控制执教行为量表在中国运动员人群中的初步检验

赵大亮 蒋小波 刘靖东

1 广州体育学院（广州 510070）

2 香港体育学院

3 香港浸会大学体育学系

1 引言

来自国外的大量研究表明， 教练员的执教行为对运动员的成绩和心理体验都会产生重要的影响。 例如，有研究发现教练员的控制型执教方式，相对于教练员自主支持型执教方式对运动员会产生更多负面影响[1，2]。但在中国人群中， 有关教练控制行为及其影响的重要性尚未引起研究者们足够的重视和深入的探讨。 教练员执教行为尤其是控制型执教行为这一研究问题对于中国人群之所以重要， 主要体现在中国传统文化和竞技体育体制相结合的特殊性。

在中国传统文化的背景下， 以及在当前体育体制的具体环境中， 中国的教练员与运动员的关系展现出其特殊性。 中国传统文化所强调 “一日为师， 终身为父” 和“棒下出孝子，严师出高徒”等尊师重道思想和教育理念，广泛根植于大众的思维里。在中国的竞技体育情境中，这些思想、观念的行为外显相对其他领域则更加明显。而且，教练员和运动员的关系也是当前中国社会存在的为数不多的比较典型的中国传统意义上的“师徒关系”。同时，我们也会发现很多中国运动员或教练员在形容他们与自己的教练员或运动员的关系时，会频繁用到的词语便是“父子/父女”或“母子/母女”等，这也凸显了中国传统文化在教练员和运动员关系模式中的印记。竞技体育的主要特点是对训练的高要求。但在当前中国的竞技体育体制下， 专业训练则意味着长期的、系统的、严格的体能和技能训练。而且，多数体育项目均需要运动员从青少年甚至幼年便开始专业训练。这便要求运动员早年就要离开家庭和父母，长期在运动队生活和训练。 也正是这种训练模式，在很大程度上使得这些早年离家的运动员与朝夕相处的教练员之间形成了一种特殊的教练员－运动员关系。

教练员与运动员关系的特殊性是中国教练员选择其执教方式的基础之一。另外，大部分中国教练员是运动员出身，因此，这些教练员的早年运动员（与教练员之间的互动）经历，在很大程度上成为其日后执教方式形成的主要经验来源。 两者的结合在很大程度上决定了中国教练员的执教方式普遍存在专制和控制的特点。 但是，从绩效的角度看，专制或控制型执教方式也未必必然产生负性结果。 例如，在科学训练的原则指导下， 中国奥运代表团奖牌数目的增势并未否定这一问题。 这貌似与国外已有研究提到的自主支持型执教方式相对于控制型执教方式更好的结论相矛盾。 但已有研究还发现， 教练员的自主支持行为和控制行为之间呈现出低等程度的负相关[1，2]，即两者之间并非非此即彼，他们可以是同时存在的。 所以，控制型执教方式并非是影响运动员表现（比赛结果）的决定因素。然而，从运动员主观体验（无动机、消极情绪、心理耗竭等）的角度看，教练员控制行为的影响是不容忽略的。国外已有研究发现， 教练员控制型执教方式与运动员的心理需求阻滞具有正相关， 后者进而对运动员的负性心理变量（例如：抑郁症状、饮食紊乱、消极情感、心理耗竭、急性压力症状等）具有显著的正向预测作用[3]。 这些研究发现表明控制型执教方式对运动员尤其是青少年运动员的心理体验具有负性的影响。然而，这一研究问题在中国教练员和运动员人群中尚未得到相应的探讨。 其主要原因在于相关有效测量工具的缺失。因此，为了进一步开展有关教练员执教行为和控制型执教方式的研究， 本研究对国外发展的 《控制执教行为量表》（Controlling Coach Behaviors Scale，CCBS）[2]进行了翻译，并对其在中国运动员人群中使用的信、效度进行检验。为了达到这一研究目的，研究者进行了独立样本的调查研究。 在“研究一”中，研究者将控制执教行为量表翻译成中文，并在一个中国运动员样本（n=261）中进行了施测。并初步对该量表的效度（结构效度、区分效度）和信度（内部一致性信度）进行了检验。 在“研究二”中，研究者采用该量表在另一独立样本（n=127）中进行了施测，进一步对该量表的效度（结构效度、区分效度、法则效度）和信度进行了检验。

2 研究一

本研究的目的是检验控制执教行为量表的结构效度、区分效度（结构内的），以及内部一致性信度。

2.1 研究方法

2.1.1 受试者

本研究受试者为261名中国运动员 （男=130； 女=131），年龄15.3 ± 2.01岁（11～22岁），涉及的运动项目包括武术、乒乓球、游泳、举重、网球、体操。

