教练员差序式领导行为量表的编制与检验

解 超，苏家福，吴佑年，金 昱，周红萍

（湖北文理学院 体育学院，湖北 襄阳 441053）

费孝通先生在1947 年提出了“差序格局”理论，指出传统中国社会人际关系呈现出一种以自我为中心的差序格局，好像将一块石头扔到水面上的波纹， 每一个人都是自己社会人际圈子的中心，在这种差序格局中，越靠近圈子中心的越属于自己人，越远离圈子中心的越属于外人［1］。 多位中外学者研究发现［2-4］，在华人组织情境中的领导者会表现出明显的偏私主义风格，领导者会从亲（关系）、忠（忠诚）、才（才能）3 个维度对下属进行评价。 领导者对下属的亲、忠、才评估越高，下属越有可能被认定为自己人，并对自己人给予偏私对待，这种领导者根据下属不同特性进行区别对待的领导方式被称为差序式领导［5-6］。 差序式领导行为的理论内涵是“人治环境下，领导者对不同员工采取不同领导行为的一种领导方式。 我国的文化环境更加强调人际关系， 不同的关系实际影响着双方的距离和信任等，领导通常会基于归类模式将员工分为自己人和外人，给予不同对待。”［7］竞技体育领域中教练员集计划、组织、决策、控制、创新职能于一身，主导着运动队的比赛、训练、管理等活动，肩负着运动员选材、生活、训练、竞赛以及心理等方面的教学和指导工作。 我国学者李宁认为，现代竞技体育的竞争，从一定意义上来说是教练员水平的竞争［8］。 近年来，在国内外新兴的运动教练学领域中，教练员-运动员关系研究、教练员领导力研究、教练员执教行为研究、教练员职业发展与培养路径研究教练员压力来源及管理策略研究成为了热点问题［9-10］。 在体育组织行为研究领域，我国学者解欣［11-12］、黄国恩和郑志富［13］均对“差序格局”理论在华人运动团队领导研究中的作用进行了理论层面的探析， 但是至今仍缺乏实证研究支持现有的理论设想。 通过对相关研究进行梳理后发现，在体育组织行为领域差序式领导之所以缺乏实证研究的支持是由于教练员差序式领导行为的测量缺乏有针对性的量表， 因此编制符合我国体育组织情境的量表对于今后我国体育领域差序式领导的研究具有非常高的理论与实践意义。 本研究希望通过编制《教练员差序式领导量表》 为我国体育组织情境下的教练员领导行为的测量提供具有较高信度和效度的测量工具， 同时为我国体育组织行为的本土化研究提供了新的理论和研究视角。

1 研究对象与方法

1.1 被试对象

1.1.1 预试

选取辽宁、湖北两省14 所学校的高水平运动员进行了问卷调查，共发放预试问卷300 份，回收有效问卷282 份，问卷有效率94%。 预试有效样本中男生166 人 （58.9%），女生116人（41.1%）；样本平均年龄 18.74±1.31 岁（男生 18.85±1.35 岁；女生 18.59±1.24 岁）；样本平均参加训练年限 8.09±1.78 年（男生 8.64±1.78 年；女生 7.31±1.46 年）；预试样本从事的运动项目有：足球、篮球、排球、田径和乒乓球。

1.1.2 正式测试

正式测试对湖北省高校高水平运动员450 人进行了问卷调查，回收有效问卷432 份，问卷有效率95.56%。 正式测试样本中男生 255 人（59%），女生 177 人（41%）；样本平均年龄18.66±1.15 岁（男生 18.68±1.67 岁；女生 18.63±1.13 岁）；样本平均参加训练年限 7.83±1.77 岁 （男生 7.89±1.77 年； 女生7.75±1.77 年）。

1.2 量表的编制过程

1.2.1 预试量表题库的建立

预试量表题库的编制依据：1） 教练员领导理论相关研究文献；2）差序式领导相关研究文献；3）运动心理学相关研究文献；4）本土组织行为量表编制的相关文献。 根据量表的编制需要从相关文献中提取内容，形成问卷条目纳入预试量表题库，最终形成了由24 题组成的 《教练员差序式领导量表 （预试版）》。

1.2.2 预试量表的修订

《教练员差序式领导量表》的预试量表为他评量表，由运动员对他的主管教练员进行评价， 采用Likert 5 点式计分，包括3 个预设维度，每个维度8 题，共24 题。 预试量表邀请16名运动训练学、 运动心理学以及组织行为学研究领域具有副高级以上职称的专家（正高级7 人，副高级9 人）对问卷内容的合理性进行了访谈， 根据专家的意见对预试量表内容进行了修改。 修改后的预试量表对预试样本进行了发放，并对回收的预试问卷数据进行项目分析和因子分析， 经过筛选后的预试量表题目形成正式量表。

