基層排球教練員情緒智力與領導行為：教練員效能的中介作用

劉月

摘?要：基于認知行為理論探討情緒智力、體育運動領導行為與教練員效能的關系及其作用機制，進行結構方程建模，以驗證模型中三者變量的關系以及教練員效能的中介作用。確定124名受試者，采用情緒智力量表、體育運動領導行為量表和教練員效能量表，對基層排球教練員進行測試。結果：1）情緒智力、領導行為和教練員效能呈正相關關系（γ>0，P<0.05）;2）情緒智力、領導行為和教練員效能三者變量構建的結構方程模型擬合度良好（χ2/DF=1.45，RMSEA=0.03，NFI=0.97，RFI=0.97，IFI=0.99）;3）教練員效能在情緒智力與領導行為關系中起部分中介作用（β（a）=0.27， P<0.001;β（b）=0.28，P<0.001;β（c'）=0.55，P<0.001）。結論：情緒智力、領導行為與教練員效能的關系存在一致性，三者變量正相關;驗證了情緒智力可以直接預測教練員領導行為;教練員效能在情緒智力與領導行為的關系中起部分中介作用。

關鍵詞：排球教練員;教練員效能;情緒智力;領導行為

中圖分類號：G804.8?文獻標識碼：A?文章編號：1009-9840（2020）03-0041-06

Abstract：Based on cognitive behavior theory， the relationship between emotional intelligence， sports leadership behavior and coach effectiveness and its mechanism are explored. Structural equation modeling is performed to verify the relationship between the three variables in the model and the mediating role of coach effectiveness. 124 subjects were identified， and the basic volleyball coaches were tested using the emotional intelligence scale， the sports leadership behavior scale， and the coach effectiveness scale. Results： 1） There was a positive correlation between emotional intelligence， leadership behavior and coach effectiveness （γ>0， P<0.05）; 2） Structural equation model fitting degree constructed by three variables of emotional intelligence， leadership behavior and coach effectiveness Good （χ2 / DF = 1.45， RMSEA=0.03，NFI = 0.97， RFI = 0.97， IFI = 0.99）; 3） Coach effectiveness plays a partial mediating role in the relationship between emotional intelligence and leadership behavior （β （a） = 0.27，P<0.001; β （b） = 0.28，P<0.001; β （c'） = 0.55，P<0.001）. Conclusion： There is consistency in the relationship between emotional intelligence， leadership behavior and coaching effectiveness， and the three variables are positively correlated. It is verified that emotional intelligence can directly predict coaching leadership behavior; coaching effectiveness plays a partial intermediary in the relationship between emotional intelligence and leadership behavior effect.

Key words：volleyball coach; coach effectiveness; emotional intelligence; leadership behavior

隨著我國市場經濟對體育領域的不斷滲入，社會對競技體育后備人才發展模式改革的呼聲日益增長，而基層教練員領導行為一直是競技體育領域重要的研究課題。在現代基層競技體育領域中，改革的靈魂在于重新認識教練員與運動員的地位與關系。作為中國三大球中唯一拿過世界冠軍的隊伍，國家體育總局排管中心命名44所運動學校為“全國排球高水平后備人才基地（2018—2021年）”，為拓寬我國排球后備人才培養渠道，舉辦了一系列關于基層排球教練員的培訓班。在現代競技體育中，青少年運動員作為未來體育事業的建設者和接班人，不僅要有超強的技戰術，還要具備過硬的心理素質與團隊協作精神，隨之基層排球教練員舊的管理模式與領導行為受到了強烈的質疑和挑戰。傳統的領導方式過分強調命令的強制性和忽略下屬的主體性，在這種高壓領導方式下，下屬容易產生逆反心理。在我國現行的奧運體制與運動員培養模式下，陳舊的教練員領導行為已經沒辦法滿足社會主義市場經濟體制的需要，基層排球教練員的領導行為不僅影響青少年運動員的運動表現還會對其產生更深層次的影射作用。領導者的情緒智力有助于激發團隊的集體認同感與良好的人際關系的形成，基層排球教練員如何有效的實施領導行為與情緒智力息息相關。

