教练员领导行为与运动员竞赛焦虑:运动自信的中介效应和认知风格的调节效应

程宏宇，王 进，胡桂英

1 前言

运动员的竞赛焦虑因其对运动员竞赛成绩和运动生涯长短是一个重要的预测变量，在过去的20多年中得到了 较 多 的 关 注 和 探 讨［1，4，7，21，23，29］。 而 教 练 员 的 领 导 行 为 作为影响运动员竞赛状态的一个重要因素，其与竞赛焦虑的相关性在国外也得到了一定的讨论和研究［10，30］。目前，此类研究因运动员焦虑情绪的体验具有主观性，多侧重于从运动员对教练领导行为的感知这一角度，检验其与运动员竞赛焦虑之间的相关性。而迄今在我国同类研究仍相对缺乏，对运动员感知到的教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间的关系所做的探讨还不够深入。我国学者张力为（2001）指出，由于存在着中西方的文化差异，中国运动员所体验的竞赛焦虑及其影响因素与西方运动员相比可能有所不同［5］。因此，中国教练员对国内运动员竞赛焦虑的影响也可能存在着不同于西方的特征与规律，对这一课题展开研究显然具有一定的意义和价值。同时，国内、外的相关研究表明，教练员的领导行为对运动员的影响可通过运动员的评价进行有效测量。本研究的主要目的就在于从运动员的角度探讨其对中国教练员领导行为的感知与自身竞赛焦虑之间的相关性，并对运动自信和认知风格等相关变量在其中可能起到的角色作用做深入的探讨。作者在对有关文献做认真考察后，提出运动自信作为一个与竞赛焦虑密切相关的概念，有可能在运动员感知到的教练员领导行为与竞赛焦虑之间起到中介作用。更进一步，作者提出运动员因存在认知风格等个性特征的差异，其对教练员领导行为的感知对不同认知风格个体在竞赛焦虑上所产生的影响也可能是有差异的。换言之，作者推测运动员的认知风格有可能在教练员领导行为与竞赛焦虑的关系中存在显著的调节效应。本研究将对这些理论假设逐一进行检验，其结果将有助于我们更进一步地澄清教练员领导行为对运动员竞赛焦虑可能产生的影响作用。在此，需明确指出的是，作者在本研究中将教练员领导行为操作性地界定为“运动员感知到的教练员领导行为”，而不是教练员的实际领导行为。

2 文献回顾与研究假设

2.1 竞赛焦虑

竞赛焦虑是一个在运动心理学中得到广泛研究的多维概念，可分为状态焦虑和特质焦虑。状态焦虑是一种即刻的情绪状态，以担忧、恐惧、紧张和生理唤醒为特征。特质焦虑是对某一情境感知为具有威胁的倾向性，并对该环境表现出状态焦虑的增加。竞赛焦虑通常被认为包含着认知和生理成分。生理上的焦虑表现为心率加速，肌肉紧张、流汗等生理反应。认知焦虑则表现为对竞赛结果的消极预期，担忧，注意集中困难等。在西方文献中，竞赛焦虑所具有的认知和生理成分得到了大量实验和因素分析研究的支持［26，31］。Lazarus（1998）指出，认知过程能够引起生理唤醒，而生理唤醒也能够影响认知过程，两者相互作用相互影响［15］。而同时，焦虑的认知和生理反应可以由不同的原因所引起，它们可有区别地对行为产生不同的影响，因此又具有相互之间的独立性［20］。

在国内的文献中，有学者指出中国集体主义文化的性质决定了运动员成就动机和情绪体验的社会定向特征，进而决定了社会期待焦虑在赛前情绪中的重要地位。据此，张力为（2001）将认知焦虑又区分为个人失败焦虑和社会期待焦虑，并构建了赛前情绪五因素模型，提出赛前情绪作为二级因素，支配着自信、躯体焦虑、个人失败焦虑和社会期待焦虑4个一级因素［5］。张力为所构建的赛前情绪模型展现了对相关领域所进行的本土化探索，具有一定的研究价值。但目前这一模型还未得到充分的关注和探讨，该模型是否具有足够的结构效度，能否解释本国运动员竞赛焦虑的特征，还有待进一步的检验。

