2017, Vol. 41
2. 上海体育学院 运动科学学院，上海 200438
2. School of Kinesiology, Shanghai University of Sport, Shanghai 200438, China
竞赛焦虑是指在比赛的特定情境下产生的一种情绪变化, 是运动员在比赛期间对当前的或能预计到的、具有潜在威胁的情境所产生的担忧倾向。运动表现与焦虑水平存在密切联系, 过高的焦虑水平不利于好的运动表现。Kleine[1]对焦虑影响运动表现进行元分析, 共纳入3 589名运动员, 覆盖77种运动项目, 分析表明, 焦虑与运动成绩普遍存在负相关关系。
运动员的竞赛焦虑受到运动员自身特质、项目特征和环境等多方面因素的影响, 例如运动项目、竞技水平、心境状态[2], 其中, 教练员领导方式与运动员的竞赛焦虑关系密切。研究[3]表明, 运动员感知到的教练员行为能够预测他们的竞赛焦虑水平。教练员的领导方式是指教练员在指导运动员达成训练目标的过程中所表现出的各种行为[4]。在运动领导领域中, 教练员的民主行为和专制行为是最常被研究的2个维度。专制型教练员倾向于凭借个人意志执教, 凡事以命令的方式要求运动员按照自己的意志进行训练比赛, 运动员缺乏话语权, 教练员与运动员之间是从属关系。民主型教练员在执教过程中以运动员为中心, 允许运动员参与训练和比赛过程相关的决策, 教练员和运动员之间是合作关系。
已有研究[5]表明, 教练员的赛前指导可以降低认知焦虑, 教练员在赛前的积极反馈可以提升运动员的自信水平, 进而缓解竞赛焦虑。运动员知觉到的教练员支持以及降低评价焦虑的教练员领导方式能有效降低运动员的竞赛焦虑水平[4]。由于民主型领导方式在执教过程中更多地以运动员为中心进行决策, 有可能会提升运动员感受到的支持, 而专制领导方式可能会增加运动员的评价焦虑; 因此, 本文提出假设1(H1):教练员的民主型领导方式对运动员的竞赛焦虑存在负向预测作用, 教练员的专制型领导方式可以正向预测运动员的竞赛焦虑。
成就目标定向理论(achievement goal theory, AGT)认为, 目标定向与人们如何定义成功以及如何判断自身能力息息相关[6]。Nichollas提出的任务—目标定向理论(task-ego goal orientation)将成就目标分为任务目标取向和自我目标取向。任务目标取向反映了运动员对发展自身能力的关注, 自我目标取向体现了个体避免消极评价, 争取展现能力的关注[7]。运动员的成就目标定向存在文化差异, 任务—目标定向理论并不能完整地解释中国运动员的成就动机状况, 中国人的成就动机以社会取向为主, 而西方人的成就动机以自我取向为主, 任务—自我定向的特征并未在中国运动员群体中得到充分证实[8]。社会取向成就动机对于目标或优秀标准的设定取决于重要他人或所属团体, 是个人想要超越外在目标的动态心理倾向; 自我取向成就动机的目标或优秀标准的设定取决于运动员自己, 是个人想要超越自己认定的某个目标或标准的心理倾向。
已有研究[9]表明, 成就动机定向与焦虑水平关系密切。运动员焦虑的根源在于对比赛结果或自身能力的不确定性, 而运动员衡量成功的标准势必会对焦虑水平产生影响。在运动员成就动机定向形成的过程中, 运动员的目标定向与教练员的领导方式产生密切的交互作用, 教练员的反馈方式会对运动员的成就动机定向产生影响[10]。基于上述讨论, 本文提出研究假设2(H2):运动员成就动机目标定向对运动员感知到的教练员领导方式和运动员竞赛焦虑之间的关系起到的中介作用。
本文采用问卷调查法研究教练员领导方式和运动员竞赛焦虑之间的关系, 并在此基础上探索运动员成就目标定向在两者关系中可能存在的中介作用。
2 研究方法 2.1 被试对上海市乒乓球队、羽毛球队进行整体抽样, 共发放问卷55份, 回收53份, 其中有效问卷50份, 有效回收率为90.9%。被试年龄为12~24岁(M=16.28, SD=3.02), 平均运动年限为9.22a(SD=3.01), 其中运动健将占18%、一级运动员占36%、二级运动员占16%、未定级运动员占30%。
2.2 研究指标及测试工具 2.2.1 教练员领导方式采用杨勇修订的《教练员领导方式量表》对教练员的领导方式进行测量[11]。该问卷由运动员就感知到的教练员领导行为进行作答, 由10个项目构成, 包括民主型领导方式(DB)和专制型领导方式(AB)2个分量表, 采用Likert 5点(1代表从未; 2代表很少; 3代表偶尔; 4代表经常; 5代表总是)量表进行评分。本文中该问卷2个分量表的克隆巴赫α系数分别为0.86和0.75。