1.3 统计分析

研究采用SPSS 22.0 和AMOS 21.0 对研究数据进行处理。运用独立样本t 检验对预试问卷进行项目分析；采用探索性因子分析（EFA）界定量表的维度，验证性因子分析（CFA），构建结构方程模型的多维竞争模型进行量表的模型拟合检验；运用内部一致性系数（Cronbach's α）、相关分析、组成信度 CR 值和平均方差萃取量AVE 值来检验量表的信度和效度［14］。

2 研究结果

2.1 项目分析

项目分析采用独立样本t 检验决断值 （Critical Ratio，CR值）法，根据Kelley［15］的观点，将测验分数得分的前 27%设定为高分组， 得分后27%设定为低分组， 并对两组均值进行比较，比较结果达到显著性水平（p＜0.05；p＜0.01），其决断值即为显著，说明条目内容设计具有较高的辨别力，可以使用。 项目分析结果（见表 1）显示，第 7 题、第 10 题、第 18 题和第 24 题的决断CR 值没有达到显著水平， 说明该4 个条目的辨别力不够好，因此对这4 个量表条目进行删除处理。

表1 预试量表的项目分析表

2.2 因子分析

采用探索性因子分析对通过项目分析的量表条目进行筛选，确定量表的维度。 量表的KMO 和巴特莱特球度检验结果（见表2）显示，量表数据的取样适当度KMO 值为0.797，近似卡方值为 1 819.956，自由度 df 为190，显著性为 0.000，样本适合进行因子分析。

表2 量表的KMO 值和Bartlett 球形度检验表

根据学者Hair［16］的观点，采用主成分法提取预试数据中的因子，特征值大于1 的因子共有6 个（见图1），采用最大方差法对进行旋转后，选取因子条目载荷高于0.4，条目数量大于3的因子，共选取3 个公因子，期中第1 公因子包括5 题，第2 公因子包括7 题，第3 公因子包括5 题，共17 题，详见表3。

表3 教练员差序式领导行为量表旋转后的因子载荷矩阵表

根据量表各因子所包含的条目内容对量表各维度进行命名， 第1 因子所包含的条目内容为教练员在处理运动员训练比赛中出现的错误时所体现出的差别对待，此维度命名为“宽容亲信”。 第2 因子所包含的条目内容为教练员在和运动员日常进行沟通时所体现出的差别对待， 此维度命名为 “沟通照顾”。 第3 因子所包含的条目内容为教练员在奖励运动员和提供机会方面所体现出的差别对待，此维度命名为“关照奖励”。

2.3 信度检验

教练员差序式领导量表的信度检验结果见表4。 内部信度检验采用内部一致性系数Cronbach's α 系数， 宽容亲信维度Cronbach's α 值为 0.910， 沟通照顾维度 Cronbach's α 值为0.766， 关照奖励维度 Cronbach's α 值为 0.708， 总量表 Cronbach's α 值为 0.656，量表的内部一致性符合 Nunnally［17］提出的Cronbach's α 值要高于0.6 内部一致性为佳的观点。量表的组成信度检验宽容亲信维度CR 值为0.879， 沟通照顾维度CR 值为0.842，关照奖励维度 CR 值为0.728，总量表CR 值为0.916，均高于学者 Hair［14］界定的临界值 0.7，教练员差序式量表具有较好的组成信度。 在预试进行的15 天之后选取了样本的测试样本的25%进行了再测， 再测信度r 值宽容亲信为0.784，沟通照顾为0.787，关照奖励为0.796，总量表为 0.824，量表具有良好的再测信度。

表4 量表的信度检验

2.4 效度检验

2.4.1 内容效度

研究在进行预试前对16 名相关领域的专家发放了专家访谈问卷， 通过专家访谈的形式对问卷的预设维度以及题项内容的合理性进行了评价，并根据专家意见对内容进行了修改。在进行3 轮专家访谈后， 专家对修改后的预试问卷内容评价具有较高一致性，保证了预试量表具有较高的内容效度。

2.4.2 结构效度

研究采用结构方程模型极大似然法对量表的结构效度进行检验，模型拟合度结果见表5。初步构建的模型拟合度χ2/df=3.670，GFI=0.905，AGFI=0.902，TLI=0.900，CFI=0.915，RMR=0.069，RMSEA=0.082，拟合指标没有达到学者 Byrne［18］提出的理想水平。 因此根据修正系数MI 值对模型进行修正，将模型中变量残差（e）的MI 值高于40 的变量进行删除处理，修正后的 拟 合 度 指 标 χ2/df =2.064，GFI=0.959，AGFI=0.940，TLI=0.955，CFI=0.965，RMR=0.040，RMSEA=0.050， 修正后模型拟合度达到了理想水平。 修正后的模型图，见图2。

表5 量表的CFA 模型拟合度

研究构建了多维竞争模型（见表6），旨在找出量表中存在的潜在维度［19］，同时检验验证性因子分析是否是最佳模型，研究构建了无相关的零模型（Null Model）、一阶3 因子模型、一阶2 因子模型以及单因子模型。 检验结果显示，构建的4 个竞争模型中，验证性因子分析构建的3 因子模型的拟合度最佳，是研究所需的最佳模型。

