王維維，遲立忠，周湘文

運動員應對效能量表的研制及應用

王維維1，遲立忠1，周湘文2

通過訪談和文獻調(diào)查編制《動員應對效能量表》原始量表，包括3個維度：手段—目的信念、控制信念和動因信念，共48個條目。通過對總計623名（男性412人，女性211人）體育學校大學生運動員施測，經(jīng)兩輪修訂后仍保留此3個維度，剩余16個條目。心理測量學的分析表明，本研究所編制的量表具有較好的內(nèi)部一致性、內(nèi)容效度、重測效度、結(jié)構(gòu)效度和同時效度。采用多因素多元方差分析、相關(guān)分析對修訂后的量表進行應用研究，結(jié)果表明該量表可作為將來該領(lǐng)域有效的測量工具。

運動員應對效能量表；應對方式；量表研制

自我效能作為人們對自己達到某種具體表現(xiàn)的信心，對決定其嘗試什么樣的任務，付出多大努力，以及面對困難時堅持多長時間都有非常重要的影響，并對行為具有一定的預測效果。因而，自我效能受到眾多研究者的重視。隨著競技運動的迅猛發(fā)展，有關(guān)運動領(lǐng)域自我效能的研究也越來越多[1-3]。

運動員的應對效能是運動員在應對比賽壓力時的自我效能感，可歸屬于領(lǐng)域相關(guān)自我效能感的研究范疇。應對效能作為自我效能理論在應對領(lǐng)域的擴展，是自我效能的一種特殊形式。應對效能的水平對運動員應對方式的選擇及使用有著一定的預測作用。而目前關(guān)于應對效能的研究大多以疾病患者為對象，關(guān)于運動員應對效能的研究甚少，更缺乏有效的測量工具。本研究試圖從已有的應對效能理論研究出發(fā)，結(jié)合運動領(lǐng)域活動內(nèi)容及情境的特殊性，擬研制出一個適合運動員使用的有效的應對效能測量工具，這樣不僅能進一步深化運動領(lǐng)域應對效能的理論，幫助運動員更好了解自己的心理狀態(tài)，更有針對性地進行心理問題預防及心理狀態(tài)調(diào)節(jié)。此外，還可為以后的應對效能研究奠定基礎。

應對效能可視為自我效能理論在應對領(lǐng)域中的應用。Aldwin和Revenson將應對效能定義為：在特定情境中，個體對應對努力能否成功實現(xiàn)目標的主觀評價，是對所做的應對努力的認識[4]。Bandura將應對效能看作自我效能概念的特例，認為應對效能是一種信念，指個體對自己能否對潛在的威脅事件進行控制的自我評價，包括采取行動以減少消極結(jié)果產(chǎn)生的可能性，控制與情境有關(guān)的思想和情感[5]。Benight認為應對能力的自我評估是在災難與應對行為之間起中介或緩沖作用的評估過程，即個體對應對危險環(huán)境的特定能力的自我評估[6]，應對效能則是個體在經(jīng)歷創(chuàng)傷后知覺到的應對能力[7]。本研究對應對效能的界定為：應對效能是運動員在訓練或比賽中處于應激狀態(tài)時對自己能否成功應對所具有的信心。

目前所見之一般自我效能多為單維結(jié)構(gòu)。應對效能既然與應對領(lǐng)域相關(guān)聯(lián)，需體現(xiàn)應對領(lǐng)域之領(lǐng)域特殊性，除具一般自我效能的一些特性外，還應有其自身的特點，因而，我們宜將其看作多維的結(jié)構(gòu)加以分析研究。Chapman，Skinner和Baltes認為，個人關(guān)于自己能否控制行為結(jié)果的信念實質(zhì)上就是他們關(guān)于行為者本人與行為手段、行為后果之間關(guān)系的信念[8]。效能信念可劃分為3類：（1）動因信念，指一個人是否具有或已經(jīng)使用了適當?shù)氖侄危唬?）手段—目的信念，指這些手段在產(chǎn)生期望的事件或阻止不情愿事件發(fā)生時是否有效；（3）控制信念，即個體關(guān)于自己在多大程度上擁有某種手段（如能力）的信念。這3種信念體現(xiàn)著行為者、手段與目的之間的關(guān)系。Chapman，Skinner和Baltes提出了應對效能的3個維度，但并沒有研制相應的測試量表。本研究根據(jù)其研究將運動員的應對效能分為3個維度，試圖研制出一個適合運動員使用的有效的應對效能測量工具：（1）動因信念，指運動員是否具有或使用適當?shù)氖侄螒獙毫Γ@里的手段主要包括應對方式及努力、能力、運氣和重要他人的影響等；（2）手段—目的信念，即運動員對自己所使用應對方式的有效性的信念；（3）控制信念，指運動員在面對壓力時產(chǎn)生期望的事件或避免不情愿事件發(fā)生的信念。

