuǎn)大于5K+10；其次，除了訓(xùn)練與指導(dǎo)行為的Egger's回歸系數(shù)檢驗的P值為0.044(P<0.05)以外，其余各變量的Egger's回歸系數(shù)和Begg秩相關(guān)檢驗P值均不顯著(P>0.05)，說明研究結(jié)果不受出版偏差的影響。為此，需要采用剪補(bǔ)法，檢驗出版偏倚對訓(xùn)練與指導(dǎo)行為的元分析結(jié)果帶來的影響[25]。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，訓(xùn)練與指導(dǎo)行為變量剪補(bǔ)前r= 0.471(P<0.05)，95% CI=(0.423,0.517)，P<0.05；剪補(bǔ)后r= 0.401(P<0.05)，95% CI=(0.340,0.458)，剪補(bǔ)前后變化值為0.07，表明元分析受出版偏差的影響較小。因此，本研究元分析的主要結(jié)論還是有效的。

表1 出版偏倚檢驗結(jié)果

2.2 同質(zhì)性檢驗

同質(zhì)性檢驗是為了判斷效應(yīng)值之間是否具有同質(zhì)性，以此確定后續(xù)數(shù)據(jù)分析該如何選擇模型。根據(jù)研究，若各效應(yīng)值表現(xiàn)為同質(zhì)性，則采用固定效應(yīng)模型；反之則采用隨機(jī)效應(yīng)模型[26]。在同質(zhì)性檢驗中，當(dāng)Q值達(dá)到顯著性水平時(P<0.05)，說明各效應(yīng)量之間存在異質(zhì)性；I2表示觀察變異在多大程度上是由效應(yīng)值得真實差異造成的，I2值的分界點為75%、50%、25%分別表示高、中、低異質(zhì)程度[27]；Tau2表示研究間變異的多少可用于計算權(quán)重。蘇濤[28]在研究中指出，只有當(dāng)I2>75%且P<0.05時，才選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。由表2可知，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量的Q檢驗均顯著(P<0.05)，表明元分析中各研究的效應(yīng)量均存在異質(zhì)性，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量的I2值在91.282到94.893之間，表明觀察變異的91.282%-94.893%是由效應(yīng)值的真實差異所造成的，且I2值均高于75%的臨界值，說明各研究的效應(yīng)量存在高度異質(zhì)性；Tau2值在0.036到0.063之間，說明研究間變異有3.6%～6.3%可用于計算權(quán)重。綜上所述，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間均存在高度異質(zhì)性，因此，本研究選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2 效應(yīng)量同質(zhì)性檢驗結(jié)果

2.3 主效應(yīng)檢驗

對教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系進(jìn)行主效應(yīng)檢驗，由表3可知，納入元分析的文獻(xiàn)共有42項研究(N=12 414)報告了訓(xùn)練與指導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系，隨機(jī)效應(yīng)模型顯示，訓(xùn)練與指導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力的整體相關(guān)系數(shù)為0.472(P<0.01)；有42項研究(N=12 668)報告了民主行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系，隨機(jī)效應(yīng)模型顯示，民主行為與團(tuán)隊凝聚力的整體相關(guān)系數(shù)為0.420(P<0.01)；有42項研究(N=12 604)報告了專制行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系，隨機(jī)效應(yīng)模型顯示，專制行為與團(tuán)隊凝聚力的整體相關(guān)系數(shù)為0.070(P>0.05)；有31項研究(N=9 107)報告了社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系，隨機(jī)效應(yīng)模型顯示，社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力的整體相關(guān)系數(shù)為0.466(P<0.01)；有35項研究(N=10 415)報告了積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系，隨機(jī)效應(yīng)模型顯示，積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力的整體相關(guān)系數(shù)為0.408(P<0.01)。由元分析結(jié)果可知，專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間的相關(guān)關(guān)系不顯著(P>0.05)，除專制行為外，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為其余各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間均存在顯著的相關(guān)關(guān)系，且均為正相關(guān)。由此，研究假設(shè)得到支持。

表3 主效應(yīng)檢驗結(jié)果

2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

從同質(zhì)性檢驗的結(jié)果可以看出，本研究納入的文獻(xiàn)存在高異質(zhì)性，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系可能存在重要的潛在調(diào)節(jié)變量，需要進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗[29]。結(jié)果見表4。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

對被試不同學(xué)段的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，不同學(xué)段對教練員的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=8.066，P<0.05)，其關(guān)系強(qiáng)度在中學(xué)(r=0.535)、小學(xué)(r=0.484)、大學(xué)(r=0.327)依次降低；對教練員的民主行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=3.170，P>0.05)；對教練員的專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=16.060，P<0.01)，其關(guān)系強(qiáng)度在中學(xué)(r=0.207)、小學(xué)(r=0.045)、大學(xué)(r=-0.113)依次降低；對教練員的社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=5.631，P>0.05)；對教練員的積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=4.071，P>0.05)。因此，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為中的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、專制行為和團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系受被試不同學(xué)段的影響，而民主行為、社會支持行為、積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系不受被試不同學(xué)段的影響。

