基于项目反应理论的运动员组织公民行为量表的修订及在凝聚力与满意度中的中介作用

杨尚剑

（上海师范大学 体育学院，上海200234）

组织公民行为（Organizational Citizenship Behavior，OCB）的概念起源于上世纪80年代，是由Organ等人提出来的。他们认为组织公民行为指的是组织内个体做出的一种自觉性行为，虽然不是被作为一种奖励机制提出来的职务内行为，但是它却能扮演“润滑剂”的角色，从而有效地减少组织内各“组件”间的相互摩擦，促进整个组织的运转。具体而言，其作用表现在以下5个方面：1）组织公民行为是一种自愿合作行为，能自觉维护整个组织的正常运行，从而可减少由于维持组织正常运行而被占用的稀缺资源数量，即减少对稀缺资源的占用；2）能使组织所拥有的资源摆脱束缚，投入于各种生产活动之中；3）能促进同事和管理人员生产效率的提高；4）能有效协调团队成员和工作群体之间的活动；5）能增强组织吸引和留住优秀人才的能力［1］。后来组织公民行为逐渐成为组织行为学领域的一个重要概念。2008年，Aoyagi等人以281名大学生运动员为研究对象，对Podsakoff［2］编制的组织公民行为量表进行了修订，从而将其引入到运动领域。他们认为运动员的组织公民行为蕴含着两方面的涵义：一是这种行为是运动员的自觉行为而非硬性规定，二是这种行为看似微小但累加起来却能有效促进运动队绩效［3］。

Organ等人认为组织公民行为的概念由5个维度组成：帮助他人、责任感、运动员精神、出于好意以及公民道德［4］。后来Podsakoff等人又进一步将其发展为7个维度：帮助他人、顺从组织、运动员精神、公民道德、工作主动、组织忠诚以及自我发展［5］。Aoyagi引入到体育领域的运动员组织公民行为包含帮助行为、运动员精神和公民道德3个维度。

自2008年组织公民行为的概念进入运动领域以来，逐渐受到越来越多的国外学者的关注与重视，认为它对提高运动队运转效率以及球队的整体表现具有重要的作用［6-7］。同时，青少年时期是人格形成的关键时期，青少年组织公民行为的做出，有利于发展群体中良好的同伴关系，促进积极情感体验的获得，对发展青少年的人格至关重要［8］。然而国内对于运动员组织公民行为的研究还比较薄弱，也缺乏相关的测量工具。因此，鉴于组织公民行为对于运动队的重要作用，以及对青少年人格发展的重要影响，本研究将以Farh等人的组织公民行为量表为蓝本，在我国运动员情境下进行修订，以期为今后我国运动员组织公民行为的相关研究提供有力工具。

以往对于量表的修订，大多是基于经典测量理论（CTT）。该理论具有其独特的自身优势，但是也存在过于依赖样本、被试能力和项目难度指标含义不统一、测量误差估计不准确等局限性，而近些年发展起来的项目反应理论（IRT）能够很好地弥补CTT的这些不足［9］。戴俭慧等指出多种理论的优化综合使用，是体育科学的量表编制深入发展的标志和趋势［10］。本研究正是将基于经典测量理论的信效度检验和基于项目反应理论的项目分析综合使用，来对量表进行修订。

Aoyagi等对运动员组织公民行为的前因变量研究显示，凝聚力是前因变量之一，而运动员满意度则对组织公民行为影响不显著［3］。但是近期的研究表明运动员的满意度可以作为组织公民行为的结果变量［11］，同时又有研究指出运动员满意度是运动队凝聚力的结果变量［12］，符合中介变量检验的研究假设。那么，运动员的组织公民行为是否在凝聚力与满意度的关系中起到中介作用呢？本研究将通过实证研究验证该假设。综上所述，本研究的目的，一是修订运动员组织公民行为量表，二是检验其在凝聚力与满意度关系中的中介作用。

1 研究对象与方法

1．1 研究对象

以运动员组织公民行为、凝聚力及满意度为研究对象，以国家高水平体育后备人才基地的426名青少年运动员为调查对象。其中男运动员315名、女运动员111名，年龄12～16岁（M+SD＝14．1+1．3），运动项目包括篮球、足球、曲棍球、乒乓球、羽毛球、排球等。