作者單位：1.北京體育大學運動心理學教研室，北京100084；2北京體育大學研究生院，北京100084。

1 運動員應對效能量表的研制

1.1 條目的設計、收集及選擇

在學習、總結(jié)前人應對效能研究文獻的基礎上，分析國內(nèi)外已有的運動員應對效能測量工具的優(yōu)缺點[9-11]，以Chapman，Skinner和Baltes的研究為基礎，同時選取一所體育大學健將及以上級別運動員共9名進行訪談，對訪談結(jié)果進行整理，整理結(jié)果表明運動員應對效能可分為動因信念、手段—目的信念、控制信念3個維度，與Chapman，Skinner和Baltes的研究相同（見表 1）。

表1 運動員應對效能的訪談內(nèi)容分析

根據(jù)Chapman，Skinner和Baltes的研究以及訪談結(jié)果，初始量表共包括3個維度：即動因信念、手段—目的信念、控制信念。在Chapman，Skinner和Baltes的已有量表基礎上增加新的條目，形成初測量表條目池。初始條目池形成的兩個原則為特殊性與完整性，既要考慮應對領(lǐng)域的特殊性，又要保證量表內(nèi)容盡可能全面、完整。共48個條目，其中動因信念17個條目，手段—目的信念17個條目，控制信念14個條目。所有題目采取隨機排列的方式，量表采用5級Likert法進行評定，從“完全同意”、“同意”、“不確定”、“不同意”、“完全不同意”依次記為 1、2、3、4、5，得分越高表明運動員應對效能越高。

量表形成后找少量運動員進行測試，并詢問其對該量表的意見，根據(jù)他們的意見對個別題目的表達進行了修改，使之更容易理解。

1.2 運動員應對效能量表的檢驗及修訂

1.2.1 被 試 運用初始量表進行初測，測試對象為一所體育大學和一所體育學院運動系學生，包括男生151人，女生106人，總共測試257人，有效問卷207份，有效率為93%。運動年限為1～23年，平均年限為7.21±3.39年，包括健將級運動員10人，一級運動員58人，二級運動員129人，二級以下9人。測試對象包含排球、籃球、足球、羽毛球、網(wǎng)球、田徑、擊劍、摔跤、游泳、舉重、拳擊、健美操等12個項目的運動員。

1.2.2 項目分析 按照心理測量問卷編制的標準，對所有條目進行項目分析，刪除不符合量表編制標準的條目。結(jié)果見表2至表4所示，通過兩輪篩選，共刪除12個條目，分別為：2，12，15，22，23，24，30，31，35，36，38，42，剩余 36 個條目。

表2 第一輪條目篩選情況

表3 第二輪條目篩選情況

表4 兩輪篩選后的結(jié)果

1.2.3 探索性因素分析 將剩余的36個條目進行探索性因素分析，利用主成份分析法抽取共同因素，再以最大變異法進行正交旋轉(zhuǎn)。按照每個條目的因子載荷進行篩選，將因子載荷低于0.40及交叉負荷的條目刪除。

用經(jīng)過兩輪篩選后剩余的36個條目進行因素分析，最終將條目 3，4，5，8，17，19，20，21，25，28，29，33，34，37，39，40，43，44，47，48刪除，剩余16個條目，抽取3個公因子，大于1的累計方差貢獻率為54.11%（見表5）。