2.2 教练员领导行为与运动员竞赛焦虑的关系及研究假设

教练员领导行为，是指教练员在带领运动员为达成训练目标而努力的过程中所表现出的各种行为。Chelladurai和Saleh（1980）将教练员领导行为区分为五大类，包括:训练指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为和积极反馈行为［9］。这一分类方式在文献中得到了大量的应用。从运动员的角度探讨其感知到的教练员领导行为对竞赛焦虑所产生的影响作用已经在现有的研究中得到一定程度的验证。在一些摔跤、足球等领域展开的研究显示，运动员对教练员语言行为的感知能够显著预测他们在竞赛中的担心或焦虑水平［11，16］。Smith，Smoll与 Barnett（1995）的研究显示，能降低评价忧虑，提高团队和谐，促进教练员与运动员之间关系的教练员行为能够有效降低运动员的竞赛焦虑水平［28］。Smith等人（1998）指出，教练员的具体行为影响着运动员的认知评价进而影响他们的焦虑水平。例如，教练员所展现的行为如被运动员认为是必要而有效的，有助于自己做好赛前准备，竞赛焦虑有可能降低。反之，如果教练员的行为让运动员感到是无效的，不能对自己的竞赛准备起到帮助作用，竞赛焦虑就有可能上升［31］。Smith等人（1998）的模型指出，竞赛结果以及对竞赛结果的解读在理解竞赛焦虑时有重要意义。而对竞赛结果的解读受到运动员对教练员行为的感知的影响。例如，面对不理想的竞赛结果，教练员如表现出消极的攻击性的言语行为有可能使运动员对运动竞赛结果的实际知觉产生影响。由不理想的竞赛结果而感知到来自于教练员的现实威胁可能导致高水平的竞赛焦虑［31］。

由上面的文献可知，国外的一些研究表明，运动员感知到的教练员领导行为与运动员的竞赛焦虑之间存在着密切的关系。而当前，国内此类研究还很缺乏。根据张力为等人的观点，中国运动员因文化背景与西方运动员存在差异，其竞赛焦虑及影响因素可能具有不同于西方运动员的特征。中国运动员处在相对强调教练员权威的文化环境中，受到教练员的领导行为的影响可能更加显著。由此，作者推测，中国运动员对教练员领导行为多个维度的感知可能与运动员的竞赛焦虑水平存在显著的相关性，也即运动员感知到的教练员领导行为的不同维度能正向或负向预测运动员的竞赛焦虑（研究假设1）。这一推测需要在本研究中得到检验。

2.3 运动自信的中介效应及研究假设

运动自信被定义为个体对自己是否有能力在运动中取得良好成绩的信心水平，包括了特质自信和状态自信［32］。运动自信与竞赛焦虑一直以来被视作是紧密相关的概念。在Martens等人（1990）提出的多维焦虑模型中，运动自信与认知焦虑和躯体焦虑并列为竞赛焦虑的3个主要因素［18］。在这一模型中，认知焦虑与运动自信被看做是一个维度的两极，运动自信是认知焦虑的缺失。然而，Martens等人对运动自信与竞赛焦虑（尤其认知焦虑）关系的这种阐述颇受争议，一些学者主张将运动自信看做是相对独立于竞赛焦虑的概念，更指出大量证据表明，认知焦虑与运动自信之间存在明显的区分［12，14，22］。在 Martens等人自身的研究中，尽管运动自信与认知焦虑之间呈显著负相关，因素分析的结果即显示，自信是有别于认知焦虑的独立因子。一些研究也表明，认知焦虑和运动自信与竞赛成绩存在不一致的关系。Woodman和Hardy（2003）对300项研究采用元分析的方法进行计算发现，认知焦虑与运动自信对运动成绩具有不同的影响效应，也即对运动成绩的影响具有相对独立性［41］。这些研究结果对将认知焦虑与运动自信看做是同一维度的两极的观点提出了质疑。在本研究中，作者推测在检验运动员对教练员领导行为的感知与竞赛焦虑之间的关系时，将运动自信（在本研究中，运动自信被界定为独立于竞赛焦虑的概念）作为因变量加入回归分析后，能显著提高教练员领导行为对运动员竞赛情绪的预测效力（研究假设2）。这一结果将为有效区分运动自信与认知焦虑提供进一步的证据。但总体上看，现存的研究相对一致地表明，运动自信与竞赛焦虑（包括认知焦虑和躯体焦虑）之间存在显著的负相关关系，且相关程度至少中等［37］。较高的运动自信意味着相对较低的焦虑水平，而较低的运动自信则意味着相对较高的焦虑水平。

运动自信与教练员的领导行为之间也具有密切的关系。Vealey等学者界定了运动自信的9类来源，分别为技术掌握水平、能力展示、教练员领导、生理与心理准备、生理自我呈现、替代经验、社会支持、环境舒适度、竞赛情境的有利度等［35，36］。这一分类体系指出，教练员对运动员所提供的情感支持与领导行为是运动员自信的重要来源。Weiss和Ferrer（2002）发现，教练员如经常表现出鼓励性行为，社会支持行为，以及民主决策行为，能够提高运动员的自信心与满意感［38］。同时，研究显示，教练员对运动员的运动表现所做的积极或消极反馈，对运动员的自信心、自我效能感、动机、运动乐趣等能产生显著影响［8，34］。我国学者王进等人（2008）在对国内、外相关研究进行了综合考察后指出，教练员与运动员之间的关系对运动员的运动自信、竞技表现乃至运动生涯都有着重要的影响［3］。总体上看，现有的研究表明，教练员领导行为与运动员的运动自信、动机水平和情绪感受等密切相关。

