運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系
——情緒感染的中介效應(yīng)和運(yùn)動等級的調(diào)節(jié)效應(yīng)

孫美晨，樊 榮

（中國地質(zhì)大學(xué) 體育學(xué)院，湖北 武漢 430074）

團(tuán)隊凝聚力是將群體團(tuán)結(jié)在一起的重要因素， 在體育領(lǐng)域中，團(tuán)隊凝聚力是推動團(tuán)隊進(jìn)步的發(fā)動機(jī)，對增強(qiáng)團(tuán)隊整體自信和效率起到了關(guān)鍵性的作用［1］。 在近期發(fā)布的《“十四五”體育發(fā)展規(guī)劃》［2］中，國家針對競技體育提出指示，重點強(qiáng)調(diào)了要“弘揚(yáng)新時代女排精神，增強(qiáng)隊伍凝聚力、戰(zhàn)斗力”，由此可見， 提高團(tuán)隊凝聚力是我國邁向現(xiàn)代化強(qiáng)國新征程道路上的一項重要工作。

想要提高團(tuán)隊凝聚力， 具有互補(bǔ)性和高效性的領(lǐng)導(dǎo)力是基礎(chǔ)［3］。 回顧以往文獻(xiàn)，我國體育領(lǐng)域中關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)力的研究大多以教練員為主體，研究其自身行為對運(yùn)動員及團(tuán)隊的影響，雖然所得結(jié)果對促進(jìn)團(tuán)隊目標(biāo)發(fā)展具有一定的幫助， 但是長期以教練員為領(lǐng)導(dǎo)主體太過于專一化［4］，并且教練員決策過程中容易表現(xiàn)出專制行為，一旦發(fā)生，就會引發(fā)運(yùn)動員滿意度降低［5］；缺乏信任［6］；教練員與運(yùn)動員關(guān)系僵持等問題，從而大幅度降低團(tuán)隊凝聚力的形成［7］。 為了更全面地促進(jìn)團(tuán)隊發(fā)展，國外學(xué)者基于變革領(lǐng)導(dǎo)理論提出了運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力這一概念［8］，并將其定義為，團(tuán)隊中擔(dān)任正式（如隊長）或非正式的領(lǐng)導(dǎo)角色，其引導(dǎo)或幫助團(tuán)隊成員實現(xiàn)共同目標(biāo)。 相較于教練員，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力在引導(dǎo)團(tuán)隊成員實現(xiàn)共同目標(biāo)時， 會表現(xiàn)出更多的激勵行為，并且在決策風(fēng)格上也會更加民主［9］，一定意義上與教練員產(chǎn)生了互補(bǔ)性。 不僅如此，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力作為隊員眼中的榜樣，除了能夠督促運(yùn)動員積極訓(xùn)練，提高成績外，還可以成為教練員與隊員之間的溝通橋梁，有效促進(jìn)全隊交流環(huán)境，從而提升團(tuán)隊凝聚力［10］。

目前， 我國針對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力領(lǐng)域的研究還僅處于起步階段。 隨著我國體育強(qiáng)國建設(shè)的不斷深入推進(jìn)，僅依靠教練員作為團(tuán)隊領(lǐng)導(dǎo)者已很難滿足團(tuán)隊發(fā)展需要［11］，更應(yīng)從教練員以外的視角關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)現(xiàn)象， 重視對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的培養(yǎng)和建構(gòu)［12］。 因此，為了進(jìn)一步豐富我國領(lǐng)導(dǎo)體系，增強(qiáng)團(tuán)隊發(fā)展及凝聚力，本研究將首次從中國運(yùn)動員的角度出發(fā)，探究運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力是否在團(tuán)隊中發(fā)揮作用， 以及對其中所存在的干預(yù)和調(diào)節(jié)機(jī)制進(jìn)行更深一步的研究， 其結(jié)果將有助于我們深入了解運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力在團(tuán)隊中所產(chǎn)生的影響作用， 對提高運(yùn)動員團(tuán)隊效率和運(yùn)動表現(xiàn)具有現(xiàn)實意義。 此外，本文中的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力，將被定義為，被試感知到的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力，而并非實際表現(xiàn)出的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系