表5 探索性因素分析后量表結(jié)果

經(jīng)幾輪篩選后按統(tǒng)計標準，保留了16個條目，各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)均達到0.65以上的可接受的水平，造成內(nèi)部一致性系數(shù)不高的原因，也可能是各維度的條目較少造成的，且量表整體的克隆巴赫系數(shù)達到0.831水平。因此，量表的信度是可以接受的。

1.2.4 驗證性因素分析 采用驗證性因素分析，對篩選后所得量表進行結(jié)構(gòu)驗證。本研究中經(jīng)過以上分析后保留的16個條目被用于結(jié)構(gòu)公式模型檢驗。統(tǒng)計軟件為EQS6.1 for Windows，方法為最大似然法（ML），數(shù)據(jù)類型為原始數(shù)據(jù)。使用結(jié)構(gòu)公式模型檢驗潛變量的時候，觀測變量通?？紤]使用組合條目而非單個條目[12]。所以，在本研究中，將3個分量表的5或6個條目打包為3個。

結(jié)構(gòu)公式模型檢驗結(jié)果見表6。本研究提出兩個理論模型，分別為三因素獨立模型和三因素相關(guān)模型。在三因素相關(guān)模型中，量表的χ2值非常顯著，說明理論模型與數(shù)據(jù)有顯著差異，模型不能較好擬合原始數(shù)據(jù)的協(xié)方差矩陣。但這一指標過于嚴格，僅考察這一指標是不夠的，還應考察其他擬合優(yōu)度指標，如χ2/df、NNFI、CFI和 AGFI等。χ2/df越接近 1，表示協(xié)方差矩陣和估計的協(xié)方差矩陣之間的相似程度越大，模型的擬合性越好。實際研究中，χ2/df接近2，則認為模型的擬合性是比較好的。在樣本容量大的情況下，χ2/df在5左右即可接受[13]。本量表的χ2/df為2.405，接近2，表示量表的擬合性較好。NNFI、CFI和AGFI 3項指標在 0．821～0．904 之間，達到或接近 Stevens提出的 0．90 以上擬合優(yōu)度較好的標準。殘差均方根RMR也是檢驗模型適合性的一個指標，其值也是越小越好。本研究的三因素相關(guān)模型中，RMR的值為0．066，較小。在三因素獨立模型中，各擬合指標均不理想，NNFI，CFI以及AGFI 3個值均低于0．65水平，擬合優(yōu)度較差，因而本研究最終形成的模型為三維度相關(guān)模型。該模型三個維度間的兩兩相關(guān)均呈中度相關(guān)（RME-C=0．562；RMEA=0．579；RC-A=0．608）。

表6 《運動員應對效能量表》結(jié)構(gòu)公式模型分析結(jié)果

兩個備選模型：三因素獨立模型與三因素相關(guān)模型見圖1，圖2。

圖1 三因素獨立模型

圖2 三因素相關(guān)模型

通過以上步驟形成了第二輪測試量表。該量表共分3個維度，分別為手段—目的信念、控制信念和動因信念，其中手段—目的信念包含5個條目，控制信念包含6個條目，動因信念包含5個條目，共計16個條目。

1.3 運動員應對效能量表的驗證性因素分析及其信效度的再檢驗

對初步修訂的《運動員應對效能量表》進行第二輪測試，采用驗證性因素分析的方法進一步對量表的結(jié)構(gòu)效度進行檢驗，并檢驗量表內(nèi)部一致性信度，通過與一般領(lǐng)域一般自我效能感的相關(guān)分析來驗證運動員應對效能量表的結(jié)構(gòu)效度。

1.3.1 被 試 測試對象為體育大學和體育學院運動系學生，其中男性171人，女性95人，總共測試266人，有效問卷246份，有效率為92．5%。運動年限最長為23年，最短為1年，平均年限為6．52±3．82年，包括健將及運動員10人，一級運動員40人，二級運動員173人，二級以下21人。測試對象包含排球、籃球、足球、羽毛球、網(wǎng)球、田徑、擊劍、摔跤、游泳、舉重、拳擊、健美操、藝術(shù)體操、健美健身等14個項目的運動員。

