轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之結構模式研究
－以高中籃球運動項目選手為例
張淑貞
亞東技術學院
摘要
本研究目的有二：一是以結構方程模式探討教練轉型領導行為對團隊內互動、運動員組織承諾與團隊效能 之理論模式之適配度；二是以結構方程模式探討教練轉型領導行為對團隊內互動、運動員組織承諾與團隊效能 之路徑分析與建構效度。研究對象為 284 位高中籃球運動選手。在全國 HBL 高中籃球賽期間，填寫轉型領導行 為量表、團隊內互動量表、運動員組織承諾問卷與團隊效能量表。結果發現：經過結構方程模式檢驗後，整體 適配指標接受轉型領導行為對團隊內互動、運動員組織承諾與團隊效能之理論模式。所有觀察變項之因素負荷 量對潛在變項皆達到顯著水準。在路徑分析方面，除了轉型領導對於團隊效能之直接效果沒有達到顯著預測水 準之外，其他各項路徑分析皆達到顯著預測效果；在建構效度方面，在教練轉型領導行為變項中以「歸因魅力」 因素最高，「鼓舞激勵」因素次之，「個別體恤」因素第三。在團隊內互動變項中以「成員合作」因素最高，「溝 通品質」次之。在運動員組織承諾變項中以「努力意願」因素最高，「留隊傾向」因素次之，「組織認同」因素 為第三。在團隊效能變項中以「團隊績效」因素最高，「合作滿意度」因素次之，「領導滿意度」因素為第三「自 我效能」為第四。故經由教練轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能為正向影響且達顯著預測效果。 關鍵詞：轉型領導、團隊內互動、組織承諾、團隊效能、結構方程模式壹、緒論
在體育運動領域當中，教練或體育教師對於選手或學生的學習影響是直接與顯著的。而教練或教師除了教 導運動技能之外，更重要的對於選手和學生理念的傳達與學習的溝通。假如教練與選手之間的理念與溝通是暢 通的，則學習與成績的進步是可以預期的。 在張春興（1989）對於領導行為（leadership behavior）的定義是認為「團體中領袖在領導別人時，所表現 的行為稱為領導行為。領袖領導行為的優劣可從兩方面來看，其一是能否達成團隊活動的目標，其二是能否維 繫團體中成員間的人際和諧關係。一個優秀的領袖，在他的領導行為上，必須同時要表現這兩方面的才能」。Paker （1990）指出，團隊領導者是影響團隊效能的關鍵所在，團隊領導者必須為團隊訂定清楚、明確的目標與願景， 促使個別成員能為團隊目標而努力以及樂於與他人一起工作。Bryman（1992）以時間劃分的方式，將二十世紀 初期以來的領導研究與理論分成四個時期：第一期自最初的領導研究至1940年代，研究組織之學者以實證研究方法，試圖找出可區分領導者與非領導者之特質，也就是他們試圖發展出所謂的特質論（Traits Theory）；第二 期是從1940年代至1960年代，研究焦點在於強調領導的效能取決於領導者所表現的行為，故稱行為論（Behavior Theory）；第三期為權變取向的研究，自1960年代至1980年代，研究學者認為領導效能除了受領導者的特質與 其所表現之行為影響外，亦深受不同領導情境影響。所以，領導者應依情境的不同，而有所權變調整，故稱此 時期的研究為權變論（Contingency Theory）；最後一期則從1980年代開始至今，為新型式的領導研究取向，這 種新型領導的研究，將領導區分出交易領導（transactional leadership）與轉型領導（transformational leadership）， 強調領導者必須具有遠景，其領導效能在於能對成員產生轉型之影響。轉型領導的概念，最早出現在 Burns （1978）對政治領導者的描述研究中；他將轉型領導與交易型領導這兩種型態作了較明確之區分。他指出交易 領導是領導者與所屬成員為了交換彼此認為有價值的事物（包括精神與物質的）而相互約定，譬如政治上的交 易領導者，以工作、補助金來換取選票的支持。而轉型領導，則是領導者與所屬成員彼此互動相互提升對方道 德與動機至較高層次的道德與動機的歷程。 在轉型領導方面，Bass（1985）的定義與Burns（1978）相似。Bass指出轉型領導乃領導者透過改變部屬的 價值與信念，引導部屬超越其自我利益，以追求更高的目標。Bass（1985）將轉型領導分成魅力領導、智能啟 發、個別體恤三個向度，Avolio 與Bass（1988）將魅力領導再區分成歸因魅力與鼓舞激勵兩向度，Bass 與Avolio （1990）則依特質與行為的分類，將歸因魅力再細分為歸因魅力與理想化影響力。