運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力（athlete leadership），被定義為在“團(tuán)隊中擔(dān)任正式（如隊長）或非正式的領(lǐng)導(dǎo)角色，其引導(dǎo)或幫助團(tuán)隊成員實現(xiàn)共同目標(biāo)”［13］。 Fransen 等人將運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力分為 4 種類型，他們在團(tuán)隊發(fā)揮著不同的作用，任務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者善于幫助教練員制定訓(xùn)練計劃；激勵型領(lǐng)導(dǎo)者能積極調(diào)動隊員的情緒，確保每個人都保持積極的訓(xùn)練態(tài)度； 社會型領(lǐng)導(dǎo)者可以使團(tuán)隊成員積極參與社交活動；外部領(lǐng)導(dǎo)者則負(fù)責(zé)隊內(nèi)宣傳，并代表團(tuán)隊與領(lǐng)導(dǎo)開會［14］。

目前，國外針對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚影響的研究，已經(jīng)取得了一定進(jìn)展。 在一項在以足球、籃球、排球運(yùn)動隊為背景的研究中結(jié)果顯示， 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力能夠顯著預(yù)測團(tuán)隊凝聚力，并且激勵型領(lǐng)導(dǎo)對團(tuán)隊任務(wù)凝聚力的影響力度更大［15］。 而社會型領(lǐng)導(dǎo)則對團(tuán)隊社交凝聚力的影響力度更大。 此外，在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力如何影響團(tuán)隊凝聚力方面，Diana 等人認(rèn)為， 團(tuán)隊凝聚力的發(fā)展好壞與運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)能力有關(guān)， 當(dāng)運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力較強(qiáng)時，能夠?qū)F(tuán)隊整齊劃一，提升隊員對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及教練員的信任感，使整支隊伍更加團(tuán)結(jié)，從而促進(jìn)團(tuán)隊凝聚力的提升，相反，當(dāng)運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力不足時，則會使全隊變得渙散，難以管理，導(dǎo)致團(tuán)隊凝聚力大幅降低［16］。 在另一方面Fransen 等人則認(rèn)為， 團(tuán)隊凝聚力的發(fā)展與團(tuán)隊中的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)角色數(shù)量有關(guān)，隨著團(tuán)隊中出現(xiàn)多位不同角色的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)時，團(tuán)隊凝聚力也會隨之增加［14］。

綜上可以得知， 在西方國家運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間存在了一定的相關(guān)性。 但中西方文化背景差異，我國運(yùn)動員因受舉國體制影響，處在相對強(qiáng)調(diào)教練員權(quán)威的環(huán)境中［17］。運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的地位可能會較為被動， 在團(tuán)隊中可以發(fā)揮的影響作用也無從而知。 為了更進(jìn)一步推動團(tuán)隊發(fā)展，了解中國運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力所發(fā)揮的作用，本研究在現(xiàn)有的研究基礎(chǔ)上，提出假設(shè)： 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的多個維度均能夠顯著預(yù)測團(tuán)隊凝聚力（H1）。

1.2 情緒感染的中介效應(yīng)

情緒感染（Emotional contagion），即情緒從個體到另一個個體的傳播的過程［18］，是影響個體行為和團(tuán)隊效率的重要變量［1］。根據(jù)原始性情緒感染理論，Cotterill 等認(rèn)為情緒感染是無意識的情緒傳遞過程， 團(tuán)隊中的領(lǐng)導(dǎo)者可以通過表達(dá)情緒對團(tuán)隊成員產(chǎn)生影響［19］。 情緒感染影響途徑分為兩種，一種是領(lǐng)導(dǎo)情緒傳染源的接觸效應(yīng)， 是指領(lǐng)導(dǎo)在與下屬的接觸中會有意或無意將那個自身情緒傳遞給運(yùn)動員， 從而對團(tuán)隊情緒產(chǎn)生影響。 例如Breykey 等人的研究，教練員在賽前的積極鼓舞可以促使運(yùn)動員在場上超常發(fā)揮，相反，教練員的消極情緒則會導(dǎo)致運(yùn)動員在場上毫無斗志［20］。 第二種則是領(lǐng)導(dǎo)情緒傳染的擴(kuò)散效應(yīng)，指下屬和領(lǐng)導(dǎo)互動時，最先受到領(lǐng)導(dǎo)情緒傳染的下屬，通過自身人際網(wǎng)絡(luò)和社會互動，將被傳染的情緒進(jìn)一步傳染給其他人，形成“接觸—擴(kuò)散”的鏈?zhǔn)椒磻?yīng)［21］。 例如 Hotterdell 等人曾表示，在籃球比賽中，個人的情緒在隊友之間傳遞，而情緒傳染易感性高的運(yùn)動員所受到的影響則更大，從而也更容易將自身情緒傳播至整個團(tuán)隊［22］。