Salovey & Mayer（1990）認為，情緒智力（Emotional Intelligence）是駕馭自己和他人的情感情緒，區分它們之間的差異，并能使用這些信息指導自己思考和行動的能力。情緒智力概念的提出對領導學研究產生了重要影響，引發學者們開始思考領導者的智商之外的情緒智力帶來的領導力效能。有相關學者對教練員效能進行了調查發現，在奧林匹克競賽中，發現控制自己的情緒狀態并掩蓋運動員的某些情緒是教練有效表現的某些方面。Thelwell（2008）等人采用Schutte的情緒智力量表對99名不同項目的教練員進行測試，發現情緒智力和教練員效能之間存在相關關系。情商對個體的領導自我效能具有顯著促進作用;領導者情緒智力有助于提高領導力效能。教練員情商的沖動性主要影響的是教練員的技術指導效能和人格塑造效能，焦慮情緒對教練員的比賽策略效能、動機激勵和人格塑造均具有顯著影響作用?；诖?，本文提出假設H1：情緒智力與教練員效能之間呈正向相關關系。

權變領導理論認為領導是一個領導者與下屬員工雙向互動的過程， 而情緒作為聯結人與人之間的紐帶， 在這個互動過程中扮演著十分重要的角色。Mayer（1999）等人認為情商是理解自身與他人感覺，意識到并使用它來進行思考，并影響他人行為的能力。我國處于社會主義人際關系的文化中，最適合國內領導者的管理之道就是與被管理者產生情感認同的共鳴。有研究認為，情商越高的領導者決策分析、人際交往能力越強;有助于變革型領導行為的實施。教練員訓練指導行為受情商的沖動性和軟弱性顯著預測;民主行為受情商沖動性、焦慮感和抑郁感顯著預測;專制行為受情商沖動性、焦慮感和敵視性顯著預測;社會支持行為受情商的焦慮感、羞怯感和抑郁感顯著預測;積極反饋行為則受情商的焦慮感、羞怯感、敵視感和抑郁感顯著預測。Hwang S（2013）對高中323名籃球教練員進行測試，研究結果發現，情緒智力與教練員領導行為呈顯著正相關，同時情緒智力可以直接預測教練員領導行為。基于以上分析，本研究提出假設H2： 情緒智力可以直接預測領導行為。

Barczak（2010）等人認為情商中的自我認知可以通過對自身情緒進行良好評價和感知來提高組織中解決難題、抓住創新機遇的能力。教練員是整個運動隊的核心，是訓練與競賽過程中的控制者，其領導思維及訓練模式決定著運動員競賽成績的走向。Wong&Law（2002）的研究明確提出，高情商是有效領導的重要品質之一，情緒智力可以解釋領導效能。領導者個人情緒智力與領導行為有效性高度正相關，有助于提升領導力效能。同時，也有實證研究表明，情緒智力會提升個體的領導效能。教練員效能的比賽策略、動機激勵、人格塑造、技術指導對情商和教練員訓練指導行為、民主行為、專制行為、社會支持行為、積極反饋行為和具有部分和完全中介作用。情緒智力可以直接預測教練員效能和領導行為，同時也可以通過教練員效能間接影響著領導行為。因此，提出本研究假設H3并建立概念模型：教練員效能在情緒智力與領導行為關系中起中介作用（圖1）。

1?研究對象與方法

1.1?樣本選取

參加浙江省湖州市2019年全國中學生排球教練員培訓班，對124名基層排球教練員發放測試量表，內容主要包括：情緒智力、體育運動領導行為、教練員效能。

1.2?研究對象

以參加全國中學生排球教練員培訓班學員的情緒智力、體育運動領導行為和教練員效能為研究對象。

1.3?工具

1.3.1?體育運動領導行為量表（The leadership Scale for Sports， LSS）

采用由Chellduras（1980）等人編制的體育運動領導行為量表（The leadership Scale for Sports， LSS），該量表共包括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個維度，共40個條目，采用Likert評分法進行計分。馬紅宇（2004）對該量表在中國教練員中進行檢驗，該量表各維度α系數分別為0.81、0.72、0.54、0.75 和0.63，研究結果顯示，該量表信效度良好，可以有效測量中國教練員領導行為。

1.3.2?教練員效能量表（Coaching Efficacy Scale，CES）

采用由Feltz（1999）編制的教練員效能量表（Coaching Efficacy Scale，CES），該量表共包括比賽策略、動機激勵、技術指導、人格塑造4個維度，共24個條目，采用Likert評分法計分。楊勇（2011）研究表明，該量表的內部一致性α系數分別0.86、0.88、0.83和0.77，表明該量表具有良好的信效度，可以有效測量教練員效能。