1．2 研究方法

1．2．1 问卷调查法

1．2．1．1 运动员组织公民行为量表 Farh等人根据Organ的理论架构，定义了华人背景下的组织公民行为，包含组织认同、帮助他人、责任感、人际和谐以及保护组织资源5个因子，其中组织认同、帮助他人以及人际和谐3个因子各包含4个条目，责任感包含5个条目，保护组织资源有3个条目，共20个条目，各个因子的克隆巴赫α系数分别是0．87、0．87、0，82、0．86和0．81［13］。本研究采用往返翻译的方法，将原量表翻译成中文，并结合我国运动员情境，用运动专业的语言进行描述。考虑到青少年运动员的年龄特点，问卷难度不宜过难，因此本研究将原7点量表改为5点量表，1代表完全不同意，5代表完全同意。此外，本研究将所有反向计分题改为正向描述，原因在于一是为了降低测验难度以适应青少年的年龄特点，二是由于反向计分题有可能会影响到区分度参数a的取值，造成较大误差［14］。本研究将修订后的OCB命名为“运动员组织公民行为量表（AOCB）”。

调查分为预调查和正式调查。两种调查都是在征得教练员同意后在训练场地上进行的，现场填完问卷即收回。预调查共发放问卷102份，全部回收，其中有效问卷97份，有效率95．1%。预调查结果发现运动员组织公民行为初始量表具有较好的信效度，其内部一致性系数为0．77，5个因子共解释了56．69%的总变异。间隔两周后进行正式调查。正式调查发放问卷468份并全部收回，有效问卷426份，有效率91．0%。两周后58名运动员再次填写了问卷，以检验问卷的重测信度。

1．2．1．2 群体环境问卷 本研究对凝聚力的测量，采用马红宇修订的群体环境问卷［15］。该问卷包含群体任务吸引（ATG-T）、群体社交吸引（ATG-S）、群体任务一致性（GI-T）、群体社交一致性（GI-S）4个分量表，共15个条目。各个分量表的α系数分别为0．71、0．72、0．82和0．78。本研究得到的4个分量表的α系数分别是0．78、0．76、0．86和0．82。因本研究的调查对象为青少年运动员，因此采用张力为等的建议，将原李克特7级量表改为5级。

1．2．1．3 运动员满意度问卷 本研究对运动员满意度的测量，采用的是Riemer和Chelladurai［16］编制的运动员满意度问卷（Athlete Satisfaction Questionnaire，ASQ）中的反映结果的两个分量表，即运动员对个人表现（individual performance）的满意度和对球队表现（team performance）的满意度（简称“个人表现”和“球队表现”），这两个分量表都各自包含3个条目，Riemer等人报告的两个分量表的克隆巴赫α系数分别为0．85和0．95。本研究得到的两个分量表的克隆巴赫α系数分别为0．79和0．80，采用李克特5点量表法测量。

1．2．2 数理统计法

本研究采用MULTILOG 7．03统计软件对量表条目进行参数分析，对条目进行筛选，采用AMOS 22．0软件进行结构方程分析，检验量表的结构效度以及相关变量之间的关系，采用SPSS 22．0进行主成分分析和相关分析。

2 研究结果

2．1 运动员组织公民行为量表的修订结果

2．1．1 基于项目反应理论的单维性强假设检验

一阶单维性假设是项目反应理论的几个强假设之一，它要求被测量的测验结果只取决于一种能力，其他能力的影响都是可以忽略的［17］。其检验结果是这样实现的：如果SPSS主成份分析结果显示第一因子的特征根值是第二因子特征根值的3倍以上，则表明该量表具有单维性［18］。运动员组织公民行为初始量表旋转后的因子解碎石图如图1所示。

经检验，运动员组织公民行为初始量表旋转后的第一因子特征根值是5．593、第二因子的特征根值是1．652，二者之比为3．386。从图1也可以看出碎石图第一因子的拐点非常明显，因此可以判断该量表符合项目反应理论单维性强假设。

图1 初始量表碎石图

2．1．2 基于项目反应理论的项目分析

常用的项目反应理论模型有3个，即单参数、双参数以及三参数Logistic模型，本研究使用的是双参数Logistic模型。进行项目参数的条件估计时，目前比较常用的方法是基于边际分布的极大似然估计法（MMLE），本研究也是采用此法对各项目的区分度参数a、难度参数b以及各个项目的最大信息函数峰值（Imax）进行估计，并以此为依据进行项目筛选。初始量表各项目参数如表1所示。

表1 初始量表各项目参数

综合Du Toit［19］、杨业兵、臧运洪［20］等的建议，本研究将区分度参数a小于0．3或大于3的项目、难度参数b小于-4或大于4的项目以及最大信息函数峰值（Imax）小于0．2的项目删除。从表1可以看出题目4、8、16、17、18、19、20均有指标不符合标准，因此将其删除。