1.3.2 研究結(jié)果 （1）內(nèi)部一致性信度分析3個維度的條目數(shù)及內(nèi)部一致性系數(shù)詳情見表7。從表7中可看出，經(jīng)過第一輪修訂后，量表各維度內(nèi)部一致性系數(shù)均有所提高，所有維度都達到0．70 以上，動因信念達到 0．80 以上。

（2）結(jié)構(gòu)效度的再檢驗。對本研究中經(jīng)過修訂后保留的16個條目進行打包，然后使用打包后的組合題目進行結(jié)構(gòu)公式模型分析。統(tǒng)計軟件為EQS6．1For Windows，樣本量為246，方法為最大似然法（Maximum Likelihood，簡稱ML），輸入數(shù)據(jù)類型為原始數(shù)據(jù)。進行分析處理后所得結(jié)果見表8。

表7 量表各維度內(nèi)部一致性系數(shù)

表8 《運動員應對效能量表》結(jié)構(gòu)公式模型各項擬合指標

由表8可見，運動員應對放能一量表模型的各項擬合指標均達到0．9或接近0．9的水平，模型的擬合度較好；該模型路徑圖見圖3。

圖3 運動員應對效能模型路徑

（3）重測信度的檢驗。36名體育大學學生運動員在間隔3周后重新填答運動員應對效能量表，求兩次填答數(shù)據(jù)的積差相關(guān)，得到各分量表 MEB、CB、AB 的重測信度分別為 0．81、0．87 和0．79，說明該量表的重測信度較高。

從量表的編制過程來看，本研究采用了探索性因素分析和驗證性因素分析來建構(gòu)《運動員應對效能量表》的信效度。經(jīng)過兩輪修訂后最終形成的運動員應對效能量表仍然保留最初構(gòu)想的三個維度，正式量表共包含16個條目，其中手段—目的信念（MEB）包括5個條目，控制信念（CB）有6個條目，動因信念（AB）含 5個條目（見表9）。

表9 《運動員應對效能量表》正式量表例題

2 運動員應對效能量表的應用研究

2.1 運動員應對效能的特點

利用《運動員應對效能量表》對我國運動員進行測量，分析運動員在性別、運動水平和項目類型（個人和集體）上的差異，分析不同族群運動員的應對效能情況。

2.1.1 被 試 本研究所用被試與進行驗證性因素分析時所使用的為同一批被試。

2.1.2 結(jié)果與分析 本研究運用2×2×2多因素多元方差分析，結(jié)果性別、運動水平和項目類型之間各交互作用均不顯著。性別主效應達到顯著水平（F（1，238）=13．504，P＜0．001），運動水平主效應達到顯著水平（F（1，238）=4．741，P＜0．05），項目類型的主效應不顯著。

在因變量各維度上，性別的主效應中，“手段—目的信念”、“控制信念”和“動因信念”均達到顯著水平（P 值均＜0．001）；而在運動水平的主效應中，“手段—目的信念”和“動因信念”都達到顯著水平（P 值分別為 0．005 和 0．001），而“控制信念”并未達到顯著水平（P=0．658）（見表 10）。

表10 各維度在自變量上的差異比較

2.2 運動員應對效能與應對方式的關(guān)系

2.2.1 被 試 本研究被試為體育大學和體育學院運動系學生共100人，其中男性90人，女性10人，有效問卷97份，有效率為97%。運動年限為1～15年，平均年限為5．51年。測試對象包含排球、籃球、足球、羽毛球、網(wǎng)球、田徑、摔跤、游泳、舉重、健美健身等10個項目的運動員。將所有運動項目分為兩類，分別為個人項目和集體項目。

2.2.2 研究工具 運動員應對效能正式量表；中國運動員應對量表。姒剛彥發(fā)展的《中國運動員應對量表》由集中解決問題的應對（PC）、集中處理情緒的應對（EC）、回避應對（AC）、超越應對（TC）4個分量表構(gòu)成，全量表共包括24個題目，每個分量表包含6個條目。