從上述文獻(xiàn)可知， 情緒感染與運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及團(tuán)隊凝聚力之間的相關(guān)性都得到了一定研究的支持。 然而，目前在體育領(lǐng)域卻很少有文獻(xiàn)直接研究運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力通過情緒感染對團(tuán)隊凝聚力的影響，情緒感染是否能從中發(fā)揮作用還有待檢驗。因此本研究推測情緒感染作為因變量加入回歸分析后， 可以顯著提高運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的預(yù)測效力（H2）；并且在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間起到中介作用（H3）。

1.3 運(yùn)動等級的調(diào)節(jié)效應(yīng)

運(yùn)動等級對于運(yùn)動員來說技術(shù)能力的一種體現(xiàn)和認(rèn)可，也是區(qū)分運(yùn)動水平的重要標(biāo)準(zhǔn)。 近些年來，國內(nèi)關(guān)于運(yùn)動等級的研究主要在于探討其在不同變量之間的差異性， 從現(xiàn)有的研究結(jié)果來看，在團(tuán)隊凝聚力方面，馬紅宇等［23］曾提出，由于群體的目標(biāo)是復(fù)雜多變的， 不同群體及其成員對凝聚力的感受是不同的。 張萍［24］則認(rèn)為，等級越高的運(yùn)動員團(tuán)隊凝聚力就越高。 在領(lǐng)導(dǎo)力方面，郝海濤［25］認(rèn)為，由于不同等級運(yùn)動員的認(rèn)知能力不同，對領(lǐng)導(dǎo)力的看法會產(chǎn)在顯著的差異性。

雖然這些研究證實了運(yùn)動等級在領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊凝聚力之中存在一定的差異性， 但目前還未有研究學(xué)者將三者結(jié)合起來進(jìn)行研究，揭示三者之間可能存在的結(jié)構(gòu)聯(lián)系。 為了更直觀地探究不同等級運(yùn)動員對團(tuán)隊凝聚力的感受， 本研究將以運(yùn)動等級作為調(diào)節(jié)變量， 對不同等級的運(yùn)動員在感知到的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力處于不同水平時所產(chǎn)生的團(tuán)隊凝聚力的差異性進(jìn)行探討，并提出假設(shè)：運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力和團(tuán)隊凝聚力之間起顯著的調(diào)節(jié)作用（H4）。

綜上，本研究將從運(yùn)動員的角度出發(fā)，考察運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系， 在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討情緒感染在兩者之間所發(fā)揮的中介作用， 以及運(yùn)動等級情緒感染和團(tuán)隊凝聚力之間起到的調(diào)節(jié)作用。 研究成果將對運(yùn)動員、教練員和體育科研人員深入了解三者之間的關(guān)系起關(guān)鍵性作用，對提高運(yùn)動團(tuán)隊效率和運(yùn)動表現(xiàn)具有現(xiàn)實意義。 本研究的理論模型如下（圖 1）。

圖1 在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間情緒感染起中介作用運(yùn)動等級起調(diào)節(jié)作用

2 研究對象與方法

2.1 被試

由于受到疫情影響， 本次此問卷選用網(wǎng)絡(luò)問卷的形式進(jìn)行發(fā)放。 被試對象來自河北，江蘇，湖北，山東等12 支省市級運(yùn)動隊，共342 名運(yùn)動員。 問卷發(fā)放前，作者先與各地方運(yùn)動隊領(lǐng)隊或教練員取得聯(lián)系，在獲得同意后，問卷統(tǒng)一由教練員進(jìn)行下發(fā)。 在問卷回收后，對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行整理篩查，刪去重復(fù)填寫及數(shù)據(jù)缺失等物無效問卷后， 最終得到316 份有效問卷。 本次問卷調(diào)查項目包括了排球、籃球、橄欖球等項目，其中男運(yùn)動員 172 名， 占比為 56.5%女運(yùn)動員 144 名， 占比為56.5%。平均年齡 22.8 歲（SD=3.86），平均訓(xùn)練年限 7.5 年（SD=5.41）。運(yùn)動等級為國際級運(yùn)動健將的有7 名，國家級運(yùn)動健將26 名，一級運(yùn)動員121 名，二級運(yùn)動員88 名，三級運(yùn)動員 74名。

