王維維，遲立忠，周湘文

運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的研制及應(yīng)用

王維維1，遲立忠1，周湘文2

通過訪談和文獻(xiàn)調(diào)查編制《動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》原始量表，包括3個(gè)維度：手段—目的信念、控制信念和動(dòng)因信念，共48個(gè)條目。通過對(duì)總計(jì)623名（男性412人，女性211人）體育學(xué)校大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員施測(cè)，經(jīng)兩輪修訂后仍保留此3個(gè)維度，剩余16個(gè)條目。心理測(cè)量學(xué)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(cè)效度、結(jié)構(gòu)效度和同時(shí)效度。采用多因素多元方差分析、相關(guān)分析對(duì)修訂后的量表進(jìn)行應(yīng)用研究，結(jié)果表明該量表可作為將來該領(lǐng)域有效的測(cè)量工具。

運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表；應(yīng)對(duì)方式；量表研制

自我效能作為人們對(duì)自己達(dá)到某種具體表現(xiàn)的信心，對(duì)決定其嘗試什么樣的任務(wù)，付出多大努力，以及面對(duì)困難時(shí)堅(jiān)持多長(zhǎng)時(shí)間都有非常重要的影響，并對(duì)行為具有一定的預(yù)測(cè)效果。因而，自我效能受到眾多研究者的重視。隨著競(jìng)技運(yùn)動(dòng)的迅猛發(fā)展，有關(guān)運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域自我效能的研究也越來越多[1-3]。

運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能是運(yùn)動(dòng)員在應(yīng)對(duì)比賽壓力時(shí)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(yīng)對(duì)效能作為自我效能理論在應(yīng)對(duì)領(lǐng)域的擴(kuò)展，是自我效能的一種特殊形式。應(yīng)對(duì)效能的水平對(duì)運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)方式的選擇及使用有著一定的預(yù)測(cè)作用。而目前關(guān)于應(yīng)對(duì)效能的研究大多以疾病患者為對(duì)象，關(guān)于運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能的研究甚少，更缺乏有效的測(cè)量工具。本研究試圖從已有的應(yīng)對(duì)效能理論研究出發(fā)，結(jié)合運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域活動(dòng)內(nèi)容及情境的特殊性，擬研制出一個(gè)適合運(yùn)動(dòng)員使用的有效的應(yīng)對(duì)效能測(cè)量工具，這樣不僅能進(jìn)一步深化運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域應(yīng)對(duì)效能的理論，幫助運(yùn)動(dòng)員更好了解自己的心理狀態(tài)，更有針對(duì)性地進(jìn)行心理問題預(yù)防及心理狀態(tài)調(diào)節(jié)。此外，還可為以后的應(yīng)對(duì)效能研究奠定基礎(chǔ)。

應(yīng)對(duì)效能可視為自我效能理論在應(yīng)對(duì)領(lǐng)域中的應(yīng)用。Aldwin和Revenson將應(yīng)對(duì)效能定義為：在特定情境中，個(gè)體對(duì)應(yīng)對(duì)努力能否成功實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的主觀評(píng)價(jià)，是對(duì)所做的應(yīng)對(duì)努力的認(rèn)識(shí)[4]。Bandura將應(yīng)對(duì)效能看作自我效能概念的特例，認(rèn)為應(yīng)對(duì)效能是一種信念，指?jìng)€(gè)體對(duì)自己能否對(duì)潛在的威脅事件進(jìn)行控制的自我評(píng)價(jià)，包括采取行動(dòng)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(rèn)為應(yīng)對(duì)能力的自我評(píng)估是在災(zāi)難與應(yīng)對(duì)行為之間起中介或緩沖作用的評(píng)估過程，即個(gè)體對(duì)應(yīng)對(duì)危險(xiǎn)環(huán)境的特定能力的自我評(píng)估[6]，應(yīng)對(duì)效能則是個(gè)體在經(jīng)歷創(chuàng)傷后知覺到的應(yīng)對(duì)能力[7]。本研究對(duì)應(yīng)對(duì)效能的界定為：應(yīng)對(duì)效能是運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練或比賽中處于應(yīng)激狀態(tài)時(shí)對(duì)自己能否成功應(yīng)對(duì)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(yīng)對(duì)效能既然與應(yīng)對(duì)領(lǐng)域相關(guān)聯(lián)，需體現(xiàn)應(yīng)對(duì)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(yīng)有其自身的特點(diǎn)，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(rèn)為，個(gè)人關(guān)于自己能否控制行為結(jié)果的信念實(shí)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(dòng)因信念，指一個(gè)人是否具有或已經(jīng)使用了適當(dāng)?shù)氖侄?；?）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(shí)是否有效；（3）控制信念，即個(gè)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(yīng)對(duì)效能的3個(gè)維度，但并沒有研制相應(yīng)的測(cè)試量表。本研究根據(jù)其研究將運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能分為3個(gè)維度，試圖研制出一個(gè)適合運(yùn)動(dòng)員使用的有效的應(yīng)對(duì)效能測(cè)量工具：（1）動(dòng)因信念，指運(yùn)動(dòng)員是否具有或使用適當(dāng)?shù)氖侄螒?yīng)對(duì)壓力，這里的手段主要包括應(yīng)對(duì)方式及努力、能力、運(yùn)氣和重要他人的影響等；（2）手段—目的信念，即運(yùn)動(dòng)員對(duì)自己所使用應(yīng)對(duì)方式的有效性的信念；（3）控制信念，指運(yùn)動(dòng)員在面對(duì)壓力時(shí)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(xué)運(yùn)動(dòng)心理學(xué)教研室，北京100084；2北京體育大學(xué)研究生院，北京100084。