2．1．3 验证性因子分析

经项目反应理论进行条目筛选以后，为了检验剩下条目的内部结构是否合理、稳定，本研究使用AMOS 22．0软件，通过结构方程建模的方式对剩余条目进行拟合，拟合结果如图2所示。

图2 运动员组织公民行为二阶四因子结构

图2显示剩余的13个条目凝聚到了4个因子当中去，本研究将这4个因子分别命名为“运动队认同”“帮助队友”“责任感”以及“人际和谐”。整个模型的各项拟合指标如表2所示。

表2 运动员组织公民行为二阶四因子模型拟合指数

从表2我们可以看出，修订后的运动员组织公民行为量表的二阶四因子模型各项拟合指数分值均高于临界值，表明该量表具有较好的结构效度。

2．1．4 信度分析

本研究使用克隆巴赫α系数和重测系数两个指标对修订后的运动员组织公民行为量表进行信度分析，结果如表3所示。

表3 运动员组织公民行为量表的信度指标

表3显示修订后的运动员组织公民行为量表的α系数以及4个维度分别的α系数均达到了0．7以上的标准，表明该量表的内部一致性程度较高；同时修订后的运动员组织公民行为量表总的重测系数以及4个维度分别的重测系数也均达到非常显著水平（P＜0．001），表明该量表具有较高的稳定性。

2．2 运动员组织公民行为与凝聚力和满意度的关系

2．2．1 共同方法偏差的控制

本研究采用程序控制和统计控制两种手段来控制研究的共同方法偏差。对于程序控制，本研究在严格设计量表条目的基础上，把各个变量放在问卷的不同部分进行测量，并通过指导语说明每个部分不同的测量内容、计分规则以及匿名填写。同时将组织公民行为问卷和凝聚力、满意度问卷分时间段填写，当中间隔两天，做到在程序上控制共同方法偏差。对于统计控制，本研究采用的方法是Podsakoff［22］等的Harman单因素检验，即对整个问卷进行探索性因子分析，检验未旋转因子的析出结果。结果显示共析出了3个特征根大于1的公因子，第一个公因子共解释了18．4%的变异，主要是有关团队凝聚力的测题，不符合Harman单因素检验“只析出1个因子或者某个因子解释力特别大”的共同方法偏差特征，因此可以判断本研究数据受共同方法偏差的影响较小。

2．2．2 描述性统计结果

对各变量进行描述性统计分析，各变量的平均数、标准差相关系数值如表4所示。

从表4可以看出，凝聚力、组织公民行为以及运动员满意度各变量的平均数均大于3，表明我国运动员感知到较高的团队凝聚力，能够表现出较好的组织公民行为，对自己的表现以及球队的表现也都比较满意。相关分析结果显示各变量之间均呈现高度正相关。

2．2．3 凝聚力、组织公民行为和满意度之间关系的结构方程拟合结果

本研究数据呈正态分布，故采用极大似然法估计各路径系数值。整个模型的基本适配指数分别为：χ2＝31．523，χ2／DF ＝2．416，GFI＝0．937，AGFI＝0．925，NFI＝0．960，RFI＝0．921，IFI＝0．969，RMSEA＝0．057。可以看出各指标均达到模型适配的标准（参考标准依据吴明隆，2010），表明该模型拟合程度良好。三者关系的整体拟合结果如图3所示。

表4 各变量描述性统计结果

图3 凝聚力、组织公民行为和满意度之间关系的整体拟合模型

从图3可以看出，团队凝聚力通过组织公民行为对满意度影响的间接效果值为0．35（0．58×0．61），远大于其对运动员满意度影响的直接效果值0．19，说明团队凝聚力对运动员满意度影响的直接效应不是主要的，其影响主要是通过运动员的组织公民行为而间接实现的，这表明运动员的组织公民行为在团队凝聚力与运动员满意度之间起到完全中介的作用。

3 讨论

3．1 运动员组织公民行为量表的项目分析

本研究使用项目反应理论对初始量表进行项目分析。初始量表的区分度a的取值范围在0．11至2．39之间，均值为0．761，而修订后的运动员组织公民行为量表的区分度a的取值范围在0．55至2．37之间，均值为1．443。修订后的运动员组织公民行为量表区分度a的取值范围小于初始量表，范围缩小可以使得受测人员水平更好地集中在有代表性的区间范围。修订后的运动员组织公民行为量表区分度a平均值要比初始量表的区分度a的均值大，由于区分度a的平方与项目最大信息函数峰值成正比，因此表明修订后量表的各项目对总信息量的平均贡献值比初始量表要大。