2.2 研究工具

2.2.1 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力

根據(jù)Fransen 等人［14］對 4 種領(lǐng)導(dǎo)角色的定義，編譯成運(yùn)動領(lǐng)導(dǎo)力問卷，首先需要被試確定一名心目中的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者，例如隊長（但不僅限于隊長），隨后對這位運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行打分。 該問卷共12 個條目，包括4 個維度，分別為任務(wù)型、激勵型、社會領(lǐng)袖型和外部型，每個維度有3 項題目。 采用李克特5 級計分法，范圍從0 分（非常差的領(lǐng)導(dǎo)者）到4 分（非常好的領(lǐng)導(dǎo)者）每個維度均分越高，表明該類型領(lǐng)導(dǎo)能力越明顯。在經(jīng)過信度檢驗后，該問卷的克隆巴赫α 系數(shù)為0.95，結(jié)果顯示該問卷質(zhì)量較高，可用于下一步分析。

2.2.2 團(tuán)隊凝聚力

采用馬紅宇［26］修訂后的《群體環(huán)境問卷》進(jìn)行測量，問卷由13 個正向題目和2 個反向題目構(gòu)成，分別測量個體成員對群體任務(wù)、群體社交的投入程度，采用李克特7 點計分，范圍從1 分（非常不同意）至7 分（非常同意），在正向題目如“我們隊在實現(xiàn)奮斗目標(biāo)的過程中，是團(tuán)結(jié)一致的”分值越高，表示團(tuán)隊凝聚力越高，而在反向題目中如“我們隊的隊員更喜歡獨(dú)自外出，而不愿一起活動”分值越低，表示團(tuán)隊凝聚力越高。 為了確認(rèn)問卷的適用性， 在收集數(shù)據(jù)后對此問卷進(jìn)行了信度檢驗，該問卷的克隆巴赫α 系數(shù)為0.87，結(jié)果顯示該問卷質(zhì)量較高，可用于下一步分析。

2.2.3 情緒感染

運(yùn)動員的情緒感染采用王勇［27］修訂后的《情緒感染量表》進(jìn)行測量。 該量表由13 個項目組成，用于測試不同情境中情緒和行為，該問卷共有12 個條目，如“當(dāng)我身邊的人特別緊張的時候，我也會變得緊張起來”，采用李克特5 點計分，范圍從1（完全不符合）至5（完全符合），分值越高，表示情緒越容易受到感染。 在經(jīng)檢驗，該問卷的內(nèi)部一致性為0. 87，結(jié)果顯示該問卷質(zhì)量較高，可用于下一步分析。

2.3 數(shù)據(jù)分析

本研究數(shù)據(jù)收集的結(jié)果采用SPSS26.0 進(jìn)行處理。 首先采用探索性因子分析方法對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力問卷、群體環(huán)境問卷、情緒感染量表的信度進(jìn)行分析。 然后，選用相關(guān)性分析對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力各維度與團(tuán)隊凝聚力各維度及情緒感染之間的關(guān)系進(jìn)行初步檢驗。 隨后，分步回歸分析的方法進(jìn)一步檢驗運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、情緒感染、團(tuán)隊凝聚力三者之間的相互影響的關(guān)系。利用Bootstrap 方法檢驗情緒感染是否在運(yùn)動員行為與團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系中存在顯著中介效應(yīng)。 最后，采用溫忠麟［28］等提出的有調(diào)節(jié)檢驗方法， 考察運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間的中介路徑中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究數(shù)據(jù)皆來自于運(yùn)動員的自我報告， 可能存在共同方法偏差問題。 為了最大程度降低這一問題，本研究在測過程中秉承匿名問卷測量，標(biāo)準(zhǔn)化施測等嚴(yán)格程序。 在數(shù)據(jù)回收后又采用Harman 單因素檢驗法對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗，驗證性因素分析結(jié)果顯示：χ2=2806.602，df=737，χ2/df=3.808，GFI=0.676，CFI=0.780，NFI=0.724，TLI=0.767，RMSEA=0.092，以此證明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.2 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、群體凝聚力和情緒感染的關(guān)系