1 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的研制

1.1 條目的設(shè)計(jì)、收集及選擇

在學(xué)習(xí)、總結(jié)前人應(yīng)對(duì)效能研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，分析國(guó)內(nèi)外已有的運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能測(cè)量工具的優(yōu)缺點(diǎn)[9-11]，以Chapman，Skinner和Baltes的研究為基礎(chǔ)，同時(shí)選取一所體育大學(xué)健將及以上級(jí)別運(yùn)動(dòng)員共9名進(jìn)行訪談，對(duì)訪談結(jié)果進(jìn)行整理，整理結(jié)果表明運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能可分為動(dòng)因信念、手段—目的信念、控制信念3個(gè)維度，與Chapman，Skinner和Baltes的研究相同（見表 1）。

表1 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)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(gè)維度：即動(dòng)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(chǔ)上增加新的條目，形成初測(cè)量表?xiàng)l目池。初始條目池形成的兩個(gè)原則為特殊性與完整性，既要考慮應(yīng)對(duì)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(gè)條目，其中動(dòng)因信念17個(gè)條目，手段—目的信念17個(gè)條目，控制信念14個(gè)條目。所有題目采取隨機(jī)排列的方式，量表采用5級(jí)Likert法進(jìn)行評(píng)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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能越高。

量表形成后找少量運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行測(cè)試，并詢問其對(duì)該量表的意見，根據(jù)他們的意見對(duì)個(gè)別題目的表達(dá)進(jìn)行了修改，使之更容易理解。

1.2 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的檢驗(yàn)及修訂

1.2.1 被 試 運(yùn)用初始量表進(jìn)行初測(cè)，測(cè)試對(duì)象為一所體育大學(xué)和一所體育學(xué)院運(yùn)動(dòng)系學(xué)生，包括男生151人，女生106人，總共測(cè)試257人，有效問卷207份，有效率為93%。運(yùn)動(dòng)年限為1～23年，平均年限為7.21±3.39年，包括健將級(jí)運(yùn)動(dòng)員10人，一級(jí)運(yùn)動(dòng)員58人，二級(jí)運(yùn)動(dòng)員129人，二級(jí)以下9人。測(cè)試對(duì)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(gè)項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員。

1.2.2 項(xiàng)目分析 按照心理測(cè)量問卷編制的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)所有條目進(jìn)行項(xiàng)目分析，刪除不符合量表編制標(biāo)準(zhǔn)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(gè)條目，分別為：2，12，15，22，23，24，30，31，35，36，38，42，剩余 36 個(gè)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(gè)條目進(jìn)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(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)。按照每個(gè)條目的因子載荷進(jìn)行篩選，將因子載荷低于0.40及交叉負(fù)荷的條目刪除。

用經(jīng)過兩輪篩選后剩余的36個(gè)條目進(jìn)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(gè)條目，抽取3個(gè)公因子，大于1的累計(jì)方差貢獻(xiàn)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(jì)標(biāo)準(zhǔn)，保留了16個(gè)條目，各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)均達(dá)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(dá)到0.831水平。因此，量表的信度是可以接受的。

1.2.4 驗(yàn)證性因素分析 采用驗(yàn)證性因素分析，對(duì)篩選后所得量表進(jìn)行結(jié)構(gòu)驗(yàn)證。本研究中經(jīng)過以上分析后保留的16個(gè)條目被用于結(jié)構(gòu)公式模型檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)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(yàn)潛變量的時(shí)候，觀測(cè)變量通常考慮使用組合條目而非單個(gè)條目[12]。所以，在本研究中，將3個(gè)分量表的5或6個(gè)條目打包為3個(gè)。