初始量表的难度b取值范围在-11．09至8．48之间，在难度上的变化幅度较大，超过了±4的正常取值范围，且有的项目难度系数增减混乱。而修订后的运动员组织公民行为量表难度b值的取值范围为-3．56至3．62之间，取值范围合理，每个项目的难度等级均呈单调递增趋势，说明修订后的运动员组织公民行为量表项目难度分级较为合理。整个量表的难度和区分度也可以从各题项的项目特征曲线上反映出来（图4）。

从图4可以看出，各个题项的难度和区分度比较合理，没有出现特别的聚集、扎堆现象，表明各个题项能够较准确地测试出不同受试者的反应程度。

一般情况下，信息量达到25时，测验质量良好；25～16时，测验有待改进；低于16时，测验较差［23］。初始量表各项目信息函数峰值范围在0．020至2．899之间，总信息量为16．930，修订后的运动员组织公民行为量表各项目的信息函数峰值范围为0．226至2．477，总信息量16．451。修订前后的量表总信息量均达到了16的临界值。通常来说，量表的项目数越多，其信息量就越大，修订后的运动员组织公民行为量表项目数减少了7个，虽然总信息量比初始量表略有减少，但是每个项目对于总信息量的平均贡献率却要大于初始量表，说明修订后的运动员组织公民行为量表能够较准确地反映测量内容，并且整个量表更加精炼，可以缩小测验时间。

3．2 运动员组织公民行为量表的效度和信度检验

使用项目反应理论将初始量表的项目进行筛选后，初始量表的“保护组织资源”维度被完全剔除，而剩余4个维度虽然题目数量有所减少，但结构并没有发生变化，这表明“保护组织资源”维度并不适合我国运动员情境。究其原因，是由于我国的运动员扮演着运动员和学生的双重角色，再加上运动队相对严格的管理制度，因此很少会出现运动员“侵占组织资源”的情况。剩下的四因子模型拟合度较高，表明“运动队认同”“帮助队友”“责任感”“人际和谐”4个因子能够较好地反映出运动员的组织公民行为，量表结构效度良好。

图4 运动员组织公民行为量表项目特征曲线图

运动员组织公民行为量表的内部一致性信度系数和重测信度系数分别为0．817和0．808，均达到非常显著性水平，表明该量表拥有较高的信度。另外，依据项目反应理论，信息量是反映量表信度的可靠指标，并且信息量能够把信度具体到量表的每一个项目，因此更加可靠［9］。从项目分析所得到的信息函数指标来看，也能够说明该量表具有较好的信度。

3．3 运动员组织公民行为在凝聚力与满意度关系中的中介作用

以往的研究大都是将运动员凝聚力、满意度以及组织公民行为作为运动队绩效即结果变量进行考量的。本研究揭示了三者之间关系，发现运动员组织公民行为在团队凝聚力与运动员满意度的关系中起到中介作用，这表明运动员所产生的较高满意度，不是由其感知的较高的团队凝聚力直接引起的，而是通过团队的凝聚力使运动员产生一种自觉的“角色外”行为，即运动员的组织公民行为，进而使得运动员对自身以及运动队整体产生一种满意感。

十八大以来，党中央多次提出要提升群众的获得感和满意度，运动员群体的获得感和满意度问题也成为摆在我们面前的崭新课题。该研究结果不仅有助于揭示运动队绩效评价中的“黑箱”困惑，为运动队的管理实践提供有益参考，而且能够为提升运动员的获得感和满意度提供一定的理论支撑。

4 结论

本研究运用项目反应理论和结构方程模型对运动员组织公民行为量表进行了初步修订，将组织行为学中的“组织公民行为”的概念引入到我国的运动领域，发现运动员组织公民行为量表由4个因子共13个条目组成，该量表的区分度a和难度b取值范围合理，能够鉴别不同受试者的反应程度，同时该量表拥有较好的信度和效度，可以作为测量我国运动员组织公民行为的有效工具。

团队拥有较高的凝聚力可以提高运动员对自身以及运动队的满意度，但是影响的路径是通过提高运动员的组织公民行为而间接实现的，即运动员的组织公民行为在团队凝聚力与运动员满意度的关系中起到完全中介的作用。