2.1.2 测量工具

《控制执教行为量表》由Bartholomew等[2]发展而成。该量表由15个条目组成，包括四个维度，分别是奖励控制（controlling use of rewards）（4个条目）、消极条件性关注 （Negative conditional regard）（4个条目）、 威迫（intimidate）（4 个 条 目） 和 过 度 个 人 控 制（excessive personal control）（3个条目）。 该量表采取里克特7点计分，即1=强烈不同意，7=强烈同意。 奖励控制指使用外部奖励来控制行为； 消极条件性关注指教练员以冷漠的态度回应比赛中的失败以期运动员在将来能更加努力或取得更好的成绩； 威迫指以一种居高临下的姿态使用羞辱、贬低或威胁使用体罚等手段来控制行为；过度个人控制指以侵入式干预运动员训练以外的生活。Bartholomew等研究发现， 该量表具有稳定的结构效度和可接受的内部一致性信度（介于0.74 到0.84之间）[2]。

2.1.3 研究程序

研究者遵循翻译－回译的步骤，将控制执教行为量表从英文翻译成中文。 具体步骤为两位双语（中文-英文）翻译者独立将问卷翻译成中文，然后对翻译的问卷进行讨论直至达成共识，形成初步中文问卷。之后由另外一位双语翻译者独立将初步中文问卷再翻译成英文。 研究者通过对翻译的英文问卷与英文原始问卷进行比较来检验问卷翻译的准确性。 通过讨论和修改最终确定中文版问卷。

2.1.4 数据分析

本研究采用验证性因素分析对量表结构效度进行检验。 通过检验因素间相关系数在95%信度区间内是否包括±1.0来检验量表因素间的区分效度（discriminant validity）。 采用合成信度（composite reliability，CR）检验各分量表内部一致性信度。 所有分析均使用AMOS18.0完成。 在模型检验过程中， 本研究采用χ2、CFI、TLI、SRMR以及RMSEA（95%信度区间）等指标评估模型的拟合情况。 当CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型拟合可接受， 大于等于0.95表明模型拟合良好， 对于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型拟合可接受[4]。

2.2 研究结果

验证性因素分析结果发现四因素模型拟合指数为：χ2(84) = 191.218，CFI=.929，SRMR=0.07，RMSEA =0.07 (90% CI = 0.057～0.083)，达到可接受水平，但模型仍存在改善空间。 对各条目因子负荷进行检查发现，条目4（过度个人控制分量表）和条目1（奖励控制分量表）因子负荷分别为0.33和0.31，低于可接受水平0.40[5]，条目1的标准残协方差（standard residual covariance）与其他因子条目的相关显著大于2，表明该两条目表现不好，研究者决定将该条目4和条目1予以删除。研究者对13个条目的CCBS再次进行验证性因素分析，发现模型拟合指数得到显著改善， 拟合指数指标为：χ2(59) = 125.57，CFI=0.954，SRMR = 0.0451，RMSEA = 0.066 (90% CI =0.05～0.08)，因子负荷介于0.572至0.817之间（见图1）。 本研究中有关该量表的描述性统计结果见表1。

根据验证性因素分析结果， 研究者对量表各因素间相关系数进行检验发现， 各系数的95%信度区间范围值均不包括±1.0。 这一研究结果表明该控制执教行为量表所测量的四因素之间是能够彼此区分的， 为该量表的区分效度提供了支持。

图1 研究1中《控制执教行为量表》因素关系及因子负荷

表1 描述性统计结果

研究者对各分量表的组合信度（CR）值进行计算，发现各分量表的CR值分别为：奖励控制0.73，消极条件性关注0.82，威迫0.82，过度个人控制0.78，均大于0.70，表明各分量表具有良好的内部一致性信度。

本研究结果表明， 控制执教行为量表的四因素结构得到验证。但条目1和条目4表现不佳，删除条目后因子结构得到显著改善。 内部一致性分析结果表明，该量表各分量表信度均达到可接受水平。 但值得注意的是，过度个人控制量表只有两个条目， 少于被广泛接受的每个维度至少包括三个条目的建议。

3 研究二

本研究的目的是在另一独立样本内检验控制执教行为量表的结构效度、区分效度（结构内的），以及内部一致性信度。 同时，研究者对量表的法则效度进行了检验。

3.1 研究方法

3.1.1 受试者

127名运动员（女=43，男=84）受邀自愿参加本研究。 受试者年龄17.35 ± 2.87岁（14～26岁），训练年限7± 4.58年，涉及的运动项目包括武术、乒乓球、游泳、举重、网球、体操。