因此，根據Bass 與Avolio 的 界定，轉型領導包括歸因魅力（attributed charisma）、理想化影響力（idealized influence）、鼓舞激勵（inspirational motivation）、智能啟發（intellectual stimulation）、個別體恤等（individual consideration）五個向度。在進行測 量時，研究者則更進一步將轉型領導分成確認並明述願景、提供適當的榜樣、促進團隊目標的接納、高度效能 期許、提供個別支持、智能啟發等六個向度（Podsakoff, MacKenzie, Moorman, & Fetter, 1990）。
在體育運動領域中，亦有學者對於教練領導行為與組織承諾和滿意度做相關之研究。Chelladurai (1984)指 出，在運動情境中，教練與球員之間的關係是一種人際間互動的過程，教練的領導行為對選手之滿意度有相當 程度的影響。陳玉娟（1995）以310位國高中及大專游泳選手為研究對象，結果發現教練訓練與指導、專制、獎 勵與關懷等行為能有效預測選手對教練行為的滿意度，但專制行為的預測力為負向。楊純碧(1998) 以大專甲組 587 名選手為受試者，研究中有關探討教練領導行為對選手關係滿意度之影響，結果發現教練的指導行為、民 主行為、獎賞行為、社會支持行為，能有效預測選手滿意度。張永鄖（2001）以大專院校670位運動員為研究對 象，針對大專教練轉型行為對運動員成就目標與組織承諾之研究中，結果發現教練的轉型領導行為對運動員的 組織承諾呈顯著相關。侯威光（2002）研究指出職棒教練之領導型態與球員對組織承諾之間有顯著相關。亦即 表示職棒教練對於「體恤耐心」、「願景激勵」、「成就獎勵」及「奉獻支持」等轉型領導行為愈明顯時，則 球員對於組織承諾亦愈高。曾崑煇（2003）以216位高中與大學曲棍球選手為研究對象，結果發現教練領導行為 會正面影響選手的組織承諾與滿意度。
在團隊內互動與團隊效能研究方面，Stewart 與Barrick（2000）指出，在團隊歷程的相關研究中， McGrath （1964）的輸入（input）─歷程（process）─輸出（output）模式（簡稱為I-P-O）是最常被採用的架構。其中， 輸入是指各種影響團隊效能的因素，諸如：團隊結構（Stewart, Barrick, 2000）、成員心智模式、以及領導行為 （Gladstein, 1984; Kahai, Sosik, Avolio, 1997）等變項；歷程為團隊內互動（intra-team interaction），或稱為團隊 歷程（team process）；輸出則是指團隊效能。Gladstein（1984）研究指出，維繫的行為（即社會情感行為）目 的在於建立、增強、及調節團隊的生活，包括開放的溝通、互相支持、降低人際衝突。Barrick、Stewart、Neubert、 及Mount（1998）探討凝聚力、開放性的溝通、衝突（屬於社會情感行為）、工作彈性、以及工作分擔（屬於任
務行為）對於團隊效能的關係，研究指出高度的凝聚力、開放性的溝通、成員彈性較高、以及成員間較少衝突 時，團隊效能較高。 王建忠（2001）對於團隊領導行為、團隊內互動與團隊效能研究結果認為：當同時考量交易領導、轉型領 導、以及家長式領導時，交易領導對於團隊內互動與團隊效能不具預測效果。在交易領導、轉型領導、及家長 式領導的行為中，仍是以人際取向的轉型領導對於團隊內互動與團隊效能的預測效果最強。家長式領導對於團 隊內互動與團隊效能的影響較轉型領導小得多。 蕭瑞國等人（2006）對於王建忠（2001）所提出之研究作進一步之結構模式研究，結果發現在運動領域之 中，轉型領導行為對於團隊內互動有直接效果且達顯著水準，團隊內互動對於團隊效能之預測能力具有顯著效 果。 研究者基於先前轉型領導行為對團隊內互動與團隊效能之有效預測能力，再納入運動員組織承諾變項做更 進一步之結構驗證。
貳、研究方法