對任務(wù)依賴程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，任務(wù)依賴程度對教練員的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=3.188，P>0.05)；對教練員的民主行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=0.926，P>0.05)；對教練員的專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=4.624，P>0.05)；對教練員的社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=0.076，P>0.05)；對教練員的積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=5.981，P=0.05)，其關(guān)系強(qiáng)度在相互依賴的任務(wù)少(r=0.511)、相互依賴的任務(wù)中等(r=0.491)、相互依賴的任務(wù)多(r=-0.332)依次降低。因此，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為中的積極反饋行為和團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系受任務(wù)依賴程度的影響，而訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、民主行為、專制行為、社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系均不受任務(wù)依賴程度的影響。

對團(tuán)隊凝聚力測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，不同團(tuán)隊凝聚力測量工具對教練員的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=6.917，P<0.05)，其關(guān)系強(qiáng)度在陳其昌等的量表(r=0.518)、其他量表(r=0.442)、Carron等的量表(r=0.152)依次降低；對教練員的民主行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=11.520，P<0.01)，其關(guān)系強(qiáng)度在陳其昌等的量表(r=0.446)、其他量表(r=0.432)、Carron等的量表(r=0.242)依次降低；對教練員的專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(QB=0.438，P>0.05)；對教練員的社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=18.383，P<0.01)；其關(guān)系強(qiáng)度在陳其昌等的量表(r=0.533)、其他量表(r=0.411)、Carron等的量表(r=0.109)依次降低；對教練員的積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(QB=13.390，P<0.01)，其關(guān)系強(qiáng)度在陳其昌等的量表(r=0.476)、其他量表(r=0.353)、Carron等的量表(r=0.045)依次降低。因此，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為中的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、民主行為、社會支持行為、積極反饋行為和團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系受團(tuán)隊凝聚力測量工具的影響，而專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系不受團(tuán)隊凝聚力測量工具的影響。

3 討 論

3.1 主效應(yīng)討論

研究結(jié)果表明，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為中的訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力呈中度正相關(guān)(r=0.472)，民主行為與團(tuán)隊凝聚力呈中度正相關(guān)(r=0.420)，社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力呈中度正相關(guān)(r=0.466)，積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力呈中度正相關(guān)(r=0.408)，而專制行為與團(tuán)隊凝聚力的相關(guān)關(guān)系不顯著，以往的研究結(jié)果認(rèn)為專制行為與團(tuán)隊凝聚力之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)果從宏觀角度說明教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力之間的確存在著較為密切的關(guān)系，從關(guān)系密切程度來看，訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、社會支持行為與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系更為密切。這與以往研究結(jié)果相吻合[30]，Gardner等人[31]對棒球運動員的研究表明，教練員的社會支持行為與球隊的社會凝聚力有關(guān)，交往凝聚力與民主行為、訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、社會支持行為和獎勵行為有關(guān)。張清泉等人[32]認(rèn)為如果教練員領(lǐng)導(dǎo)態(tài)度積極，且全力參與團(tuán)隊事務(wù)，并嚴(yán)格的管理團(tuán)隊間的紀(jì)律，對待球員也抱著期望并給予高度的技術(shù)指導(dǎo)，加上致力于團(tuán)隊榮耀與勝利，會使得團(tuán)隊的凝聚力顯著提升；反之則會造成團(tuán)隊凝聚力下降。Ramzaninezhad和Keshtan[33]對伊朗足球俱樂部聯(lián)賽的12支足球團(tuán)隊的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力進(jìn)行探討，結(jié)果表明教練員的民主和社會支持行為能夠促進(jìn)團(tuán)隊凝聚力。Zamir等人[34]認(rèn)為教練員在執(zhí)教過程中運用恰當(dāng)?shù)念I(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格可以增加團(tuán)隊凝聚力和團(tuán)體成功，但教練員表現(xiàn)出的專制行為則相對效果較差。由世梁[35]也在研究中指出非專制行為對團(tuán)隊凝聚力的影響要優(yōu)于專制行為，建議教練員在執(zhí)教過程中謹(jǐn)慎使用專制行為。就增強(qiáng)團(tuán)隊凝聚力而言，教練員在執(zhí)教過程中應(yīng)根據(jù)具體情境盡可能多的采用訓(xùn)練與指導(dǎo)行為和社會支持行為，并采用民主行為和積極反饋行為進(jìn)行輔助，減少專制行為的使用，具有更好的效果。