2.2.2 运动员竞赛焦虑使用中文修订版《运动竞赛焦虑测验量表》(sport competition anxiety test, SCAT)[12]评估运动员的竞赛焦虑水平。量表由Martens等[13]编制, 同时对运动员的躯体焦虑和认知焦虑进行评估, 被广泛应用于评估运动员的特质竞赛焦虑。量表共有15道题, 每道题描述1个关于竞赛焦虑的状况, 要求被试根据该状况在以往竞赛经历中出现的频率进行判断评分。量表 3点计分, 1~3分别代表几乎没有、有时有、经常有。量表为单维度测验, 得分越高代表运动员的竞赛焦虑水平越高。本文中该问卷的克隆巴赫α系数是0.76。
2.2.3 运动员成就动机选用姒刚彦等[14]编制的《社会取向与自我取向运动成就动机量表》评估运动员的成就动机。该量表包括2个分量表, 共60个条目, 从成就目标、成就行为、结果评价、最终后果和总体特征5个方面评估运动员2种动机特点。量表要求被试从“完全不符合”到“完全符合”6个等级评价题目与自身状况的匹配程度。本文社会取向和自我取向运动成就动机分量表的克隆巴赫α系数分别为0.87和0.90。
2.3 数据处理使用IBM SPSS 22.0对数据进行描述性统计及相关系数分析, 根据Preacher和Hayes提出的Bootstrap中介因素分析方法对中介效应进行检验[15]。在施测过程中采取事前程序控制, 在对数据统计处理前, 采用Harman单因子检验法对3个量表的共同方法偏差进行检验。在未旋转的情况下, 得到的特征根值大于1的8个因子, 第1个因子解释的变异量是23.7%, 小于40%的临界标准, 表明不存在严重的共同方法偏差。
3 研究结果 3.1 各变量的描述性统计量及相关关系各变量的平均数、标准差和变量间的相关系数如表 1所示。相关分析结果显示, 教练员民主型领导方式与专制型领导方式之间存在负相关(R = -0.46, P＜0.01), 与自我取向(R = 0.36, P＜0.01) 和竞赛焦虑之间存在显著性正相关(R = 0.29, P＜0.05);专制型领导方式与社会取向、自我取向、竞赛焦虑之间的相关关系均不显著; 自我取向与运动员竞赛焦虑之间存在显著的正相关关系(R = 0.40, P＜0.01)。
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表 1 变量的描述性统计结果及各变量的相关矩阵 Table 1 The descriptive statistics and correlation matrix of variables |
基于变量间的相关关系分析发现, 由于教练员专制型领导方式与运动员竞赛焦虑之间的相关系数不显著(P ＞0.05), 并且社会取向和教练员领导方式、运动员竞赛焦虑之间的相关均不显著(P＞0.05);因此, 仅就自我取向对教练员民主型领导方式与运动员竞赛焦虑之间关系的中介作用进行检验。
使用Preacher与Hayes提出的Bootstrap抽样技术, 加载到SPSS中的PROCESS宏命令对中介效应进行检验。重复随机抽样的方法是在原始数据中抽取5 000个Bootstrap样本, 形成一个近似抽样分布, 对民主型领导方式通过自我取向预测运动员竞赛焦虑的间接效应、控制了中介变量后民主型领导方式对运动员竞赛焦虑的直接效应以及总体效应进行估算, 结果如表 2所示。
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表 2 民主型领导方式通过自我取向预测运动员竞赛焦虑的中介效应 Table 2 ego-orientation mediate the relationship between democratic leadership and athletes' competition anxiety |
由表 2中可知, 中介路径ab的95%置信区间不包括0, 即中介效应显著。进一步对c′进行检验结果表明该路径不显著, 因此, 教练员民主型领导方式通过自我取向预测运动员竞赛焦虑的中介效应成立且是唯一中介。