通過對各3 個變量之間Pearson 相關(guān)系數(shù)的檢驗，結(jié)果表明（見表1）：運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與任務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)，激勵型領(lǐng)導(dǎo)，社會型領(lǐng)導(dǎo)，外部型領(lǐng)導(dǎo)，群體凝聚力，社交凝聚力，任務(wù)凝聚力，情緒感染共8 項之間全部呈現(xiàn)正相關(guān)， 相關(guān)系數(shù)值分別是0.973， 0.967， 0.973， 0.890， 0.529， 0.412， 0.564， 0.509。 且均達(dá)到了顯著水平（p＜0.01）。 這也為后續(xù)研究提供了先提條件。

表1 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、情緒感染、團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系檢驗Pearson相關(guān)

3.3 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、情緒感染、團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系檢驗

在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上， 為了更加深入地反映各個變量之間的關(guān)系，采用分步回歸分析（hierarchical multiple regression）對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、情緒感染和團(tuán)隊凝聚力的關(guān)系進(jìn)行檢驗（表2）此方法分成兩步實施，首先，以運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力作為自變量，并以團(tuán)隊凝聚力因變量做回歸分析。 第二步，在加入情緒感染后， 能否顯著提高運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力在總體上的解釋水平。 從上述兩個步驟產(chǎn)生的R2是否發(fā)生顯著變化，可知認(rèn)情緒感染的中介效應(yīng)是否達(dá)到顯著水平。

由表2 可見，在第一步中，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力可以顯著預(yù)測團(tuán)隊凝聚力（β=0.529，p＜0.01）。 同時，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力中的 4 個維度均能顯著預(yù)測團(tuán)隊凝聚力：激勵型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.535，p＜0.01），社會領(lǐng)袖型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.546，p＜0.01），外部型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.596，p＜0.01），任務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.511，p＜0.01）。

表2 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與情緒感染和團(tuán)隊凝聚力的分析結(jié)果一覽表

第二步在加入情緒感染后， 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的解釋力度增加了10.2%，并且預(yù)測效果顯著（β=0.341，ΔR2=10.2，p＜0.01） ，而運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力中的 4 個維度，在保持顯著水平的同時， 對團(tuán)隊凝聚力的解釋力度上也均有不同程度的上升：激勵型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.348，ΔR2=0.1，p＜0.01），社會領(lǐng)袖型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.365，ΔR2=0.098，p＜0.01）， 外部型領(lǐng)導(dǎo) （β=0.424，ΔR2=0.063，p＜0.01），任務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)（β=0.325，ΔR2=0.117，p＜0.01）。

3.4 情緒感染的中介效應(yīng)檢驗

在了解了運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力、 情緒感染與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系后得知， 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力影響可能至少是部分地通過情緒感染實現(xiàn)， 即運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力首先作用于運(yùn)動員情緒感染，而后者進(jìn)一步地影響團(tuán)隊凝聚力。 在這一關(guān)系中，情緒感染起到了中介變量的作用。 因此，本研究對情緒感染可能存在的中介效應(yīng)進(jìn)行了檢驗。

在表3 中，由路徑c 可知，預(yù)測變量對因變量的總體效應(yīng)是否顯著。 由路徑c’可知，在控制了中介變量后，預(yù)測變量對因變量的直接效應(yīng)是否仍然顯著。 由路徑ab 可知，預(yù)測變量通過中介變量作用于因變量的間接效應(yīng)是否顯著。 如果路徑ab 所標(biāo)示的間接效應(yīng)在95%偏置糾正的置信區(qū)間內(nèi)不包括0，則表示間接效應(yīng)顯著，也即支持了至少存在部分中介效應(yīng)的假設(shè)。 由表3 可知，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的總效應(yīng)顯著（c=0.474，p＜0.01），在控制了情緒感染后，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力仍存在對情緒感染的顯著直接效應(yīng)（c’=0.305，p＜0.01）。 同時，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力通過情緒感染作用于因變量的間接效應(yīng)顯著（a*b=0.169，p＜0.01，95%BootCI=0.123～0.252 ）。 同樣， 由表 3可知，情緒感染在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的4 個維度，與團(tuán)隊凝聚力之間均起到部分中介作用。 社會領(lǐng)袖型（a*b=0.155，p＜0.01，95%BootCI=0.115～0.243）激勵型（a*b=0.174，p＜0.01，95%BootCI=0.123～0.249）任務(wù)型（a*b=0.163，p＜0.01，95%BootCI=0.125～0.247）外部型（a*b=0.179，p＜0.01，95%BootCI=0.097～0.241）以上結(jié)果表明，情緒感染的中介效應(yīng)顯著，且對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其4 個維度與團(tuán)隊凝聚力起到的是部分中介作用。 因此驗證了假設(shè)H3。