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)討論

3.2.1 不同學(xué)段。元分析結(jié)果證實，在被試不同學(xué)段方面，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系在不同學(xué)段間存在顯著差異，其中訓(xùn)練與指導(dǎo)行為、專制行為和團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系受被試不同學(xué)段的影響。以往研究也表明，在影響團(tuán)隊氛圍方面，小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為各維度指標(biāo)變量對于團(tuán)隊氛圍的預(yù)測程度有所不同[36]。楊尚劍[17]以青少年為研究對象，結(jié)果表明教練員專制行為對團(tuán)隊凝聚力無顯著影響；而Gardner[31]以美國高水平大學(xué)生運動員為研究對象得出的研究結(jié)果則與之相反。這可能是因為不同學(xué)段被試知覺的教練員領(lǐng)導(dǎo)行為是不同的，專制行為對于高年級學(xué)生的影響要強(qiáng)于低年級，以往研究表明，小學(xué)高年級學(xué)生比低年級學(xué)生感知到的教練員專制行為更多[37]，隨著個體年齡的增長和學(xué)段的上升，學(xué)生的心智也逐漸成熟，了解和感知外界事物的能力也逐漸增強(qiáng)，對于教練員的專制型行為感知也更加敏感。

3.2.2 任務(wù)依賴程度。元分析結(jié)果表明，在任務(wù)依賴程度方面，只有教練員的積極反饋行為與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系受任務(wù)依賴程度的影響，其關(guān)系強(qiáng)度在相互依賴的任務(wù)少、任務(wù)中等、任務(wù)多三個方面依次降低，而教練員領(lǐng)導(dǎo)行為群其他維度與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系均不受任務(wù)依賴程度的影響。張力為和任未多[5]在其著作中根據(jù)運動項目的性質(zhì)與要求任務(wù)凝聚力之間的關(guān)系進(jìn)行了分類，共同活動的隊(相互依賴的任務(wù)少)包括田賽、摔跤、射箭和高爾夫球等運動項目；共同活動-相互作用混合的隊(相互依賴的任務(wù)中等)包括棒球、壘球、劃船、拔河和游泳等運動項目；相互作用的隊(相互依賴的任務(wù)多)包括籃球、橄欖球、足球、手球和排球等運動項目。團(tuán)隊凝聚力是技戰(zhàn)術(shù)發(fā)揮的重要保證，尤其是集體較強(qiáng)的運動項目，它要求每名運動員在比賽中必須做到齊心協(xié)力、密切配合。探討團(tuán)隊凝聚力的研究大多團(tuán)隊項目為主，雖然不同運動項目在運動任務(wù)要求隊員之間相互依賴程度不同，但是差別不大，在今后的研究中會進(jìn)一步關(guān)注不同運動項目在教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.2.3 團(tuán)隊凝聚力測量工具。元分析結(jié)果表明，在團(tuán)隊凝聚力測量工具方面，教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系在不同測量工具間存在顯著差異。Carron等人[38]基于團(tuán)隊凝聚力概念模型編制的GEQ在國內(nèi)外研究中應(yīng)用廣泛，陳其昌[4]、馬紅宇[39]等人結(jié)合我國國情并根據(jù)具體運動情境進(jìn)行修訂的中文版群體環(huán)境問卷，其他量表是指除了Carron等人的GEQ和陳其昌等人的群體環(huán)境問卷之外團(tuán)隊凝聚力的測量工具。本研究選取的測量工具大多是在Carron等人的GEQ基礎(chǔ)上修訂而成，理論基礎(chǔ)及結(jié)構(gòu)相同，但是在使用過程中出現(xiàn)了不同結(jié)果，這可能與問卷修訂過程中產(chǎn)生的差異有關(guān)。在問卷修訂中，語境的改變和題項的刪改都可能會影響測量變量的內(nèi)容和信效度。Carron等人編制的GEQ有18個項目，陳其昌修訂的團(tuán)隊情境量表包含18個題目，而馬紅宇在修訂過程中刪掉3個項目，保留了15個項目，測量工具的編制與修訂均是以相關(guān)的理論為基礎(chǔ)，研究納入的測量工具的基礎(chǔ)理論雖然不同，但均從不同層面反映出了團(tuán)隊凝聚力的內(nèi)涵。

4 結(jié) 語

參考以往研究，元分析方法對納入研究的查全要求很高，不僅需要納入已經(jīng)發(fā)表的研究，還需要未發(fā)表的研究的支持。本研究納入的文獻(xiàn)基本包含了國內(nèi)外公開發(fā)表的相關(guān)研究，但因為科研條件有限，很難得到未公開發(fā)表的研究，可能會導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失。同時，一次元分析很難涉及所有潛在的調(diào)節(jié)變量，在后續(xù)研究中，需要更深入地挖掘和探索其他可能影響教練員領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊凝聚力關(guān)系的因素，比如教練員性別、文化背景、研究設(shè)計等其他個體與情境變量的作用。