从上述文献可知，运动自信与教练员领导行为及竞赛焦虑之间存在的相关性都得到了一定研究的支持。然而，目前还很少有学者将三者结合起来进行研究，未能揭示三者之间可能存在的结构联系。有鉴于运动员感知到的教练员领导行为是运动员自信心的重要来源，而运动自信能影响运动员的竞赛焦虑，由此作者推测，运动员感知到的教练员领导行为，除对竞赛焦虑可产生直接效应外，还有可能通过运动自信对竞赛焦虑产生间接作用，也即运动员感知到的教练员领导行为有可能首先作用于运动自信，而后者进一步地作用于竞赛焦虑。运动自信在教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间至少起到部分的中介作用（研究假设3）。这一推测需要在本研究中得到检验。

2.4 认知风格的调节效应及研究假设

认知风格是个体在信息加工过程中表现出的个性化的和一贯性的偏好方式，是个体在感知、记忆与思维过程中所特有的稳定方式在认知活动中的体现［32］。Witkin（1950）提出的场依存性和场独立性认知方式被认为是认知风格的一个重要维度，得到了大量的关注和研究［39］。Witkin指出，场独立性和场依存性认知风格是两个对立的信息加工方式，处于同一维度的两极。前者指的是个体依靠内部感知线索来加工信息的倾向性，而后者指的是个体凭借外部环境线索来加工信息的倾向性。场独立性／场依存性认知风格不仅指知觉中的构造组织能力，也包括理性领域中的构造组织能力［40］。由于场独立性与场依存性风格常被视作具有代表性的认知风格类型，在本研究中集中探讨其在运动员感知到的教练员领导行为与竞赛焦虑的关系中所起的作用。

近些年来，国内关于认知风格的研究主要在于探讨其与专业分化、学习、决策等之间的关系［2］，而对认知风格与情绪之间的相关性未得到充分的讨论。香港学者Zhang（2009）基于两点理由指出了对认知风格与焦虑情绪之间的关系进行研究的必要性。首先，焦虑本身具有很重要的认知因素；个体的焦虑水平一定程度上是个体对情境的认知结果。其次，认知风格与焦虑情绪都与个性特征有关，焦虑（情绪稳定性）一直被作为个性倾向的一个维度得到关注，而认知风格作为衡量个体差异的一个重要变量，亦被视作是与个性相关的一个层面，其影响既表现在认知过程中，也反映到个性心理特征方面，因此，有可能对情绪产生作用［42］。Zhang在其研究中提出包括场独立性在内的第一类认知风格，因其对模糊性、复杂性的容忍度较高，有可能与焦虑情绪成负相关。而包括场依存性在内的第二类认知风格，因容易受到场环境的影响，而更倾向于体验到较高水平的焦虑情绪。其研究结果对这一研究假设提供了支持［42］。Martin（2006）用相关量表对79名心理病人施测，发现场依存性个体比场独立性个体具有更高的焦虑水平，而场独立性个体更容易从心理治疗中获益［19］。

目前，对认知风格与非运动领域焦虑情绪之间的关系得到了一定的探讨，而在运动心理领域运动员的认知风格与竞赛焦虑之间的关系则尚未得到讨论。从现有的研究来看，认知风格对个体的情绪反应具有一定的影响作用。据此作者推测，运动员的认知风格对其参加竞赛时的情绪反应也可能存在一定的影响，运动员的场独立性／场依存性认知风格与竞赛焦虑之间可能存在显著的相关性（研究假设4）。同时，有研究表明，不同认知风格的个体由于信息加工方式不同，存在着情绪稳定性的差异［2，42］。场依存性个体倾向于依据外部环境线索来加工信息，其心态更容易受外部评价等因素的影响，从而表现出情绪的相对不稳定。而场独立性个体倾向于凭借内部感知线索来加工信息，情绪不易受外部因素的影响，从而表现出相对的稳定性。由此，作者推测运动员因存在认知风格的差异，教练员的行为和态度对其情绪反应产生的影响也可能是有差异的。场依存性运动员的情绪更容易受制于外部的环境因素，其竞赛焦虑也更有可能受到教练员领导行为的影响。而场独立性运动员的情绪相对稳定，其竞赛焦虑有可能相对不受教练员领导行为的影响。也就是说，教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间的关系有可能因运动员认知风格的不同而存在差异。认知风格对运动员感知到的教练员领导行为与竞赛焦虑之间的关系可能起调节作用（研究假设5）。这一推测需要在本研究中得到检验。

综上所述，本研究提出以下研究假设:运动员对教练员领导行为多个维度的感知能够显著预测运动员的竞赛焦虑水平（H1）；在将运动自信作为因变量加入回归分析后，能显著提高教练员领导行为对运动员竞赛情绪（包括竞赛焦虑与运动自信）的预测效力（H2）；运动自信在教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间至少存在部分的中介作用（H3）；运动员的场独立性／场依存性认知风格与竞赛焦虑之间存在显著的相关性（H4）；场独立性／场依存性认知风格对教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间的关系起显著调节作用（H5）。

3 研究方法

3.1 被试

本研究被试为266名来自于浙江省一所知名体校的专业运动员。被试年龄为15～25周岁（17.36±1.74），其中，男运动员136人，女运动员130人；健将级运动员40人，一级运动员144人，二级运动员42人，缺失运动等级数据40人；平均训练年限6.65年；分别接受田径、射击、举重等16余种体育项目的训练。