一、研究對象 本研究對象以九十五年度全國HBL 高中籃球賽之選手，男性選手 190 人，女性選手 94 人，共 284 人。平 均年齡為16.60 ± 0.96 歲。平均球齡為 3.72 ± 1.99 年。 二、研究工具 （一） 轉型領導行為量表 本研究採用王建忠（2001）之轉型領導量表，共計 20 題。經由項目分析後確認鑑別度全數均達顯著水準。 再以因素分析，得到三個向度，分別為「歸因魅力」、「鼓舞激勵」與「個別體恤」。而此量表之信度方面之 一致性信度係數「歸因魅力」分量表Cronbach’sα 值為 .92，「鼓舞激勵」分量表 Cronbach’sα 值為 .85，「個 別體恤」分量表Cronbach’sα 值為 .87，總量表 Cronbach’s α 值為 .94。在因素分析結果方面，量表之總解釋變 異量為62.20%，「歸因魅力」分量表之解釋變異量為 23.91 %，「鼓舞激勵」分量表之解釋變異量為 20.80 %， 「個別體恤」分量表之解釋變異量為17.50 %，。評量時，答案之選擇方式採用李氏六點量表（Likert-type scale） 以1(非常不同意)至 6(非常同意)評量之。 （二） 團隊內互動量表 本研究之團隊內互動量表採用王建忠（2001）依據 Tjosvold（1988a）的量表（5 題）與鄭伯壎等人（1993） 的量表（15 題），合編共計 20 題。本研究經由項目分析後確認鑑別度全數題目均達顯著水準，再以因素分析， 刪除因素負荷量偏低的第19 題與第 20 題，得到兩向度，共計 18 題，分別為「成員合作」與「溝通品質」。而 此量表在信度方面之一致性信度係數「成員合作」分量表Cronbach’sα 值為 .93，「溝通品質」分量表 Cronbach’sα 值為 .81，總量表之 Cronbach’s α 值為 .94。在因素分析結果方面，量表之總解釋變異量為 58.97％。「成員合 作」分量表之解釋變異量為52.14 %，「溝通品質」分量表之解釋變異量為 6.84 %。評量時，答案之選擇方式 採用李氏六點量表（Likert-type scale）以 1 (非常不同意)至 6 (非常同意)評量之。 （三） 組織承諾量表 此量表乃引用張永鄖(2001)修訂後之「運動員組織承諾問卷」內容包括「努力意願」、「留隊傾向」與「組 織認同」等三個因素共18 題。本研究經由項目分析後確認鑑別度全數題目均達顯著水準，再以因素分析，得到 三個向度，分別為「努力意願」、「留隊傾向」與「組織認同」。而此量表在信度方面之一致性信度係數「努力意願」分量表Cronbach’sα 值為 .91，「留隊傾向」分量表Cronbach’sα 值為 .90，「組織認同」分量表Cronbach’sα 值為 .88，總量表之 Cronbach’s α 值為 .90。在因素分析結果方面，量表之總解釋變異量為 60.39％。「努力意 願」分量表之解釋變異量為25.29 %，「留隊傾向」分量表之解釋變異量為 18.67 %，「組織認同」分量表之解 釋變異量為16.43%。評量時，答案之選擇方式採用李氏六點量表（Likert-type scale）以 1 (非常不同意)至 6 (非 常同意)評量之。 （四） 團隊效能量表 依據王建忠（2001）編製之團隊效能量表架構。本研究應用於體育運動訓練領域中，文字做細部修改為： 領導滿意度、自我效能、團隊合作滿意度與團隊績效。 1. 領導滿意度 領導滿意度的測量是請團隊成員分別針對教練的領導方式與滿意程度進行評量。題目分別為「整體來說， 我對教練的領導方式的滿意程度是」及「整體來說，我對教練個人的滿意程度是」本量表採用Likert 式六點量 尺，受試者依其滿意程度，由最低（1 分）至最高（6 分）分別為「非常不滿意」、「不滿意」、「不太滿意」、 「有點滿意」、「滿意」、及「非常滿意」。兩題間的相關為.79（p < .001），具有高度相關；內部一致性係 數Cronbach’s α 為.88，具有良好信度。因此後續分析中以兩題的平均分數來代表教練領導滿意度。 2. 自我效能 自我效能以訓練表現、訓練效率與運動表現等進行評量，由團隊成員進行自評。題目分別為「您覺得教練 對您的訓練表現有何看法？」、「您覺得教練對您的訓練效率有何看法？」、「您對現在自己的運動表現有何 看法？」及「與其他隊友相比，您覺得目前的運動表現良好嗎？」本量表採用Likert 式六點量尺，自己依其同 意程度，分別在「非常劣」、「劣」、「不好」、「好」、「優」、及「非常優」等選項中，圈選最適當的答 案。計分時，則依序給予1至6的分數。四題間的相關介於 .50（p < .001）至 .80（p < .001），具有高度相關； 內部一致性係數Cronbach’s α為 .85，具有良好信度。因此後續分析中以四題的平均分數來代表自我效能。 3. 合作滿意度 合作滿意度內容在於詢問團隊成員對於目前彼此互動的感覺以及對於未來合作成功是否樂觀，共計3題。題 目分別為「本團隊成員之間合作愉快。」、「我樂意與本團隊的成員繼續合作下去。」