3.1.2 测量工具

控制执教行为量表。 该问卷由15个条目组成，包括四个维度，分别是奖励控制、消极条件性关注、威迫、过度个人控制。 问卷采取里克特7点计分，即1=强烈不同意，7=强烈同意。

自主支持量表。 研究者采用改编自健康领域的6条目自主支持量表[6]来测量运动员知觉到的教练员自主支持程度。 该量表采用里克特7点计分，即1=强烈不同意，7=强烈同意。 中文版自我支持量表在锻炼领域表现出良好的信效度[7]，在本研究中的内部一致性值为0.882。

主观活力量表。 研究者采用6个条目版本的主观活力量表[8]测量运动员的主观活力水平。该量表采用里克特7点计分，即1=非常不同意，7=非常同意。该量表在其他中国人群中表现出良好的信效度[9]，在本研究中的内部一致性值为0.830。

3.1.3 数据分析

本研究采用验证性因素分析对量表结构效度进行检验。 通过检验因素间相关系数在95%信度区间内是否包括±1.0来检验量表因素间的区分效度。 通过检验量表得分与理论相关变量（自主支持和主观活力）的相关程度是否符合理论假设， 来评价其法则效度（nomological validity）。 采用合成信度检验各分量表内部一致性信度。 所有分析均使用AMOS18.0完成。 在模型 检 验 过 程 中， 本 研 究 采 用χ2、CFI、TLI、SRMR 以 及RMSEA（95%信度区间）等指标评估模型的拟合情况。当CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型拟合可接受，大于等于0.95表明模型拟合良好，对于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型拟合可接受[4]。

3.2 研究结果

使用AMOS验证性因素分析结果发现4因素模型拟合指数为：χ2(84)=140.39，CFI=0.929，SRMR=0.07，RMSEA=0.073 (90% CI = 0.051～0.094)，达到可接受水平，但模型仍存在改善空间。对各条目因子负荷进行检查发现，条目4（过度个人控制分量表）和条目1（奖励控制分量表）因子负荷分别为0.14和0.38，低于可接受水平0.40。删除该两条目后再次进行验证性因素分析， 发现模型拟合指数得到改善，拟合指数指标为：χ2(59) = 102.64，CFI=0.943，SRMR = 0.0516，RMSEA = 0.077(90% CI =0.05～0.09)，因子负荷介于0.56至0.88之间（见图2）。 此结果与研究1结果具有一致性。 本研究中有关该量表的描述性统计结果见表1。

根据验证性因素分析结果， 研究者对量表各因素间相关系数进行检验发现， 各系数的95%信度区间范围值均不包括±1.0。 这一研究结果表明该控制执教行为量表所测量的四因素之间是能够彼此区分的， 为该量表的区分效度提供了进一步支持。

研究者对各分量表的组合信度（CR）值进行计算，发现各分量表的CR值分别为：奖励控制0.758，消极条件性关注0.847，威迫0.814，过度个人控制0.797，均大于0.70，表明各分量表具有良好的内部一致性信度。

研究者对控制执教行为量表及各分量表与自主支持量表和主观活力量表得分进行相关分析发现， 消极条件性关注、 威迫以及量表总分与自主性支持呈低到中等强度负相关， 而奖励控制与过度个人控制与自主支持分别呈正相关和负相关，但并未达到显著水平。除奖励控制与主观活力不相关外， 控制执教行为量表总分及其他各分量表均与主观活力呈现低到中等强度负相关（见表2）。 这一研究结果虽然与已有研究结果存在一定的差异（例如奖励控制），但总体上支持了控制执教行为量表与相关理论变量的关系。

表2 控制执教行为量表各分量表与相关理论变量的相关系数

图2 研究2中《控制执教行为量表》因素关系及因子负荷

4 讨论

4.1 量表在中国的适用性

本研究的目的是在中国运动员人群中检验中文版本《控制执教行为量表》在体育情景中应用的相关心理测量学属性。 具体而言，研究者对该量表的结构效度、区分效度、 法则效度以及内部一致性信度等进行了检验。 来自两个样本的验证性因素分析结果表明，条目1和条目4表现并不理想，因子负荷过低。 删除此两个条目后，13条目四因素测量模型数据拟合情况得到显著改善。 但是，值得注意的是，删除条目4后，过度个人控制这一维度只剩下2个条目，未能满足一般量表要求存在3个或以上条目的标准。 但对这2个条目在不同样本中的相关统计结果进行分析发现， 这两个条目的因子负荷均高于0.79，并且不存在跨因子的情况。 这一研究结果说明这2个条目确实能够在一定程度上测量到过度个人控制这一维度， 且能够反映中国运动员对教练员的个人过度控制行为的感知。另外，过度个人控制维度与其他维度的相关情况与已有研究相似， 这一结果表明过度个人控制行为可能是中国教练员所采用的控制执教行为的一种。 因此研究者并未对该维度给予删除。 未来研究者在中国运动员人群中使用该问卷时，需要对此维度给予特别注意。 研究者建议未来研究可以致力于通过访谈的方式， 搜集更多有关该维度的相关信息，进而对该维度给予进一步的补充和修订。13个条目测量模型的区分效度分析表明， 各因素之间可以有效彼此区分。 法则效度分析结果表明，控制执教行为总分与理论假设相关变量的关系符合预期。 内部一致性信度结果表明所有分量表均达到可接受水平。 这些研究结果为中文版《控制执教行为量表》在中国运动员人群中的应用提供了初步的信度和效度支持。