3.2 研究工具

3.2.1 竞赛焦虑和运动自信

运动员的竞赛焦虑和运动自信采用张力为等人编订的《赛前情绪量表-T》进行测量。该量表为特质量表，含32个条目。该量表在编订时考虑了中国文化和体育文化的集体主义特征，构建了个人失败焦虑、社会期待焦虑、躯体焦虑和运动自信4个分量表。每个分量表由8个条目组成。量表采用Likert 6点评分法，1代表“从来没有”，6代表“总是”，其他数字介于两者之间。分数越高，表明该维度的赛前情绪体验越强。由张力为等人报告的各分量表Cronbach系数为0.76～0.83。而在本研究中Cronbach系数为0.78～0.89，表明量表具有较好的内部一致性信度。关于量表的效度，张力为等人报告了不一致的研究结果［6］。在一项以850名大学生运动员和体工队运动员为对象展开的研究中，对结构模型检验的结果表明，模型拟合度较好，多项拟合指数达到标准。而在对342名专业运动员展开的另一项研究中，多项拟合指数未达标准，未能对模型的结构效度提供有力支持。本量表的结构效度还需通过更多的研究进行检验。

3.2.2 教练员领导行为

运动员感知的教练员领导行为使用经过修订的知觉版《运动领导行为量表》进行测量。该量表较普遍地被使用于测量运动员对教练员特有领导行为的知觉。包括5个分量表，由被试对教练员的训练指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为和积极反馈行为5个方面进行评估。量表共含25个条目，采用了Likert 5点评分法（1从未，2很少，3有时，4经常，5总是）。根据 Chelladural和Saleh（1980）的报告，本量表的Cronbach系数介于0.54至0.93之间，专制行为分量表的Cronbach系数偏低，而其他分量表均具有较好的内部一致性信度。量表的重测系数介于0.71至0.82之间。对不同样本施测获得的因素分析结果稳定，表明量表具有较好的效度［9］。在本研究中各维度的Cronbach系数为0.63～0.84。

3.2.3 认知风格

运动员的场独立性／场依存性认知风格采用北京师范大学心理系修订的《镶嵌图形测验》（简称EFT）进行测量。该量表由三部分构成:第一部分9道题，供练习使用。第二、三部分各有10道题。简单图形共9个。要求被试在规定时间内在复杂图形中迅速找出一个隐藏的简单图形。测验分数以第二、三部分中正确画出指定的简单图形总数记分。每题l分、满分20分。得分越高，表明场独立性越强，反之，得分越低，表明场依存性越强。当被试指出的图形与指定的简单图形在大小、指向上完全一致时才算正确。Witkin等学者指出，尽管EFT以知觉中的构造组织能力为直接测量对象，但长期的实证研究表明，该量表的测量结果也能反映被试在理性领域中的认知倾向［40］。EFT在包括运动心理在内的广泛研究领域中得到大量应用，能够很好地用于区分运动员或其他人群在认知风格上的差异。本量表由 Witkin报告的Cronbach系数为0.87（男性）和0.74（女性），其信度和效度在大量的研究中得到了验证。在本研究中Cronbach系数为0.86。

3.3 数据分析

本研究数据收集的结果采用SPSS 19.0for Windows进行处理。对数据的初步检验表明，各变量的正态分布、方差齐性、同方差性、线性关系等假设条件都得到满足。Tolerance值和VIF值表明，自变量之间不存在多重共线性问题。在数据分析的各假设条件得到验证后，首先采用探索性因子分析方法对赛前情绪量表的因子进行分析，同时采用相关性分析对赛前情绪的各维度与教练员领导行为各维度及运动员认知风格之间的关系进行初步的检验。然后，作者采用多变量复回归分析及多元回归分析等方法对运动员感知到的教练员领导行为各维度能否以及在多大程度上能预测运动员的竞赛焦虑、运动自信进行检验。再次，采用Bootstrapping方法对运动自信是否在教练员领导行为与运动员竞赛焦虑的关系中存在显著中介效应进行检验。最后，采用分层回归分析对认知风格是否在教练员领导行为与运动员竞赛焦虑的关系中存在显著调节效应进行检验。

4 结果

4.1 描述性分析

为检验张力为等人提出的将赛前情绪区分为个人失败焦虑、社会期待焦虑、躯体焦虑及运动自信4个维度的模型是否具有结构效度，对被试在《赛前情绪量表-T》上的得分进行探索性因素分析。因素分析结果显示从本量表中提取出3个特征值（eigenvalue）大于1的因子，共解释量表62.96%的方差变异量。各条目在有关因子上的载荷在0.42～0.87。因素分析显示，第4个因子的特征值（0.93）接近但未达到1的临界值，因此，未能充分支持张力为等人提出的将认知焦虑区分为个人失败焦虑和社会期待焦虑的主张。对各条目进行检验的结果表明，因素分析提取的3个因子与认知焦虑、躯体焦虑和运动自信3个维度相对应。因此，在此后的数据分析中，将个人失败焦虑分量表与社会期待焦虑分量表合并为认知焦虑分量表。以被试在两个分量表上的均值作为被试在认知焦虑分量表上的得分。