表3 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力各維度通過情緒感染作用于團(tuán)隊凝聚力的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果一覽表

3.5 運(yùn)動等級的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

在此項檢驗中將運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力以作為自變量， 團(tuán)隊凝聚力作為因變量，運(yùn)動等級作為調(diào)節(jié)變量，探討不同等級運(yùn)動員對團(tuán)隊凝聚力的感受， 是否有可能因運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力水平高低而存在差異，本文中將參考教育部、國家體育總局發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步完善和規(guī)范高校高水平運(yùn)動隊考試招生工作的指導(dǎo)意見》［29］中高水平運(yùn)動隊的招生條件進(jìn)行等級分類，將一級及以上運(yùn)動員定義為高水平，二級及以下運(yùn)動員定義為低水平。 其中高水平運(yùn)動員為144 人，平均年齡為24.5 歲，低水平運(yùn)動員為172 人，平均年齡為21.2 歲。 兩組人數(shù)未見顯著差異。 在分析過程中，根據(jù)溫忠麟和侯杰泰等［28］所指，調(diào)節(jié)分析時，如果調(diào)節(jié)變量為定類數(shù)據(jù)，通常需要進(jìn)行虛擬變量后才能分析。 因此本次研究對所有收集到的運(yùn)動等級數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為虛擬變量后進(jìn)行分析，并將性別，年齡作為控制變量放入第一模型中，將和運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力和運(yùn)動等級放入第二模型中， 最后將運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力和運(yùn)動等級的交互項放入第三模型中， 最終結(jié)合第三模型中交互項的顯著性情況分析調(diào)節(jié)效應(yīng)。

從表4 可看出，控制變量中，年齡和性別并沒有通過F 檢驗（F=1.147，p＞0.05），也即說明并不會對群體凝聚力產(chǎn)生影響關(guān)系，在主效應(yīng)中，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力可以正向顯著預(yù)測團(tuán)隊凝聚力（β=0.531，p＜0.01），交互項中，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與運(yùn)動等級的交互項也達(dá)到了顯著性水平 （β=0.355，p＜0.01）。 綜上結(jié)果表明， 運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力中起到顯著調(diào)節(jié)作用。 為了進(jìn)一步檢驗運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間起到的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究將運(yùn)動等級分為高水平（M+1SD）與低水平（M-1SD），以團(tuán)隊凝聚力作為縱坐標(biāo)，以運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力作為橫坐標(biāo)，做出本研究的調(diào)節(jié)效應(yīng)斜率圖。 如圖2 所示。

表4 運(yùn)動等級對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖2 運(yùn)動等級對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

從圖2 我們得知， 當(dāng)運(yùn)動等級處于高水平或低水平時運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力均起到正向預(yù)測作用， 但高水平斜線幅度明顯大于低水平， 也即說明在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力強(qiáng)的情況下，高水平組的團(tuán)隊凝聚力明顯高于低水平，而在隨著運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力下降，高水平組的團(tuán)隊凝聚力也在明顯下降。 而低水平雖然也會受到運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的影響， 團(tuán)隊凝聚力下降幅度明顯低于高水平運(yùn)動員。 因此，運(yùn)動等級作為調(diào)節(jié)變量，能夠有效地調(diào)節(jié)運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力和團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系。