結(jié)構(gòu)公式模型檢驗(yàn)結(jié)果見表6。本研究提出兩個(gè)理論模型，分別為三因素獨(dú)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(biāo)過于嚴(yán)格，僅考察這一指標(biāo)是不夠的，還應(yīng)考察其他擬合優(yōu)度指標(biāo)，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(jì)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(shí)際研究中，χ2/df接近2，則認(rèn)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(xiàng)指標(biāo)在 0．821～0．904 之間，達(dá)到或接近 Stevens提出的 0．90 以上擬合優(yōu)度較好的標(biāo)準(zhǔn)。殘差均方根RMR也是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦m合性的一個(gè)指標(biāo)，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(dú)立模型中，各擬合指標(biāo)均不理想，NNFI，CFI以及AGFI 3個(gè)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(gè)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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》結(jié)構(gòu)公式模型分析結(jié)果

兩個(gè)備選模型：三因素獨(dú)立模型與三因素相關(guān)模型見圖1，圖2。

圖1 三因素獨(dú)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(cè)試量表。該量表共分3個(gè)維度，分別為手段—目的信念、控制信念和動(dòng)因信念，其中手段—目的信念包含5個(gè)條目，控制信念包含6個(gè)條目，動(dòng)因信念包含5個(gè)條目，共計(jì)16個(gè)條目。

1.3 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的驗(yàn)證性因素分析及其信效度的再檢驗(yàn)

對(duì)初步修訂的《運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》進(jìn)行第二輪測(cè)試，采用驗(yàn)證性因素分析的方法進(jìn)一步對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)，并檢驗(yàn)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(yàn)證運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的結(jié)構(gòu)效度。

1.3.1 被 試 測(cè)試對(duì)象為體育大學(xué)和體育學(xué)院運(yùn)動(dòng)系學(xué)生，其中男性171人，女性95人，總共測(cè)試266人，有效問卷246份，有效率為92．5%。運(yùn)動(dòng)年限最長(zhǎng)為23年，最短為1年，平均年限為6．52±3．82年，包括健將及運(yùn)動(dòng)員10人，一級(jí)運(yùn)動(dòng)員40人，二級(jí)運(yùn)動(dòng)員173人，二級(jí)以下21人。測(cè)試對(duì)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(gè)項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員。

1.3.2 研究結(jié)果 （1）內(nèi)部一致性信度分析3個(gè)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(dá)到0．70 以上，動(dòng)因信念達(dá)到 0．80 以上。

（2）結(jié)構(gòu)效度的再檢驗(yàn)。對(duì)本研究中經(jīng)過修訂后保留的16個(gè)條目進(jìn)行打包，然后使用打包后的組合題目進(jìn)行結(jié)構(gòu)公式模型分析。統(tǒng)計(jì)軟件為EQS6．1For Windows，樣本量為246，方法為最大似然法（Maximum Likelihood，簡(jiǎn)稱ML），輸入數(shù)據(jù)類型為原始數(shù)據(jù)。進(jìn)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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》結(jié)構(gòu)公式模型各項(xiàng)擬合指標(biāo)

由表8可見，運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)放能一量表模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能模型路徑

（3）重測(cè)信度的檢驗(yàn)。36名體育大學(xué)學(xué)生運(yùn)動(dòng)員在間隔3周后重新填答運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)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(cè)信度分別為 0．81、0．87 和0．79，說明該量表的重測(cè)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(yàn)證性因素分析來建構(gòu)《運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》的信效度。經(jīng)過兩輪修訂后最終形成的運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表仍然保留最初構(gòu)想的三個(gè)維度，正式量表共包含16個(gè)條目，其中手段—目的信念（MEB）包括5個(gè)條目，控制信念（CB）有6個(gè)條目，動(dòng)因信念（AB）含 5個(gè)條目（見表9）。

表9 《運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》正式量表例題

2 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表的應(yīng)用研究

2.1 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能的特點(diǎn)

利用《運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表》對(duì)我國(guó)運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行測(cè)量，分析運(yùn)動(dòng)員在性別、運(yùn)動(dòng)水平和項(xiàng)目類型（個(gè)人和集體）上的差異，分析不同族群運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能情況。

2.1.1 被 試 本研究所用被試與進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析時(shí)所使用的為同一批被試。

2.1.2 結(jié)果與分析 本研究運(yùn)用2×2×2多因素多元方差分析，結(jié)果性別、運(yùn)動(dòng)水平和項(xiàng)目類型之間各交互作用均不顯著。性別主效應(yīng)達(dá)到顯著水平（F（1，238）=13．504，P＜0．001），運(yùn)動(dòng)水平主效應(yīng)達(dá)到顯著水平（F（1，238）=4．741，P＜0．05），項(xiàng)目類型的主效應(yīng)不顯著。