被试在赛前情绪3个分量表（即认知焦虑、躯体焦虑和运动自信）、教练员领导行为5个分量表以及认知风格量表上的均值、标准差，以及各维度之间的相关系数见表1。由表可知，除躯体焦虑与教练的民主行为之间不存在显著相关之外，赛前情绪的3个维度与运动员感知到的教练员领导行为的5个维度基本呈显著相关。教练员的专制行为与认知焦虑和躯体焦虑呈正相关，与运动自信为负相关。而教练员领导行为的其他4个维度与认知焦虑和躯体焦虑均呈负相关，与运动自信呈正相关。场独立性／场依存性认知风格与认知焦虑及躯体焦虑呈显著负相关，而与运动自信及运动员感知到的教练员领导行为5个维度的相关系数均未达显著水平。

表1 本研究被试赛前情绪变量、教练员领导行为变量与认知风格的均值、标准差及相关系数一览表Table 1 Means，Standard Deviations and Correlations for Pre-competitive Emotion Variables，Coaching Behavior Variables and Cognitive Style

4.2 教练员领导行为与运动员竞赛焦虑及运动自信关系检验

为进一步检验运动员感知到的教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间的关系，在本研究中采用了多变量复回归分析（multivariate multiple regression）的方法。Lutz和Eckert（1994）指出，使用多变量复回归分析能够对多个自变量和多个因变量之间的关系做整体的分析，可以减少第一型错误的发生概率，并可以采用后续检验对任一预测变量对任一因变量的独特贡献值进行评估［17］。另外，多变量复回归分析同时考虑了所有预测变量与因变量之间存在的交互作用，因而能够控制变量间可能存在的多重共线性问题。相关文献对运动自信是否可以作为衡量竞赛焦虑的一个子因素存在分歧，同时，也为了检验运动自信是否是有别于认知焦虑的变量，笔者分成两步实施多变量复回归分析。首先，以教练员领导行为的5个维度为自变量，并以认知焦虑和躯体焦虑为因变量做多变量复回归分析。第二步，将运动自信作为因变量加入到回归方程中，以检验在加入运动自信后，能否显著提高教练员领导行为对赛前情绪在总体上的解释水平。第一步的数据分析结果表明，在总体上教练员领导行为的5个维度能够显著预测竞赛焦虑，能解释竞赛焦虑约18%的方差变异量（Wilks’sλ＝0.82，F（10，518）＝5.27，P＜0.001，η2＝0.18。η2此处为多因素效应值）。同时，多元回归分析结果表明，教练员领导行为各维度中除积极反馈行为之外，其他4个维度都能显著解释竞赛焦虑中的方差变异量:

训练指导行为，Wilks’sλ＝0.97，F（2，259）＝3.06，P＜0.05，η2＝0.03；

民主行为，Wilks’sλ＝0.96，F（2，259）＝4.79，P＜0.01，η2＝0.04；

专制行为，Wilks’sλ＝0.94，F（2，259）＝8.41，P＜0.001，η2＝0.06；

社会支持行为，Wilks’sλ＝0.96，F（2，259）＝5.46，P＜0.01，η2＝0.04。

后续检验结果显示，训练指导行为能显著预测躯体焦虑，F（1，260）＝5.47，P＜0.05，η2＝0.02。

民主行为能显著预测认知焦虑，F（1，260）＝6.50，P＜0.05，η2＝0.03。

专制行为能显著预测认知焦虑［F（1，260）＝14.23，P＜0.001，η2＝0.05］；躯体焦虑，F（1，260）＝12.41，P＜0.01，η2＝0.05。

社会支持行为能显著预测认知焦虑［F（1，260）＝6.88，P＜0.01，η2＝0.03］；和躯体焦虑，F（1，260）＝10.06，P＜0.01，η2＝0.04。

第二步，在加入运动自信后，以教练员领导行为的5个维度为预测变量，赛前情绪的3个维度（认知焦虑、躯体焦虑、运动自信）为因变量进行多变量复回归分析。结果显示，总体上教练员领导行为的5个维度能够显著解释赛前情绪3个维度的方差变异量（Wilks’sλ＝0.72，F（15，712）＝9.77，P＜0.001，η2＝0.28。η2此处为多因素效应值）。在加入运动自信后，教练员领导行为能增加解释赛前情绪约10%的方差变异量。后续检验显示，教练员领导行为各维度中能显著预测运动自信的有:

民主行为，F（1，260）＝8.10，P＜0.01，η2＝0.03；

社会支持行为，F（1，260）＝4.32，P＜0.05，η2＝0.02；

积极反馈行为，F（1，260）＝3.92，P＜0.05，η2＝0.02。

4.3 运动自信的中介效应检验

为了揭示教练员领导行为、运动自信与竞赛焦虑之间的关系，作者推测三者之间存在着一个因果序列，运动员感知到的教练员领导行为对运动员竞赛焦虑的影响有可能至少是部分地通过运动自信实现，即教练员领导行为首先作用于运动员的运动自信，而后者进一步地影响运动员的竞赛焦虑。在这一关系中，运动自信起到了中介变量的作用。因此，本研究对运动自信可能存在的中介效应进行了检验。

对中介效应的检验，使用最为广泛的是Baron与Kenny法则。然而，近年来不少学者对Baron与Kenny法则提出了激烈的批评，指出这一方法存在着增加第一型错误率，缺乏统计功效以及不能评估中介效应值的大小等不足［13，25］。Preacher与 Hayes（2008）提供了运用 Bootstrap抽样技术进行中介检验的方法［24］。Preacher与Hayes认为，Bootstrapping检验方法与传统的Baron与Kenny法则及Sobel检验相比，具有更高的统计功效，且能对第一型错误进行更好的控制。同时，Bootstrapping检验法还不需满足样本成正态分布的条件。因此，在本研究中采用了Preacher与Hayes提供的SPSS宏命令实施Bootstrapping法对运动自信的中介效应进行检验。运行该宏命令可以对间接效应（预测变量通过中介变量作用于因变量的效应值）、直接效应（在控制了中介变量后预测变量对因变量的效应值）、以及总体效应进行估算。数据分析采用了1000次Bootstrap抽样。由于Preacher与Hayes提供的宏命令只允许输入一个预测变量。在本研究中，对运动员感知到的教练员领导行为的各个维度依次实施中介检验。而因变量则采用了认知焦虑与躯体焦虑的均值作为衡量竞赛焦虑的指标。

由于在前面的多元回归分析中，教练员的积极反馈行为未能显著预测运动员的竞赛焦虑，不满足进行中介检验的条件。以教练员领导行为其他4个维度为预测变量依次展开中介检验（表2）。

表2 本研究教练员领导行为各维度通过运动自信作用于竞赛焦虑的间接效应检验结果一览表Table 2 Results of Testing the Indirect Effects of Sport Confidence in the Relations between Coaching Behaviors and Competitive Anxiety

在表2中，由路径c可知，预测变量对因变量的总体效应是否显著。由路径c′可知，在控制了中介变量后，预测变量对因变量的直接效应是否仍然显著。由路径ab可知，预测变量通过中介变量作用于因变量的间接效应是否显著。如果路径ab所标示的间接效应在95%偏置纠正的置信区间内（Bias corrected confidence interval，BCa CI）不包括0，则表示间接效应显著，也即支持了存在中介效应的假设。

由表2可知，训练指导行为对竞赛焦虑的总效应显著（β＝-0.24，SE＝0.07，t＝-3.61，P＜0.001），在控制了运动自信后，训练指导行为仍存在对竞赛焦虑的显著直接效应（β＝-0.15，SE＝0.06，t＝-2.55，P＜0.05）。同时，训练指导行为通过运动自信作用于因变量的间接效应显著（β＝ -0.09，SE＝0.03，95%BCa CI＝ -0.17 to-0.03）。因此，运动自信的中介效应显著，且对训练指导行为与竞赛焦虑起到的是部分中介作用。

同样，由表2可知，民主行为对竞赛焦虑的总效应显著（β＝-0.13，SE＝0.06，t＝-2.23，P＜0.05），在控制了运动自信后，民主行为对竞赛焦虑的直接效应不显著（β＝-0.03，SE＝0.05，t＝-0.51，P＝0.61）。民主行为通过运动自信作用于竞赛焦虑的间接效应显著（β＝-0.10，SE＝0.04，95%BCa CI＝-0.18 to-0.04）。因此，运动自信对民主行为与竞赛焦虑起到的是完全的中介作用。专制行为对竞赛焦虑的总效应显著（β＝0.29，SE＝0.06，t＝4.53，P＜0.001），而在控制了运动自信后，专制行为对竞赛焦虑的直接效应仍然显著（β＝0.22，SE＝0.06，t＝3.84，P＜0.001）。专制行为通过运动自信作用于竞赛焦虑的间接效应显著（β＝0.07，SE＝0.04，95%BCa CI＝0.01 to 0.15）。因此，运动自信对专制行为与竞赛焦虑起到部分中介作用。社会支持行为对竞赛焦虑的总效应显著（β＝-0.25，SE＝0.06，t＝-4.55，P＜0.001）。在控制了运动自信后，社会支持行为对竞赛焦虑的直接效应仍然显著（β＝-0.14，SE＝0.05，t＝-2.59，P＜0.05）。社会支持行为通过运动自信作用于竞赛焦虑的间接效应显著（β＝ -0.12，SE＝0.04，95%BCa CI＝ -0.20 to-0.05）。因此，运动自信对社会支持行为与竞赛焦虑起到部分中介作用。综上所述，运动自信对运动员感知到的教练员领导行为的4个维度与竞赛焦虑之间的关系都起到了显著的中介作用。

