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伦理型教练对运动员体育道德行为的影响:一个有调节的中介模型

论文编号:lw201710041823441577 所属栏目:组织行为学论文 发布日期:2018年02月09日 论文作者:无忧论文网
随着传播媒体的发展,运动员群体在社会民众中的关注度越来越高,他们在赛场上的行为具有重要的社会示范意义。运动员的体育道德行为是体育领域当前研究的热点之一,它对于体育运动的健康发展和青少年的道德发展有重要的影响。体育道德行为是指运动员在训练和比赛中能够关注并尊重规则、裁判、社会规范和对手,能够全力以赴投入其中,并且没有消极行为的发生。
教练在运动队中扮演着重要角色,已有研究发现他们的行为会对运动员的体育道德行为产生影响。Bolter和Weiss通过文献梳理及数据分析,最终得到了9种影响运动员体育道德的教练行为,分别是:对体育道德行为的期望;强化正确的体育道德行为;惩罚不道德的行为;讨论正确的体育道德行为;教导正确的体育道德行为;展示正确的体育道德行为;展示不道德的体育行为;强调成绩胜于体育道德。他们通过调查发现,展示、强化、教导和强调成绩与青少年运动员的体育道德行为相关。此外,张海军在其研究中发现,高校教练家长式领导行为与运动员精神存在显著的正相关(r=0.39)。
由此可见,教练员在运动员体育道德行为的养成中起到了重要的作用。伦理型领导行为(ethicalleadership)是指领导者通过个人行动和人际互动展现出合乎规范的行为(如诚实、值得信赖、公平和关照等),并通过双向沟通、强化和决策制定等途径促使下属表现出这些行为。伦理型领导是一个可信和引人注意的榜样,已有研究发现其能够影响员工的伦理行为,促进员工的组织公民行为,减少员工偏差行为,提升员工绩效。由此,本研究认为伦理型教练能够促进运动员的体育道德行为。感恩是指个体在感知和回应他人恩惠时持有一种感恩情绪倾向,是一种积极的心理品质。
McCul-lough等人提出了道德情感理论来解释感恩及其作用,该理论指出施恩者对受恩者的帮助能够使受恩者产生感恩情绪,而感恩情绪能够激发受恩者在今后表现出亲社会行为。伦理型领导为人真诚,并且对待员工公平、关心和耐心倾听沟通,这些亲社会行为会促使员工产生感恩情感,并激发他们的道德行为。基于此,本研究认为运动员感恩在伦理型领导行为与运动员体育道德之间起到中介作用。
运动动机就是一种强有力的精神力量,它是运动员从事运动项目的驱动力。Pelletier等人认为,运动员从事体育运动的自主性是不同的,有的运动员是因为自己真正认同与喜爱,而有的则是因为外部压力,甚至有的人都不清楚自己为什么做这个。中国文化中的感恩强调知恩图报,这更像是一种外部动机形式。因此,运动员运动动机自主性可能会调节感恩与体育道德行为之间的关系,不同动机自主水平下,感恩对运动员体育道德行为的作用也不尽相同。
综上所述,本研究提出一个有调节的中介模型。主要有两个目的:(1)探讨感恩在伦理型教练行为和运动员体育道德行为间是否存在中介作用;(2)考察运动动机自主水平对该中介作用是否具有调节效应。该模型不仅可以揭示伦理型教练行为如何影响运动员体育道德行为,还能解答在何种情况下这种效应更强或更弱。

1研究方法


1.1被试
本研究以湖北省某体育学校各运动专项的学生为被试,运动项目涉及网球、足球、羽毛球、乒乓球、跆拳道、武术、散打、赛艇、田径等。获得有效数据578份,其中男性460人,女性118人,平均年龄20.47岁(SD=1.17),平均运动年限2.99(SD=1.99),运动等级的为一级及以上的有36人、二级225人、三级及以下317人。