1.3.3?情緒智力量表（WLEIS）

采用wong&law（2002）編制的情緒智力量表（WLEIS）該量表共有4個維度：自我情緒評估、他人情緒評估、情緒運用、情緒調控，共16個條目，采用Likert評分法計分。Wong&Law（2004）對香港某大學314名大學生進行了問卷調查，家長評價方式的部分內部一致性系數分別為0.69、0.84、0.78、0.72，研究表明， 該量表有良好的信效度，可以有效測量中國教練員的情緒智力。

1.4?實地調查法

于2019年5月20日-5月24日實地發放量表并進行現場回收整理，共計發放量表124份，剔除無效測試量表后得到115份有效量表，有效回收率92.7%。

1.5?數理統計法

采用SPSS23.0和AMOS21.0統計軟件對研究數據進行統計與分析，再使用Process插件進行Bootstrap法驗證中介效應， 顯著水平設定為0.05， 重復抽樣次數5 000次。

2?結果

2.1?共同方法偏差檢驗

雖然在研究過程中對量表的發放進行了嚴格的控制，但由于本研究所有量表均由被試自評填答，所以存在共同方法偏差的可能。使用Harman單因素檢驗法檢驗數據，對教練員情緒智力（4個變量）、體育運動領導行為（5個變量）、教練員效能（4個變量）抽取出公共因子，結果顯示KMO檢驗統計量為0.90，球形檢驗P小于0.001，說明變量之間存在相關性，適合做因子分析。所提取的公因子是3個，累積貢獻率為73.9%，表明本研究共同方法偏差不明顯。

2.2?各變量的平均數、標準差及相關矩陣

為了檢驗情緒智力、領導行為和教練員效能之間的關系，對各變量子維度進行描述統計和相關分析，以確定每個變量間是否存在足夠的關系，結果如表1所示。

結果顯示，情緒智力、領導行為和教練員效能變量之間的相關系數均具有統計學意義（γ>0，P<0.05），三者變量的關系存在一致性，呈正相關關系。H1得到了驗證。

2.3?結構關系模型相應參數估計及中介作用檢驗

基于基層排球教練員樣本獲取的數據，以領導行為為被解釋變量，情緒智力和教練員效能為解釋變量，運用AMOS21.0軟件建立結構方程模型，找出各級潛變量的關系并探索其路徑。

在相關分析的基礎上，為了更加深入地反映各個變量之間的關系，采用結構方程構建情緒智力、領導行為和教練員效能的關系模型，為了估計參數和測試模型的擬合度，使用了協方差矩陣和最大似然估計方法。有效樣本被帶入結構方程模型中估計，對模型中三者關系及教練員效能的中介作用進行驗證。從表2可以看出，模型各項擬合度指數分值均高于臨界值（χ2/DF=1.45，RMSEA=0.03，NFI=0.97，RFI=0.97，IFI=0.99），表明模型的整體適配度較好。為了進一步檢驗三者關系及教練員效能在情緒智力和領導行為的中介作用，運用結構方程模型路徑系數β（標準化） 來驗證假設。

從參數估計結果的報表數據和圖2可以得知，情緒智力可以正向影響教練員效能（β=0.27，t=4.90，P<0.001） ;教練員效能對領導行為有著預測作用（β=0.28，t=10.18，P<0.001）;情緒智力可以直接正向地影響著領導行為 （β=0.55，t=5.67，P<0.001）。H2得到了驗證。

對基層排球教練員的情緒智力、教練員效能和領導行為進行回歸分析，并采用Bootstrap法探索三者變量的關系及驗證教練員效能在情緒智力與領導行為之間的中介作用。

本研究使用process插件并選取了5 000個樣本去預測中介效應的95%置信區間對中介效應進行驗證。在聯合顯著性檢驗中，系數c'、a和b均達到了顯著性水平說明本研究建構的模型得到了驗證。從表4可以看出，情緒智力可以解釋31%的領導行為變化，同時情緒智力也可以通過教練員效能可以解釋領導行為38%的變化，由此得出，教練員效能在情緒智力與領導行為關系中起到了部分中介作用。H3得到了驗證。

結合圖2和表4可知，情緒智力可以直接預測領導行為，其對領導行為的直接影響和間接影響均達到了顯著性水平，同時情緒智力對領導行為的總效應（Beta=0.63，P<0.001）也達到了顯著性水平。教練員效能的中介效應占總效應的比例為12%，中介效應遠遠小于情緒智力對領導行為的直接預測作用。