4.4 认知风格的调节效应检验

笔者在对相关文献进行认真考察的基础上提出场独立性／场依存性认知风格有可能在运动员感知到的教练员领导行为与运动员竞赛焦虑的关系中存在显著调节效应的研究假设。教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间的关系有可能因被试在认知风格上的差异而存在差异。以教练员领导行为的4个维度为预测变量（积极反馈行为因未能在多元回归分析中显著预测竞赛焦虑，而不参与调节效应检验），认知风格为中间变量（以被试在认知风格量表上的分数参与数据分析，认知风格为连续变量），及竞赛焦虑为因变量展开一系列的分层回归分析。分层回归分析的第一步，以教练员领导行为的一个维度及认知风格为预测变量进入回归方程。第二步，将两个预测变量的交互变量加入回归方程。两个预测变量的交互变量通过对预测变量中心化（centered）处理后再相乘而获得。从上述两个步骤产生的R2是否发生显著变化，可知认知风格的调节效应是否达到显著水平（表3）。

由表3可知，认知风格对训练指导行为与竞赛焦虑之间关系的调节效应显著（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。教练员的训练指导行为与场依存性被试的竞赛焦虑显著相关（β＝-0.30，P＜0.01），与场独立性被试的竞赛焦虑也呈显著相关，但显著水平明显下降（β＝-0.16，P＜0.05）。认知风格对民主行为与竞赛焦虑之间关系的调节效应显著（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。简单斜率分析表明，教练员的民主行为与场依存性被试的竞赛焦虑显著相关（β＝-0.23，P＜0.01），而与场独立性被试的竞赛焦虑未呈显著相关（β＝-0.07，P＞0.05）。同时，认知风格对专制行为与竞赛焦虑之间关系的调节效应也达显著水平（ΔR2＝0.02，P＜0.05）。简单斜率分析表明，教练员的专制行为与场依存性被试的竞赛焦虑显著相关（β＝0.32，P＜0.001），与场独立性被试的竞赛焦虑也呈显著相关，但显著水平明显下降（β＝0.20，P＜0.01）。认知风格对运动员感知到的教练员社会支持行为与竞赛焦虑之间关系的调节效应未达显著水平。

表3 本研究教练员领导行为、认知风格和竞赛焦虑的分层回归分析结果一览表Table 3 Results of Hierarchical Regression Analyses of Coaching Behavior，Cognitive Style and Competitive Anxiety

续表3

5 讨论

5.1 各变量间的相关性

在本研究中，采用因素分析法对张力为等学者提出的赛前情绪四因素模型进行检验时，其结果仅有效区分出了认知焦虑、躯体焦虑和运动自信3个因素，但应看到因素分析产生的第4个因子较接近临界值。将认知焦虑划分为个人失败焦虑、社会期待焦虑在理论上有着促进相关研究的本土化发展的意义。因此，仍然有必要通过进一步的研究对该模型在实际应用当中，是否具有足够的结构效度以及能否解释中国运动员的独特竞赛心理进行验证。数据的相关性分析表明，运动员的认知焦虑和躯体焦虑与运动自信、认知风格以及运动员感知到的教练员领导行为的各个维度显著相关（躯体焦虑与民主行为之间的关系除外）。认知焦虑和躯体焦虑与教练员的专制行为成正相关，而与其余变量均成负相关。从相关系数来看，运动自信与认知焦虑为中等程度相关。而根据Materns等人的观点，如果运动自信与认知焦虑确为同一维度的两极，两个变量之间应高度相关。因此，相关分析的结果未能支持Materns等人提出的将运动自信与认知焦虑视作同一维度的两极的理论模型。

多变量复回归分析的结果表明，运动员感知到的教练员领导行为在整体上与运动员的竞赛焦虑显著相关。在教练员领导行为的各维度中，除积极反馈行为不能显著预测运动员的竞赛焦虑外，训练指导行为能显著预测躯体焦虑，民主行为能显著预测认知焦虑，专制行为和社会支持行为能同时显著预测认知焦虑和躯体焦虑。将运动自信作为赛前情绪的一个维度加入回归分析后，显著提高了运动员感知到的教练员领导行为对赛前情绪的预测效力。这一结果也表明，运动自信是相对独立于竞赛焦虑的一个变量，而不能简单看做是认知焦虑的缺失（研究假设2得到了支持）。运动员感知到的教练员领导行为中的民主行为、社会支持行为和积极反馈行为与运动员的运动自信显著相关。这些结果表明，教练员领导行为对运动员赛前的认知焦虑、躯体焦虑以及运动自信都产生一定的影响作用，对研究假设1提供了支持。但从效应值看，运动员感知到的教练员领导行为在整体上解释竞赛焦虑中约18%的方差变异量，教练员领导行为各维度对竞赛焦虑所能解释的方差变异量介于3%～6%之间，效应量偏小。这一结果表明，除教练员领导行为之外，还存在着影响运动员竞赛焦虑的其他重要因素。同时，效应值偏小也可能与所抽取的样本大小及其是否具代表性等因素有关。运动员感知的教练员领导行为与竞赛焦虑之间的相关程度，还需通过进一步的研究进行准确评估。