2.2.3 結(jié)果與分析 （1）應對效能與應對方式的相關(guān)分析。本研究通過相關(guān)分析來考察運動員應對效能與應對方式之間的關(guān)系。從表11中可以看出，應對效能中的“手段—目的信念”維度與“控制信念”維度與應對方式的各個維度均呈現(xiàn)顯著相關(guān)；“動因信念”與“集中解決問題的應對”和“集中處理情緒的應對”顯著相關(guān)，與“回避應對”、“超越應對”不存在顯著相關(guān)。

表11 運動員應對效能各維度與應對方式各維度間的相關(guān)情況

（2）運動員應對效能對應對方式的回歸分析。為了進一步考察運動員應對效能與應對方式的關(guān)系，以應對效能為預測變量，分別以各應對方式為因變量，進行回歸分析結(jié)果見表12。

表12 運動員應對效能對應對方式的回歸分析

由表12可見，除回避的應對方式以外，應對效能對其他3種應對方式均有預測作用，對集中解決問題與集中處理情緒的應對方式預測作用顯著（P＜0．01）。其中對集中解決問題的應對方式預測作用比較突出，應對效能能解釋集中解決問題的應對的35．6%的方差變異，而對集中處理情緒和超越的應對方式預測作用相對較弱。

2.3 討論

本研究關(guān)于性別研究的結(jié)果顯示，性別在應對效能的各個維度上均存在顯著性差異，比較他們的均分可以看出，男性運動員的應對效能在各維度上都高于女性運動員。關(guān)于休育運動活動中自我效能的很多研究涉及性別差異的特點。研究指出：女子在比賽臨近時自信心有下降趨勢[14]；女子在所有的成就領(lǐng)域里較男子自信心低；女子自我能力感低；休育活動特點使女子在從事這類活動時自我效能下降；女子對成功和成就的追求低于男子，甚至懼怕成功也是導致自信心低的因素。

關(guān)于運動水平與應對效能之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示運動水平在手段—目的信念與動因信念上都存在顯著性差異，但在控制信念上，差異不顯著。馬玉華對不同級別運動員自我效能差異的研究也指出，高水平運動員比低水平運動員自我效能水平高，差異顯著，但各因素間也存在差異，個別因素上差異不顯著[15]。在本研究中，我們可以試著從這樣的角度去加以解釋：從總體上來看，運動等級較高的運動員的應對效能高于等級低的運動員，這與大多研究是相符的，但具體到應對效能的各個維度來看，手段—目的信念與動因信念都涉及到一些具體的能力手段，而控制信念則與任何手段無關(guān)，是一種總體的感覺。高水平運動員關(guān)于應對方式的掌握和使用以及自己能力的評估上比低水平運動員相對要更有經(jīng)驗一些，把握更準確一些，所以，這兩個方面的效能感要比低水平運動員高一些。但造成這一差異的準確原因，仍需在將來的研究中進一步探討。

關(guān)于運動項目與應對效能的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，在各維度上都不存在顯著性差異。這說明從事個人項目與從事集體項目的運動員在應對效能上不存在太大差異。運動項目在應對效能上差異不顯著的原因可從兩方面去理解，一是從事個人項目與從事集體項目的運動員在面對壓力時的感受不存在大的差異，因而差異不顯著；二是由于自我效能在特殊領(lǐng)域的特殊性，個人效能與集體效能也可能存在差異，需要不同的測量工具進行測量后方能顯現(xiàn)更為準確的比較效果。隨著集體效能理論的提出，當自我效能理論集中在個體效能上的研究達到一定程度之后，就會出現(xiàn)單憑個體效能無法解釋的現(xiàn)象，就需要集體效能來解釋。如有個體效能都很強的個體所組成的團體，其行為不一定很有效[16]。因而，本量表是否能夠有效地測試出從事集體項目的運動員的應對效能，并將個人效能與集體效能的結(jié)果加以比較還有待商榷。