4.2 两个条目不适用的原因

条目1 “我的教练试图通过承诺奖励的方式激励我”在研究一和研究二中因子负荷都低于0.40，没有达到可接受的标准[4]。 这可能是因为，其所属维度中其它条目所描述的是确实的“奖励”（例如，我的教练只用奖励/表扬的方式让我更努力地训练），而条目1所描述的只是一种“承诺”，这种承诺的方式在中国专业运动员身上的作用可能并不显著。 事实上，在中国内地的训练环境中，教练员的诸多行为都是以成绩为主导，教练员能够给予运动员的承诺并实现这一承诺的方式和途径并不多。相对于确实的奖励控制，中国运动员可能并不容易想象教练会如何使用承诺来控制其行为。 或者说，中国运动员可能由于文化或体制的关系， 并未将此种类型的激励方式知觉成为一种“控制”。

条目4“我的教练期望我将整个生活重心放在我的运动项目上” 在研究一和研究二中因子负荷都低于0.40，没有达到可接受的标准。 这可能是因为：（1）国外运动员不是职业运动员， 除了训练可能还有训练以外的其他生活。 但中国运动员几乎所有时间都在训练基地中度过，生活和训练的界线可能并不明显。（2）条目4因为没有直接使用（消极性的）控制词语，有可能造成运动员对该条目的知觉不够准确。 运动员可能会根据教练员平时对自己的谈话或教导， 提起他是否希望自己多用心在训练上。而对中国运动员来说，这并不一定会被视为一种个人控制。

4.3 法则效度

在“研究二”中，研究者对控制执教行为量表得分与自主支持量表和主观活力量表得分的相关程度进行了分析，以检验该量表的法则效度。根据自我决定理论假设及已有研究结果，控制执教行为量表及各分量表，应该与自主性支持和主观活力呈显著负相关关系。 本研究发现， 虽然奖励控制与自主性支持和主观活力不相关，过度个人控制与自主性支持相关不显著，但其他两个分量表以及量表总分与自主支持和主观活力的相关情况均与已有研究结果相一致[10]。 另外，控制执教行为量表总分与自主性支持得分的低相关结果进一步支持已有研究有关控制与自主性支持的关系并非两极化趋势的结论。 中国的教练员也可能会同时采用控制和自主性支持或者其他类型的执教方式。

5 结论和建议

来自两个独立样本的研究结果表明， 控制执教行为量表四维度结构比较稳定， 结构效度得到支持。 同时， 该量表的各分量表的内部一致性信度均达到可接受水平。但由于个人控制行为维度只包含两个条目，研究者在中国运动员群体中使用该量表时需要给予特别的注意。 建议未来研究针对这一维度进行进一步修订及检验。 总体而言，本研究为13个条目的控制执教行为量表在中国运动员人群中的应用提供了初步的信效度支持。但由于“研究一”与“研究二”样本量差异大，研究者未对该量表跨样本结构效度恒等性（invariance analysis 或者equivalence ）进行检验，建议未来研究者在采用多样本设计时可以进一步对该量表的结构效度的跨样本恒等性进行检验。

本研究结果表明， 奖励控制得分与主观活力得分相关不显著。这一研究发现与已有研究结果并不一致，说明对于中国运动员来说， 奖励控制并不一定会损坏个体的积极情感体验（主观活力）。因此，这一研究结果也提醒未来研究者需进一步检验控制型执教方式对中国运动员的情感特别是消极情感的影响。

控制型执教方式是中国教练员所普遍采用的一种执教方式。虽然本研究发现，国外教练员控制行为的四个维度在中国运动员人群中均得以验证， 但并不能说明中国教练员仅限于采用这四种控制方式。因此，未来研究者可以结合质性研究方法和量化研究方法， 对中国教练员可能使用的执教方式进行更加深入的研究和挖掘。

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