5.2 运动自信的中介效应

从前面的检验结果可知，运动员感知到的教练员领导行为能显著预测运动员的竞赛焦虑和运动自信，同时，相关分析也表明，运动自信与竞赛焦虑显著相关。这些结果与之前的研究所报告的结果基本一致［31，37］。为了进一步考察运动自信是否在教练员领导行为与运动员竞赛焦虑之间起到中介作用，笔者采用Bootstrapping法对运动自信可能存在的中介效应进行了检验。结果表明，运动自信对教练员领导行为4个维度（除积极反馈行为）与运动员竞赛焦虑之间的关系起部分或完全的中介作用。这些结果对研究假设3提供了支持。运动员感知到的教练员领导行为对运动员竞赛焦虑的影响，至少是部分地通过运动自信而产生作用。由于运动自信在教练员领导行为的部分维度（如训练指导行为、专制行为、社会支持行为）与运动员竞赛焦虑之间起到的是部分中介作用，运动员感知到的教练员领导行为对竞赛焦虑还可能存在着直接的影响作用。

5.3 认知风格的调节效应

相关分析表明，运动员的竞赛焦虑与场独立性／场依存性风格呈显著负相关。偏向于场独立性的运动员相对呈现较低的竞赛焦虑，而偏向于场依存性的运动员相对呈现较高的竞赛焦虑。这一结果与Zhang（2009）等人的研究结果一致［42］，对研究假设4提供了支持。采用分层回归分析对认知风格在运动员感知到的教练员领导行为与竞赛焦虑之间可能存在的调节效应进行检验。结果表明，认知风格对教练员的训练指导行为、民主行为、专制行为与运动员的竞赛焦虑之间的关系起显著调节作用。运动员感知到的教练员领导行为对场依存性运动员竞赛焦虑的影响作用更加明显，教练员的训练指导行为和专制行为尽管对场独立性个体也存在显著影响，但显著水平明显下降。总体上看，研究结果对研究假设5提供了支持。运动员感知到的教练员领导行为对其竞赛焦虑产生的影响因运动员认知风格的不同而存在差异。

5.4 研究意义与局限

本研究对运动员感知的教练员领导行为与竞赛焦虑之间的关系做了探索性的检验，所取得的成果对本领域相关理论的建构和发展具有一定的意义，也有助于从事体育训练的教育工作者更加清晰地认识到自己的领导行为对运动员的竞赛情绪可能产生的影响作用，并认识到这种影响因运动员在个体特征上的差异而存在差异，从而更好地运用相关原理提高训练效率。但是，本研究也存在着一定的局限性。例如，研究主要采用量表测量的方法收集数据，被试的主观成见乃至对条目的误读都有可能影响数据的有效性。同时，在研究中对运动员的竞赛焦虑、运动自信进行测量时，采用的是特质量表，也就是说，实际测量的是特质焦虑和特质自信。研究结果是否适用于状态焦虑和状态自信还有待检验。此外，在研究中仅对运动员的赛前情绪进行了测量，未对运动员在竞赛过程中及赛后的情绪进行测量。运动员感知的教练员领导行为对运动员竞赛过程中以及赛后的情绪有着怎样的影响，以及这种影响是否与赛前情绪存在一致的规律和特征等问题，并未得到讨论。因此，我们还应展开后续的研究对本研究得出的结论做进一步的验证，并对相关问题做更深入的探讨。

6 结论

1.运动员对教练员领导行为的感知与运动员的竞赛焦虑在整体上存在显著相关性且相关程度接近中等。在教练员领导行为的各维度中，运动员感知到的训练指导行为与躯体焦虑呈显著的低度负相关，民主行为与认知焦虑呈显著的低度负相关，专制行为与运动员认知焦虑及躯体焦虑均呈显著的低度正相关，社会支持行为与运动员认知焦虑及躯体焦虑均呈显著的低度负相关。

2.将运动自信作为赛前情绪的一个维度加入回归分析，能够显著提高运动员感知到的教练员领导行为对赛前情绪的预测效力，表明运动自信是相对独立于竞赛焦虑的一个变量。

3.运动自信在教练员的训练指导行为、民主行为、专制行为、社会支持行为与运动员竞赛焦虑的关系中起着完全或部分的中介作用。运动员对教练员领导行为的感知至少部分地通过运动自信作用于自身的竞赛焦虑。

4.运动员的场独立性／场依存性认知风格与竞赛焦虑呈显著的低度相关性。偏向于场依存性的运动员相较于偏向于场独立性的运动员更有可能体验到较高水平的竞赛焦虑。

5.运动员的认知风格对教练员的训练指导行为、民主行为、专制行为与运动员竞赛焦虑之间的关系具有调节作用。运动员感知的教练员领导行为对场依存性个体竞赛焦虑的影响相对较大，对场独立性个体的竞赛焦虑也能产生显著影响作用，但影响程度相对较小。

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