4 讨论 4.1 教练员领导方式与运动员竞赛焦虑的关系笔者研究发现, 民主型教练员领导方式与运动员竞赛焦虑之间存在显著性正相关(R = 0.29, P＜0.05), 专制型教练员领导方式与运动员竞赛焦虑之间的相关关系不显著(P＞0.05), 该结果与假设1不相符。基于民主型教练员会给运动员提供更多的肯定和支持, 本文假设民主型教练员领导方式可能会缓解运动员的竞赛焦虑, 而专制型教练员由于执教方式专断, 可能无法给运动员提供较好的社会支持, 进而增加运动员的竞赛焦虑。已有的研究大多关注民主型教练员领导方式的积极作用[4], 然而, 本文的结果与假设相悖, 原因有以下几点。
(1) 在提出研究假设时未将文化背景元素和训练传统纳入分析。在中国传统文化语境中, 教练员与运动员之间的关系在很多情境中呈现“家长式”领导关系。在中国传统家长关系中, 责任感同时伴随着绝对权威性, 我国运动员对专制型行为的接纳度普遍较高, 某些专制行为甚至被认为是责任感的体现。跨文化研究表明, 相比西方文化中的运动员, 受东方文化影响的运动员更喜欢专制行为和社会支持[16]。中国文化中的专制型领导常常融入教练员与运动员之间, 相对于民主型教练员, 专制型教练员会对运动员的生活、训练甚至家人给予更多的关心与照顾[17]。与专制型教练员相比, 与运动员保持合作关系, 让运动员参与决策的民主型教练员行为可能会被运动员视为不够尽责, 在比赛的关键场合, 运动员无法从民主型教练员处获得足够的信任感支持。
(2) 运动员专项特点对教练员领导方式与竞赛焦虑关系的调节作用。杨尚剑等[18]以篮球运动员为研究对象, 发现民主型教练员领导方式能正向预测运动员对教练员的信任, 而专制型教练员对信任产生显著的负面影响, 该结果模式并未在本研究中得到重复。原因在于教练员领导方式与运动员对教练员的信任之间的关系有可能受运动项目性质的调节, 篮球、排球等集体性项目和乒乓球、羽毛球等个人项目存在差别。集体性运动项目对教练员的民主行为有较高的要求, 而个人项目的运动员由于更多地依赖于教练员指导, 运动员对教练员的信任更多源自对教练员指导方式的认可, 而非教练员的民主领导方式。
(3) 研究样本的人口学特征影响运动员对教练员领导方式的偏好。本文的研究对象是省队运动员, 平均年龄仅16岁, 以青少年运动员为主。对于比赛经验不丰富, 尚未形成成熟的竞赛心理技能的年轻运动员而言, 以运动员为中心的民主型教练员领导方式可能不利于运动员竞赛焦虑的缓解。以教练员为中心, 命令式领导方式的教练员通过给运动员下达直接指令, 树立明确目标的方式, 有可能帮助运动员减少竞赛焦虑。
4.2 运动员成就动机自我取向的中介效应本文采用Bootstrap法对成就动机取向可能存在的中介作用进行检验, 结果显示, 在民主型教练员对运动员竞赛焦虑的影响中, 自我成就目标取向起到中介作用(间接效应路径95%的置信区间:0.12~0.36)。已有研究发现, 运动自信是民主型教练员领导方式与运动员竞赛焦虑关系的中介变量, 本文的结果进一步丰富了教练员领导方式和运动员竞赛焦虑关系的理论模型[4]。
自我成就目标取向的运动员以自身标准作为评价准绳, 对自己成功或失败的定义基于超越自我的最优表现。社会成就目标取向的运动员在界定成功时, 会将他人重要的意见纳入考量; 因此, 当他们遭遇失败时, 如果教练员、队友能够根据赛场表现给予某些肯定, 可以发挥社会支持的作用, 缓解运动员的竞赛焦虑。民主型领导方式的教练员以运动员为中心, 主张运动员参与训练计划、训练目标的制定, 这种方式有利于提高运动员的自我成就目标取向; 而当运动员处于职业生涯的初级阶段, 尚未积累足够的竞赛自信时, 民主型教练员领导方式不能给备战比赛的运动员提供足够的社会支持, 也可能会增加运动员的竞赛焦虑感。
5 结束语乒羽教练员的民主型领导方式与运动员的竞赛焦虑存在低度正相关, 专制型领导方式不能预测运动员的竞赛焦虑。乒羽运动员成就动机的自我取向在教练员民主型领导方式和运动员竞赛焦虑的关系中起完全中介作用。建议运动训练领域的实践者在关注教练员民主型领导方式带来益处的同时, 应注重该领导方式适用的环境, 并纳入运动队的传统、运动员项目特征和运动员的人口学特征等因素, 在发挥民主型领导方式优势的同时, 避免这种领导方式给运动员带来的不良竞技心理影响。
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