關(guān)于應對效能與應對方式關(guān)系的研究結(jié)果顯示，集中解決問題的應對方式和集中處理情緒的應對方式與應對效能的各維度相關(guān)非常顯著，控制信念與4種應對方式相關(guān)非常顯著，回避應對和超越應對在動因信念上沒有相關(guān)，回避應對與手段—目的信念相關(guān)顯著，手段—目的信念與超越應對之間相關(guān)非常顯著。以往也有研究得出與本研究相似的結(jié)論，如王才康對中學生一般自我效能感與應付方式關(guān)系進行的研究結(jié)果顯示，一般自我效能感與問題解決、退避和忍耐3種應付方式存在顯著的正相關(guān)，與發(fā)泄、幻想和求助應付方式?jīng)]有相關(guān)[17]。無論何種應對方式都對緩解壓力有一定的效果。運動員在選擇使用應對方式時通常都會選擇自己認為能夠很好操作的、行之有效的應對方式。而對于集中解決問題的應對和集中處理情緒的應對方式與應對效能之間則存在非常顯著正相關(guān)。大量研究結(jié)果幾乎都有一個共同的指向，那就是高自我效能使人以積極的態(tài)度應對突發(fā)的應激事件，應對也更為有效[18]。集中解決問題和集中處理情緒的應對方式比回避應對和超越應對更難以去做，但效果更好，應對效能高的運動員更有信心去選擇使用集中解決問題和集中處理情緒的應對方式。應對效能高的運動員在選擇應對方式時更傾向于選擇應對效果好的應對方式，雖然這些應對方式執(zhí)行起來困難一些，但他們有信心可以做好。而應對效能低的運動員則傾向于選擇有一定應對效果較為容易執(zhí)行的一些應對方式。

此外，除了測量工具之外，本研究的樣本量過于單一，為方便取樣，研究對象都是體育學校在校學生，樣本量也不夠大，這些都會對研究結(jié)果造成一定影響。

3 結(jié) 論

（1）本研究得到的運動員應對效能量表是一個三維度的量表，3個維度分別為：手段—目的信念、控制信念和動因信念。該量表具有較好的信效度，可以作為測量運動員應對效能的有效工具。

（2）性別和運動水平在應對效能各維度上差異顯著，運動項目在應對效能上不存在顯著性差異。男運動員的應對效能高于女運動員，高水平運動員的應對效能高于低水平運動員。

（3）4種應對方式與應對效能各維度都存在不同程度的正相關(guān)。其中應對效能中的“控制信念”維度與應對方式的各個維度均呈現(xiàn)顯著相關(guān)；“手段—目的信念”與“集中解決問題的應對”和“集中處理情緒的應對”密切相關(guān)，與“超越應對”、“回避應對”相關(guān)稍低；“動因信念”與“集中解決問題的應對”和“集中處理情緒的應對”密切相關(guān)，與“回避應對”、“超越應對”相關(guān)不顯著。

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Development and Application of Athlete Coping Efficacy Scale

WANG Weiwei1，CHI Lizhong1，ZHOU Xiangwen2
（1.Group of Sport Psychology，Beijing Sport University，Beijing 100084，China；2.Graduate School，Beijing Sport University，Beijing 100084，China）

The purposes of this research were to develop an instrument for the mesurement of athletes'coping efficacy.First，on the base of literature reviews and interviews，we developed an original scale with 48 items，which consist of three dimensions：Means-end Belief，Control Belief and Agent Belief.623 collegiate athletes（412 male，211 female）were selected and tested（412 males and 211 females）.After two times modification，a 16-item scale was developed with previous three dimensions.The scale was good in internal consistence，content validity，test-retest reliability，construct validity and concurrent validity.MANOVA and corelation analysis were used to test the revised sclae and the scale could be uesed in future researches.

Athlete Coping Efficacy Scale；coping style；scale develop

G 804.8

A

1005-0000（2010）06-0546-05

2010-05-28；

2010-10-22；錄用日期：2010-10-25

王維維（1981-），女，山東煙臺人，研究方向為運動心理學。