4 討論

4.1 各變量間的相關(guān)性

本研究通過對所采集的317 名運(yùn)動員各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析后，結(jié)果表明（見表1），運(yùn)動員的團(tuán)隊凝聚力、社交凝聚力和任務(wù)凝聚力與情緒感染以及運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其各個維度之間均呈顯著正相關(guān)， 此結(jié)果符合了Callow 等人提出的觀點，當(dāng)運(yùn)動員在其團(tuán)隊中感受到更強(qiáng)的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力時，他們在實現(xiàn)團(tuán)隊目標(biāo)和維持隊內(nèi)社交時會更加團(tuán)結(jié)一致［3］。從相關(guān)系數(shù)上來看，在社交凝聚力中，外部型領(lǐng)導(dǎo)的相關(guān)性最強(qiáng)。 這一結(jié)果未能驗證Todd 等人提出的社會型領(lǐng)導(dǎo)對社交凝聚力的影響力最大的觀點。 但他們認(rèn)為外部型領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊中，同樣具有社交導(dǎo)向［16］，通過對外部型領(lǐng)導(dǎo)的深入了解后發(fā)現(xiàn)，這是因為外部型領(lǐng)導(dǎo)作為團(tuán)隊與外部環(huán)境之間的聯(lián)絡(luò)人， 需要清楚地了解團(tuán)隊狀況，會與團(tuán)隊成員相處得更加密切，并且，外部型領(lǐng)導(dǎo)在負(fù)責(zé)隊內(nèi)宣傳時， 也會更加注重團(tuán)隊精神與團(tuán)隊文化的培養(yǎng)，加強(qiáng)交流與溝通，形成良好的團(tuán)隊氛圍。 從而促進(jìn)團(tuán)隊社交凝聚力的形成。此外，Eys 等人也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)運(yùn)動員認(rèn)為社交和外部型領(lǐng)導(dǎo)者角色在其團(tuán)隊中的表現(xiàn)程度時， 他們對團(tuán)隊績效和團(tuán)隊整合度最為滿意［13］。 由此可見外部型領(lǐng)導(dǎo)在對提高團(tuán)隊凝聚力中起到了關(guān)鍵性作用。 而在任務(wù)凝聚力中，相關(guān)系數(shù)最高的也是社會型領(lǐng)導(dǎo)，這一結(jié)果與Todd 等人認(rèn)為的“激勵型領(lǐng)導(dǎo)更能促進(jìn)團(tuán)隊任務(wù)凝聚力的提高”這一觀點不符。 通過查閱文獻(xiàn)，得出解釋，社會領(lǐng)袖型領(lǐng)導(dǎo)者強(qiáng)調(diào)促進(jìn)對內(nèi)良好關(guān)系，減少沖突。 因此，如果在運(yùn)動員所處的團(tuán)隊需要相互配合來完成任務(wù)時， 那么社會領(lǐng)袖型領(lǐng)導(dǎo)可以通過調(diào)整隊友的關(guān)系，提高隊友之間的默契度，從而達(dá)到團(tuán)隊任務(wù)凝聚力的提升［8］。

在多步回歸分析中研究表明（表2），運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力顯著相關(guān)。 在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的各維度中，均能顯著預(yù)測任務(wù)凝聚力與社交凝聚力。 將情緒感染作為中介變量加入回歸分析后顯著提高了運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其各維度對團(tuán)隊凝聚力的預(yù)測效力。 也就是說，首先運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的產(chǎn)生直接影響作用；其次，運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者還可以通過在平時生活中頻繁地與團(tuán)隊成員溝通接觸， 將自身情緒不自覺地傳遞給團(tuán)隊成員，形成團(tuán)隊共享情緒，從而團(tuán)隊凝聚力，產(chǎn)生間接影響。 該結(jié)果也充分肯定了情緒感染在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間發(fā)揮的重要作用［30］，因此驗證了假設(shè)（H1，H2）。

4.2 情緒感染的中介效應(yīng)

從前面的檢驗結(jié)果可知， 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力能顯著預(yù)測運(yùn)動員的團(tuán)隊凝聚力，同時，在情緒感染加入模型后會顯著提高運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的預(yù)測效力。 為了進(jìn)一步考察情緒感染是否在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與運(yùn)動員團(tuán)隊凝聚力之間起到中介作用， 采用Bootstrapping 法對情緒感染可能存在的中介效應(yīng)進(jìn)行了檢驗。 結(jié)果表明（見表3），情緒感染對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其4 個維度與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系均起部分中介作用。 也就是說明了運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力可以通過情緒傳染對團(tuán)隊凝聚力產(chǎn)生影響。 這一結(jié)果證實 Cotterill 等［20］所提出的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者可以通過表達(dá)情緒對團(tuán)隊成員產(chǎn)生重大影響， 同時對證明情緒感染是無意識性感染提供了證據(jù)。 從側(cè)面來看，情緒感染之所以可以在團(tuán)隊中發(fā)揮作用， 也可以解釋為團(tuán)隊成員對于運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者具有高度信任， 以至于運(yùn)動員不會對領(lǐng)導(dǎo)者所散發(fā)的情緒產(chǎn)生懷疑， 運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)者的情緒也更容易被運(yùn)動員所接受［31］。 因此驗證了研究假設(shè)（H3）。