、及「如果還有機會再 度與本團隊成員合作，我有信心會合作成功。」本量表採用Likert 式六點量尺，團隊成員依其同意程度，分別 在「非常不同意」、「不同意」、「不太同意」、「有點同意」、「同意」、及「非常同意」等選項中，圈選 最適當的答案。計分時，則依序給予1至6的分數。三題間的相關介於 .25（p < .001）至 .59（p < .001），具有 高度相關；內部一致性係數Cronbach’s α為 .85，具有良好信度。因此後續分析中以三題的平均分數來代表合作 滿意度。 4. 團隊績效 團隊績效共計4題，由團隊成員進行評估，同樣採取Likert 式六點量尺填答與計分。題目分別為「本團隊的 目標達成情況良好。」、「本團隊的計畫進度良好」、「本團隊的工作成果良好」、以及「本團隊資源運用的 成效良好。」四題間的相關介於 .68（p < .001）至 .83（p < .001），具有高度相關；內部一致性係數Cronbach’s α為 .93，具有良好信度。因此後續分析中以四題的平均分數來代表團隊績效。 三、資料分析 本研究以SPSS統計軟體進行描述性統計分析、項目分析、因素分析、及相關分析；以AMOS統計軟體進行 結構方程模式分析。上述分析方法詳述如下：
（一） 描述性統計分析 針對受試者背景資料進行描述性統計分析，計算受試者性別、年齡與球齡之平均數與標準差等資訊，以瞭 解受試者之組成。另外計算各題項之平均數與標準差，以瞭解其得分狀況。 （二） 項目分析 項目分析的主要目的在於求出問卷個別題項的決斷值，再將未達到顯著水準的題項予以刪除。 （三） 因素分析 本研究以探索性因素分析提取各測量變項的因素結構，以進行工具校準。首先，採用主成份法（principal components）抽取共同因素。再以最大變異數法（varimax）處理，若發現各因素之間有相關存在則以直接斜交 法（direct oblimin）分析。剔除因素負荷量過低、概念重疊之題目。因素確定後，計算各向度的信度係數Cronbach’s α，以瞭解其內部一致性。 （四） 結構方程模式分析 本研究以最大概似法（maximum likelihood）分析結構方程模式探討轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團 隊效能之觀察變項對潛在變項之建構效度分析與潛在變項對潛在變項之間的路徑預測效果與解釋變異量分析。 本研究更進一步瞭解轉型領導行為對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之路徑模式與預測解釋力之效果， 以結構方程模式(structural equation modeling，SEM)探討該理論模式是否支持在運動領域中整體路徑模式的建 構。本研究架構如圖一。 團隊內互動 轉型領導 組織承諾 團隊效能 γ1 γ2 β2 β3 成員合作 ε1 λ4 溝通品質 ε2 λ5 留隊傾向 ε4 λ7 努力意願 ε3 λ6 領導滿意 ε6 λ9 自我效能 ε7 λ10 合作滿意 ε8 λ11 團隊績效 ε9 λ12 β1 γ3 鼓舞激勵 δ2 λ2 歸因魅力 δ1 λ1 個別體恤 δ3 λ3 組織認同 ε5 λ8 ζ1 ζ3 ζ2 圖一 轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之結構模式架構
參、結果與討論
一、違反估計之檢驗 一般常發生的違犯估計有以下三種現象：（一）有負的誤差變異數存在或是在任何建構中存在著無意義之 變異誤差。（二）標準化係數超過或太接近1（≧0.95）。（三）有太大的標準誤。由表一之本研究結構模式中 整體參數估計值摘要表顯示：均未違反上述違犯估計之原則，所以繼續在進行整體模式適配度之考驗檢定。表一 本研究結構模式中整體參數估計值之摘要表 參數 未標準 化估計 值 標準 誤 t 值 標準 化估 計值 參數 未標準 化估計 值 標準誤 t 值 標準 化估 計值 λ1 1.00 .87 δ1 14.86 2.12 7.00* .24 λ2 .50 .03 17.12* .85 δ2 4.46 .57 7.82* .28 λ3 .42 .03 14.33* .75 δ3 6.51 .65 9.99* .44 λ4 1.00 .90 ε1 22.42 4.26 5.26* .20 λ5 .33 .02 16.03* .82 ε2 4.83 .59 8.22* .33 λ6 1.00 .90 ε3 12.25 2.23 5.50* .20 λ7 .69 .04 17.67* .88 ε4 6.77 1.09 6.21* .22 λ8 .32 .04 7.88* .46 ε5 18.74 1.63 11.52* .79 λ9 1.00 .51 ε6 2.98 .27 10.87* .74 λ10 1.38 .26 5.36* .39 ε7 11.08 .97 11.41* .85 λ11 2.25 .31 7.34* .71 ε8 5.34 .58 9.25* .50 λ12 3.06 .40 7.58* .79 ε9 6.09 .81 7.49* .38 γ1 1.08 .08 12.93* 78 ζ1 36.10 5.68 6.36* .40 γ2 .33 .11 3.13* 32 ζ2 24.98 3.23 7.74* .50 γ3 -.01 .02 -.42 -.04 ζ3 .33 .09 3.55* .32 β1 .31 .08 4.05* .42 β2 .06 .01 4.34* 55 β3 .06 .01 4.12* .39 * P < 0.05 二、整體模式適配度之考驗檢定 本研究模式以最大概似法 ( maximum likelihood ) 分析整體適配度之考驗結果分列如下： （一）絕對適配指標檢定 χ2
（48）= 141.09 P<.01, , GFI = .92, RMSEA = .08, AGFI = .87 雖然 χ2 值達顯著水準，理論模式與觀察值
之間並不適配，但是 χ2 值易受樣本大小影響，所以需搭配其他適配度指標來進一步評估模式。GFI 值為.92， 大於接受值.90，顯示假設模式可以接受。RMSEA＝.08，顯示這是一個不錯的適配模式。 （二）相對適配指標檢定 NFI＝.92，CFI＝.95，IFI＝.95，RFI＝.89，相關數值大於或趨近 .90 顯示假設模式可以接受。 （三）簡效適配指標檢定 χ2 / df = 2.94 介於 1.0 與 3.0 之間，顯示模式可以接受，PNFI＝.67，大於.50，顯示模式可以接受。綜合上述適 配指標，顯示模式是可以接受的。 三、模式內在適配度與估計參數之分析 從表一與圖二可以看到，所有觀察變項的因素負荷量（λn），皆具顯著水準。也就是說，這些觀察變項在
反映其所形成的潛在變項上是有效的。更進一步地，我們可以依據標準化估計參數 ( standardized estimate )來檢 驗這些潛在變項中，哪一些觀察變項對潛在變項之結構的貢獻是較大的。 本部分是以整體探討轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之相關影響。經由結構方程模式處理後 所呈現之標準化估計參數結果如圖二。 團隊內互動 轉型領導 組織承諾 團隊效能 .78* .32* .55* .39* 成員合作 .20* .90* 溝通品質 .33* .82* 留隊傾向 .22* .88* 努力意願 .20* .90* 領導滿意 .74* .51* 自我效能 .85* .39* 合作滿意 .50* .71* 團隊績效 .38* .78* .42* -.04 鼓舞激勵 .28* .85* 歸因魅力 .24* .87* 個別體恤 .44* .75* 組織認同 .79* .46* .40* .32* .50* 圖二 轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之結構模式架構
就轉型領導行為而言，「歸因魅力」因素之建構效度是最高的 λ1=.87*（Podsakoff, MacKenzie, Moorman,
& Fetter, 1990），其次為「鼓舞激勵」λ2=.85*；而效度最低者為「個別體恤」λ3=.75*。這結果也支持王建 忠(2001)在企業組織領域相同的效果。在體育團隊領導行為中，選手對於教練的領導行為效能的知覺，是以轉 型領導行為效果較好（曾崑煇，2003；張永鄖，2001）。教練對於選手若能提供願景、關懷與支持，基於人際 互動的影響，選手自然會與教練有較高的共識與配合度。 就團隊內互動之潛在變項而言，成員合作與溝通品質這兩個觀察變項之建構效度分析「成員合作」λ4=.90* 是大於「溝通品質」λ5=.82*。且二者皆具有顯著效果。就組織承諾之潛在變項而言，本研究在組織承諾之建 構效度高低排列次序為「努力意願」λ6=.90*、「留隊傾向」λ7=.88*與「組織認同」λ8=.46*。就團隊效能之 潛在變項而言，本研究在團隊效能之建構效度高低排列次序為「團隊績效」λ12=.78*、「合作滿意度」λ11=.71*、 λ14=.68、「領導滿意度」λ9=.51*與「自我效能」λ10=.39*。