以上結果表明，情緒智力不僅可以直接影響領導行為，還能通過教練員效能這個中介變量繼而影響著教練員的領導行為。該結果同時顯示，情緒智力的中介變量產生的間接效應遠遠小于情緒智力對領導行為的直接功能，說明情緒智力是教練員作為團隊領導者的重要心理因素，情緒智力的變化可以直接預測出教練員領導行為的實施，對基層排球教練員信息傳遞行為功能具有良好的促進作用。

3?討論

3.1?情緒智力、領導行為與教練員效能的關系

研究結果顯示，情緒智力、領導行為與教練員效能三者是正相關關系，情緒智力不僅與領導行為和教練員效能有正向相關關系，同時還可以直接預測領導行為。這一結果與Seunghyun Hwang（2013）研究結果一致，研究結果同樣顯示三者變量正相關，情緒智力可以對領導行為產生直接影響。

作為一個領導者的身份，基層排球教練員通過情緒智力自我識別、自我調控、理解他人情緒和情感運用等能力與環境長期相互作用，對其身處于任何關系中都起著至關重要的作用。領導者的情緒智力有助于增強自身有效性，能使下屬對其產生感情上的依附，有助于提出集體認同感和促進良好人際關系的形成;運動員與教練員的關系是最直接的外源性社會人際關系。青少年運動員正處于生長發育階段，在此特殊情況下教練員的任何行為都會直接影響著運動員的后續發展。唐?。?018）研究結果表明，情緒智力可以讓人感受到其他人表達出的情緒，當然也能夠感受到自我的情緒，借助于情緒本身的作用來推動積極思維。在我國特色競技體育情境中考察情緒智力的心理效應，應綜合考慮訓練和比賽情境與個人心理因素的影響，處理好與團隊和運動員之間的人際關系，助其健康且高效能的發展。

3.2?教練員效能的中介作用

研究還探討了教練員效能對情緒智力與領導行為的內部機制。結果顯示教練員效能在情緒智力與領導行為的關系中起部分中介作用，教練員效能作為中介變量間接地傳遞著情緒智力對領導行為的實施作用。這與張玉滿（2015）研究結果一致。教練員效能是教練員對自己成功的完成任務所具備的潛能信念，持有較高效能信念的排球教練員具備了執行不同情境執教能力的自信心，擁有著前瞻性思維和超水平指揮行為。Villanueva（ 2007）等人研究表明，情商對個體的領導自我效能具有顯著促進作用。與前人研究結果不同的是， 在本研究的結果中， 教練員效能盡管產生了顯著的效應，但間接效應在總效應值中的占比較低。在以往的研究中，教練員效能不僅在情緒智力和領導行為關系中有著顯著的效應，還起到了部分和完全中介作用。根據研究結果，可以為我們的訓練實踐帶來一些啟示，教練員如果對自己臨場指導運動員的行為策略有較高信心，相信自己能夠提前預判競賽場上將要發生的所有可能，將調動青少年運動員和運動隊的訓練與比賽的積極性，從而達到理想的比賽成績。

3.3?實踐意義及啟示

研究通過對中介模型的檢驗，比較深入地揭示了情緒智力、領導行為和教練員效能之間的關系和作用機制。闡明了情緒智力能對領導行為產生直接預測，根據這一研究結果，教練員在對他人實施領導行為時應注重情緒智力的發揮，因為情緒智力是領導者必備的一種能力，不僅是對自身的行為具有影響作用，還對運動員及同事的關系具有更深層次作用。研究還揭示了情緒智力不僅可以直接預測領導行為，還能通過對教練員效能的影響，間接的促進領導行為的實施，根據這一結果體現出，教練員過往的經驗和成功的案例都能夠形成有效信念，這些有效信念能驅動教練員挑戰不同層次的任務需要。情緒智力通過教練員效能間接的促進領導行為，教練員效能感越強，他們就堅信并認為自己擁有具備達到成功目的的能力，愿意投身于當下的事業中，帶領運動隊超水平發揮。本研究豐富了情緒智力、領導行為與教練員效能的研究內容，并為相關的研究提供了理論基礎。但在本研究存在一些不足之處：雖然本研究有模型驗證了三者變量的關系，但沒有將性別、年齡和執教年限等變量進行有效的控制，還需要相關的研究來驗證和支持本研究各變量的關系。

4?結論

4.1?情緒智力、領導行為與教練員效能的關系存在一致性，三者變量正相關。

4.2?驗證了情緒智力可以直接預測教練員領導行為。

4.3?教練員效能在情緒智力與領導行為的關系中起部分中介作用。

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