4.3 運(yùn)動等級的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究通過調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗程序， 對運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間是否起調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了檢驗， 研究結(jié)果表明，運(yùn)動等級對團(tuán)隊凝聚力起顯著正向預(yù)測作用，且能夠有效調(diào)節(jié)運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力之間的關(guān)系。 在斜率圖中可以看出（圖2），運(yùn)動等級越高的運(yùn)動員，團(tuán)隊凝聚力也就越強(qiáng)，但隨著運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的下降，高等級運(yùn)動員的凝聚力則明顯下降。 這一結(jié)果與張萍［24］2007 提出的運(yùn)動員水平越高則團(tuán)隊凝聚力越強(qiáng)的結(jié)論一致。 前人對運(yùn)動等級的研究大多都集中在與其他變量的差異性中， 對運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力水平的高低變化所存在的影響并沒有過多的解釋。 但焉石［32］曾在一項研究中表示， 高水平運(yùn)動員相較低水平運(yùn)動員無論是生理還是心理方面都相對成熟， 此時高水平運(yùn)動員就會比較注重領(lǐng)導(dǎo)者各方面能力，渴望能從教練員處得到更多的理論支持。 由此推斷，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者能力不足，或無法滿足運(yùn)動員的內(nèi)心需求時，則會導(dǎo)致運(yùn)動員對領(lǐng)導(dǎo)者的信任下降， 無法完全地服從領(lǐng)導(dǎo)者的指揮，從而降低團(tuán)隊凝聚力。 低水平運(yùn)動員相較于高水平運(yùn)動員由于從事時間較短、經(jīng)驗不足、對項目了解還不夠，外加相對年齡偏小，思想單純，缺乏獨(dú)立思考能力，大多還只是一味地依賴領(lǐng)導(dǎo)者， 所以低水平運(yùn)動員并不會過多地受到運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力水平的影響。

綜上，結(jié)果驗證了我們在文中所提出的假設(shè)（H4），即運(yùn)動等級感會影響運(yùn)動員的團(tuán)隊凝聚力，當(dāng)運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力越強(qiáng)時，運(yùn)動員就越容易信服，其團(tuán)隊凝聚力就會越強(qiáng)，相反，運(yùn)動等級較低的運(yùn)動員，受到來自運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)的影響則較少。 因此，在今后的運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)選拔制度上，成績并非唯一標(biāo)準(zhǔn)，我們更需要全方位地考察運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力， 并滿足不同階段運(yùn)動員的心理需求，使其更加信任運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力，從而促進(jìn)團(tuán)隊凝聚力的提升。

5 結(jié)論

本文對309 名運(yùn)動員進(jìn)行問卷調(diào)查， 所得結(jié)果通過SPSS26.0 進(jìn)行統(tǒng)計和分析。最終所得數(shù)據(jù)，驗證了本文中所提出的假設(shè)，并得出以下結(jié)論：

1） 團(tuán)隊凝聚力、 社交凝聚力和任務(wù)凝聚力與情緒感染、以及運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其各個維度之間均呈顯著正相關(guān)。

2） 外部型領(lǐng)導(dǎo)對社交凝聚力的影響力度最強(qiáng)，社會領(lǐng)袖行領(lǐng)導(dǎo)對任務(wù)凝聚力影響力度最強(qiáng)。

3） 將情緒感染作為中介變量加入回歸分析后，能夠顯著提高運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力對團(tuán)隊凝聚力的預(yù)測效力。

4） 情緒感染在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力及其4 個維度與團(tuán)隊凝聚力之間均起到部分中介作用。

5） 運(yùn)動等級在運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力與團(tuán)隊凝聚力中起調(diào)節(jié)作用，且等級越高的運(yùn)動員時，團(tuán)隊凝聚力就越強(qiáng)，而隨著運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力的下降，團(tuán)隊凝聚力也隨之下降。 低水平雖然也會受到運(yùn)動員領(lǐng)導(dǎo)力水平的影響， 但影響幅度明顯低于高水平運(yùn)動員。