從影響效果方面而言可分為直接效果(direct effects）與間接效果(indirect effects)兩種，直接效果是 指外因潛在變項直接對內因潛在變項之直接影響。間接效果是指外因潛在變項透過其他內因潛在變項中介經過 到內因潛在變項的間接影響。而整體效果(total effects)是指直接效果與間接效果之加總。有關各變項間之直 接效果、間接效果與整體效果，經由結構方程模式統計分析結果說明如表二：
表二 潛在變項間影響效果分析摘要表 A 轉型領導 B 團隊互動 C 組織承諾 D 團隊效能 B 直接效果 .78* B 間接效果 .00 B 整體效果 .78* C 直接效果 .32* .42* C 間接效果 .33* .00 C 整體效果 .65* .42* D 直接效果 -.04 .55* .39* .00 D 間接效果 .68* .16* .00 .00 D 整體效果 .64* .71* .39* .00 直接效果方面：除了轉型領導對團隊效能變項沒有直接效果之外，各潛在變項之間之預測效果達顯著水準。 間接效果方面：轉型領導對組織承諾與團隊效能達顯著預測水準；團隊內互動對團隊效能達顯著預測水準。 在整體效果方面：各潛在變項間全部達到顯著預測水準。 就團隊效能之潛在變項而言，組織承諾會隨著教 練轉型領導行為、團隊內溝通與合作影響而改變（陳玉娟，1995；張永鄖，2001；侯威光，2002；曾崑煇，2003）。
肆、結論與建議
一、結論 本研究主要以全國高中籃球運動選手進行調查分析，以瞭解轉型領導對團隊內互動、組織承諾與團隊效能 的影響及其中介機制發展之探討。企圖建立一個領導行為對團隊內互動、組織承諾與團隊效能之整合模式。並 將此一整合模式以結構方程模式的統計技術來加以檢驗。 本假設模式經過結構方程模式統計之檢定，整體模式所獲得的指數顯示本模式可以被接受。模式結果確認 由教練轉型領導行為須透過團隊內互動與組織承諾之內因潛在變項有效預測團隊效能之結果。 二、建議 在本研究中，有若干個潛在變項中之觀察變項，也就是「組織承諾」變項之「組織認同」因素與「團隊效 能」變項之「自我效能」因素以上二者因素負荷量小於0.5，研究者建議再檢視修改內容，提升該因素之負荷量， 以增進該量表之測驗效果。參考文獻
王建忠（2001）：團隊領導與團隊效能：團隊內互動的中介效果。國立台灣大學心理研究所，碩士論文，未出 版，台北市。 邱皓政（2003）：結構方程模式：LISREL 的理論技術與應用。台北市：雙葉書廊。 侯威光（2002）。我國職業棒球教練領導型態、球員滿意度及組織承諾之研究。大葉大學工業關係研究所，碩 士論文，未出版，彰化縣。 黃芳銘（2004）：結構方程模式：理論與應用。台北市：五南書局。 黃芳銘（2004）：社會科學統計方法學：結構方程模式。台北市：五南書局。 黃敏萍（2000）：跨功能任務團隊之結構與效能──任務特性與社會系絡之影響。國立台灣大學商學研究所，博士論文，未出版，台北市。 陳玉娟 (1995) 。台灣地區游泳教練領導行為與選手成績表現及滿意度關係之理論之研究。國立台灣師範大學體 育研究所，碩士論文，未出版，台北市。 曾崑煇（2003）：台灣地區曲棍球教練領導行為、選手的組織承諾與滿意度關係之研究。屏東師範學院體育研 究所，碩士論文，未出版，屏東市。 楊純碧 (1998)。教練領導行為對團隊氣候氛與教練-選手關係滿意度之影響。國立體育學院體育研究所，碩士論 文，未出版，桃園縣。 張永鄖 (2001)。大專教練轉型領導行為對運動員成就目標與組織承諾相關之研究。國立臺灣體育學院體育研究 所，碩士論文，未出版，台中市。 張春興（1989）：張氏心理學辭典。台北市：東華書局。 蕭瑞國、廖焜福、周財勝、林素戎（2006）：團隊領導行為對團隊效能之結構模式研究：以羽球運動項目選手 為例。東師體育，13 期，xx-xx。(已接受刊登)
Avolio, B. J., & Bass, B. M. (1988). Transformantional leadership, chairsma, and hebeyond. In J. G. Hunt, B. R. Baliga, H. P. Cachler, & C. A. Schriesheim (Eds.),Emerging leadership vistas, pp. 29-50. MA: Lexington Books.