1.2研究工具
1.2.1伦理型领导量表
采用Brown等人编制的《伦理型领导量表》测量教练员的伦理型领导行为。本研究中对该量表依照运动队中的角色特征进行了修订,以使其更加符合运动队的情境。该量表是一个单维度量表,包含10个项目,测量了教练员关注运动员利益、与运动员进行体育伦理探讨,建构伦理角色榜样进而影响运动队的伦理决策,并根据体育伦理标准对违背体育伦理的行为作出奖惩,如“我的教练为我们树立了遵守体育道德的榜样”,“我的教练会惩罚违反体育道德的队员”。本研究中该量表的内部一致性系数为0.90,表明量表具有良好的信度。本研究中该量表采用1~5点计分,教练员的伦理型领导行为水平由各项目得分总和得到,分数越高表明伦理型领导行为水平越高。
1.2.2多维体育道德取向量表
采用孙开宏等人修订的《多维体育道德取向量表扩展版》来测量大学生运动员的体育道德行为,该量表包括社会规范、规则裁判、尊重对手和工具性攻击四个维度,17个项目,其中有4个反向计分题。在本研究中各分量表的内部一致性系数分别为0.81、0.76、0.73、0.79,量表总的内部一致性系数为0.84;验证性因素分析表明,四维度模型的拟合指数为χ2=452.21,df=113,RMSEA=0.072,CFI=0.92,GFI=0.91,IFI=0.92,表明该量表具有良好的信度和效度。本研究中该量表采用1~5点计分,运动员体育道德水平由所有项目得分相加得到,分数越高体育道德行为表现越多。
1.2.3运动领域感恩问卷
该量表由Chen和Kee基于McCullough等人编制的CGQ-6感恩问卷改编而成,该量表将感恩对象改为教练和队友,或运动经历,包括一个维度6个项目,如“我很感谢我的教练们和队友们”,“当我审视我的运动生涯,我找不出多少需要感谢的”,其中有2个反向计分项。本研究中该量表的内部一致性系数为0.68,表明该量表有良好的信度。本研究中该量表采用1~5点计分,分数越高表明运动员的感恩倾向越强。
1.2.4运动动机量表
采用自编的《运动动机量表》,该量表基于自我决定理论编制,包括自主动机、投射调节、外部调节和无动机四种类型,四种类型动机的自主程度逐步降低。本研究中,该量表各维度的内部一致性系数分别为0.82、0.84、0.87、0.85;验证性因素分析表明,四维度模型的拟合指数为χ2=383.89,df=98,RMSEA=0.07,CFI=0.94,GFI=0.92,IFI=0.94,表明量表具有良好的信度和效度。本量表采用1~6点计分,通过公式3×自主动机-1×投射调节-2×外部调节-3×无动机,计算得到运动自主指数(SportAutonomyIn-dex,SAI),作为运动动机自主性总分指标,SAI分数越高,表明运动动机的自主性越强。


1.3统计方法
本研究采用SPSS进行量表的信度检验、描述统计分析、相关分析和回归分析;运用Hayes等人编写的PROCESS宏进行简单斜率分析;使用Amos17进行验证性因素分析。


2结果


2.1共同方法偏差分析
本研究中,运动员体育道德和运动动机的测量中设置了反向计分项目,运动动机与其他量表的李克特等级不同,这些都有助于控制共同方法偏差。本研究利用Harrman单因素检验来检验共同方法偏差情况。对所有量表项目做未经旋转的主成分分析,结果表明共析出10个特征值大于1的公因子,其中第一个公因子的方差解释率为11.37%,远小于40%的临界值。因此,本研究中受共同方差偏差影响较小。


2.2描述统计及相关分析
各变量描述统计和相关分析结果。1~5点计分的中点分为3分,将伦理型教练(t(577)=33.31,P<0.001)、感恩(t(577)=26.42,P<0.001)和体育道德行为(t(577)=34.47,P<0.001)得分与3分进行差异分析,结果表明三者得分均高于3分。相关分析表明,四者之间存在中等程度相关。


2.3有调节的中介模型分析
有调节的中介模型成立需要满足以下四个条件:(1)方程1中伦理型教练对运动员体育道德行为作用显著,(2)方程2中伦理型教练对感恩的作用显著,(3)方程3中感恩对体育道德行为的作用显著,(4)方程4中运动动机与感恩的乘积项对体育道德行为作用显著。
在分析中,本研究将性别、年龄和运动年限作为控制变量,将除控制变量外的其他变量进行标准化转换,并计算感恩Z分数和运动动机Z分数的乘积项作为二者的交互作用项。运用回归分析对有调节的中介模型进行检验。各控制变量中,只有性别的效应显著,由于参照群体设置为女性,因此从分析结果看男性较女性有更少的体育道德行为和更低的感恩倾向。
方程1的结果显示,伦理型教练对体育道德行为的预测作用显著;方程2中,伦理型教练对运动员感恩具有正向预测力;方程3中,感恩对运动员体育道德行为具有正向预测作用,并且当感恩纳入方程后,伦理型教练对体育道德行