表6 量表多维竞争模型的拟合度

2.4.3 收敛效度与区别效度

研究采用平均方差萃取量（AVE）检验量表的收敛效度，量表宽容亲信维度AVE 值为0.647，沟通照顾维度AVE 值为0.517，关照奖励维度 AVE 值为 0.504，均高于 Fornell 等［20］界定的0.5 标准，量表具有较好的收敛效度。 采用相关分析检验量表各维度的区别效度， 量表的3 个维度间的相关系数r 在0.101～0.268 之间，均呈低度相关，量表具有良好的区别效度。收敛效度和区别效度的检验结果见表7。

表7 量表的收敛效度与区别效度检验

2.4.4 教练员差序式领导量表的维度及内容

经过一系列信效度检验之后形成的教练员差序式领导量表的3 个因子分别为宽容亲信、沟通照顾以及关照奖励。 因子所包含的题项条目数分别为宽容亲信4 个条目， 沟通照顾5个条目，关照奖励4 个条目。 量表的3 个维度及其详细内容见表8。

表8 教练员差序式领导量表各维度及内容

3 讨论

差序式领导的测量问题在理论提出之前， 就一直被管理学领域的研究者所关注。 台湾学者郑伯埙在1995 年提出了差序式领导的理论设想和相关概念，直到2010 年姜定宇和张菀真的研究［21］才从测量的角度探索了测量差序式领导的3 个维度：1）提拔奖励；2）沟通照顾；3）宽容犯错。 随着我国组织行为理论的本土化研究趋势逐渐兴起， 越来越多的学者意识到我国大多数组织行为学中的领导理论都是对西方领导理论的本土化验证性研究，缺乏本土文化的理论基础，因为中华文化是世界上为数不多的几种原生文化之一， 深刻影响着每一个中国人的思维和行为模式， 东西方的文化异质性会直接影响领导行为的内涵、过程和有效性。 差序式领导作为从本土社会学视角对我国领导行为理论的研究， 深刻体现了我国儒家文化的“亲亲”和“尊尊”的传统文化思想，同时从领导角度对下属的亲（关系）、忠（忠诚）、才（才能）3 个维度对“圈内人”和“圈外人”进行划分，不同于以西方社会交换理论为基础的领导者-成员交换理论（Leader-Member Exchange theory，LMX），其理论内涵更加深刻，更符合深受传统家族主义影响的中国群体。在我国组织行为学研究领域， 关于差序式领导的实证研究所使用的测量工具大多采用姜定宇和张菀真在2010 年编制的3维度测量量表，鲜有实证性突破。 2014 年 Jiang 等人［22］在自己的研究基础上对差序式领导的量表进行了重新建构， 将差序式领导分为了“自己人偏私”和“圈外人偏恶”两大方向，8 个子维度。 王磊［23］在 2017 年融合了姜定宇和张菀真以及 Jiang 等人的研究后开发了基于本土样本的差序式领导量表， 维度包括：关照奖赏、宽容犯错、亲信任用3 个维度，更反映本土样本的现状，符合本土研究的需要。 在我国体育组织行为研究领域至今没有学者从本土文化视角出发，开发出符合我国教练员和运动员的实际需要的教练员差序式领导量表。 解欣从差序格局的理论扩展视角对我国“教练员-运动员关系”理论进行了探讨，认为现阶段“教练员-运动员关系”可依据身份类型及方式特征划分为血缘身份型、传统师徒身份型、夫妻身份型、拟血缘身份型及契约方式型，在今后的发展中也必将经历传统社会为代表的传统型关系结构、现代社会为代表的复合型关系结构及未来社会为代表的契约型关系结构的演变过程［10-11］。 同时，解欣在 2018 年的研究认为我国“教练员-运动员关系” 结构的形成是源于传统社会家族伦理观念对人际关系普遍的道德约束，同时也继承了传统社会师徒关系的“身份等级”特征［24］。 因此，在我国教练员与运动员关系的研究中，西方的LMX 模型已不再适用，在相关研究中更贴近我国传统文化观念的差序式领导研究将具有更好的生态学效度。 本研究编制的《教练员差序式领导量表》在高水平运动员为主要成员的运动团队的具有较高的信效度水平， 能够在以高水平运动员为样本的相关研究中使用， 但是在儿童青少年运动团队的相关研究中需要对量表的情景进行适当修改， 同时重新进行信效度检验。

4 结论

研究基于本土社会学的差序格局理论， 初步编制了3 维结构的《教练员差序式领导行为量表》，为测量我国体育组织情境下运动团队中的教练员差序式领导行为提供可靠的测量工具， 也为我国体育组织行为的本土化研究提供了新的理论视角。 《教练员差序式领导行为量表》的3 个维度分别为：宽容亲信、沟通照顾和关照奖励，经过信效度检验后的量表包括13个条目，量表具有较高的信效度水平，能够用于测量我国体育运动团队中的教练员差序式领导行为。