Barrick, M. R., Stewart, G. L., Neubert, M. J., & Mount, M. K. (1998). Relating member ability and personality to work-team processes and team effectiveness. Journal of Applied Psychology, 83(3), 377-391.
Bass, B. M. (1985). Leadership and performance beyond expections. New York: Free Press.
Bass, B. M., & Avolio, B. J. (1990). Transformational leadership development: Manual for the multifactor leadership
questionnaire. CA: Consulting Psychologists Press.
Bryman, A. (1992). Charisma and leadership in organizations. London: Sage. Burns, J. H. (1978). Leadership. New York: Happer & Row.
Chelladurai, P. (1984). Discrepancy between preferences and perceptions of leadership Behavior and satisfaction of athletes in varying sports. Journal of Sport Psychology , 6, 27-41.
Gladstein, D. L. (1984). Groups in context: A model of task group effectiveness. Administrative Science Quarterly, 29, 499-517.
Kahai, S. S., Sosik, J. J., & Avolio, B. J. (1997). Effects of leadership style and problem structure o n work group process and outcomes in an electronic meeting system environment. Personnel Psychology, 50, 121-146.
Parker, G. M. (1990). Team players and teamwork: The new competitive business strategy. San Francisco: Jossey-Bass Inc., Publishers.
Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Moorman, R. H., & Fetter, R. (1990).Transformational leader behaviors, and their effects on followers’s trust in leader,satisfactional, and organizaitonal citizenship behaviors. Leadership
Quarterly,1(2), 107-142.
Stewart, G. L., & Barrick, M. R. (2000). Team structure and performance: Assessing the mediating role of intrateam process and the moderating role of task type. Academy of Management Journal, 43(2), 135-148.
Tjosvold, D. (1988). Cooperative and competitive dynamics within and between organizational units. Human Relations,
A Study on Transformational Leadership, Intra-team Interaction,
Organizational Commitment and Team Efficacy through the
Structure Equation Modeling: An Example of High School Basketball Athletes
Shu-Zhen Chang
Oriental Institute of Technology
Abstract
The aims of this study were: (1) to examine the goodness-of-fit of the model for efficacy of team leadership in transformatinal ledearship, intra-team interaction, organizational commitment through the structure equation model (SEM); and (2) to analyze the path and construct validity for this model. Two hundred and eighty-four high school basketball athletes participated in this study. A questionnaire inquiring transformation leadership, intra-team interaction, organiztional commitment and team efficacy has been administrated during the competition. The results indicated that the model was acceptable with overall fitness indexes. The entire factor loading of observed variables were significantly influential to the latent variables. In addition, the transformational team leadership was founded to have a significant effect on team efficacy in intra-team interaction via path analysis. In terms of construct validity, the factor of attributed charisma was the most important factor to transformational leadership followed by the factor of else. The cooperation of teammates was the most important factor in intra-team interaction followed by the quality of communication. Finally, team performance was the most important factor to team efficacy followed by the cooperative satisfaction. This study also shows the applicability of Wang’s (2001) conceptual model of team leadership. In conclusion, the transformational team leadership positively influenced intra-team interaction leading to enhance organizational commitment and the performance of team efficacy.
Keywords