在因變量各維度上，性別的主效應(yīng)中，“手段—目的信念”、“控制信念”和“動(dòng)因信念”均達(dá)到顯著水平（P 值均＜0．001）；而在運(yùn)動(dòng)水平的主效應(yīng)中，“手段—目的信念”和“動(dòng)因信念”都達(dá)到顯著水平（P 值分別為 0．005 和 0．001），而“控制信念”并未達(dá)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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系

2.2.1 被 試 本研究被試為體育大學(xué)和體育學(xué)院運(yùn)動(dòng)系學(xué)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(yùn)動(dòng)年限為1～15年，平均年限為5．51年。測(cè)試對(duì)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(gè)項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員。將所有運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目分為兩類，分別為個(gè)人項(xiàng)目和集體項(xiàng)目。

2.2.2 研究工具 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能正式量表；中國(guó)運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)量表。姒剛彥發(fā)展的《中國(guó)運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)量表》由集中解決問題的應(yīng)對(duì)（PC）、集中處理情緒的應(yīng)對(duì)（EC）、回避應(yīng)對(duì)（AC）、超越應(yīng)對(duì)（TC）4個(gè)分量表構(gòu)成，全量表共包括24個(gè)題目，每個(gè)分量表包含6個(gè)條目。

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

表11 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能各維度與應(yīng)對(duì)方式各維度間的相關(guān)情況

（2）運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能對(duì)應(yīng)對(duì)方式的回歸分析。為了進(jìn)一步考察運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系，以應(yīng)對(duì)效能為預(yù)測(cè)變量，分別以各應(yīng)對(duì)方式為因變量，進(jìn)行回歸分析結(jié)果見表12。

表12 運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能對(duì)應(yīng)對(duì)方式的回歸分析

由表12可見，除回避的應(yīng)對(duì)方式以外，應(yīng)對(duì)效能對(duì)其他3種應(yīng)對(duì)方式均有預(yù)測(cè)作用，對(duì)集中解決問題與集中處理情緒的應(yīng)對(duì)方式預(yù)測(cè)作用顯著（P＜0．01）。其中對(duì)集中解決問題的應(yīng)對(duì)方式預(yù)測(cè)作用比較突出，應(yīng)對(duì)效能能解釋集中解決問題的應(yīng)對(duì)的35．6%的方差變異，而對(duì)集中處理情緒和超越的應(yīng)對(duì)方式預(yù)測(cè)作用相對(duì)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(yīng)對(duì)效能的各個(gè)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(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能在各維度上都高于女性運(yùn)動(dòng)員。關(guān)于休育運(yùn)動(dòng)活動(dòng)中自我效能的很多研究涉及性別差異的特點(diǎn)。研究指出：女子在比賽臨近時(shí)自信心有下降趨勢(shì)[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(dòng)特點(diǎn)使女子在從事這類活動(dòng)時(shí)自我效能下降；女子對(duì)成功和成就的追求低于男子，甚至懼怕成功也是導(dǎo)致自信心低的因素。

關(guān)于運(yùn)動(dòng)水平與應(yīng)對(duì)效能之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示運(yùn)動(dòng)水平在手段—目的信念與動(dòng)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(duì)不同級(jí)別運(yùn)動(dòng)員自我效能差異的研究也指出，高水平運(yùn)動(dòng)員比低水平運(yùn)動(dòng)員自我效能水平高，差異顯著，但各因素間也存在差異，個(gè)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(yùn)動(dòng)等級(jí)較高的運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能高于等級(jí)低的運(yùn)動(dòng)員，這與大多研究是相符的，但具體到應(yīng)對(duì)效能的各個(gè)維度來看，手段—目的信念與動(dòng)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(yùn)動(dòng)員關(guān)于應(yīng)對(duì)方式的掌握和使用以及自己能力的評(píng)估上比低水平運(yùn)動(dòng)員相對(duì)要更有經(jīng)驗(yàn)一些，把握更準(zhǔn)確一些，所以，這兩個(gè)方面的效能感要比低水平運(yùn)動(dòng)員高一些。但造成這一差異的準(zhǔn)確原因，仍需在將來的研究中進(jìn)一步探討。

關(guān)于運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目與應(yīng)對(duì)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(gè)人項(xiàng)目與從事集體項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員在應(yīng)對(duì)效能上不存在太大差異。運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目在應(yīng)對(duì)效能上差異不顯著的原因可從兩方面去理解，一是從事個(gè)人項(xiàng)目與從事集體項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員在面對(duì)壓力時(shí)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(gè)人效能與集體效能也可能存在差異，需要不同的測(cè)量工具進(jìn)行測(cè)量后方能顯現(xiàn)更為準(zhǔn)確的比較效果。隨著集體效能理論的提出，當(dāng)自我效能理論集中在個(gè)體效能上的研究達(dá)到一定程度之后，就會(huì)出現(xiàn)單憑個(gè)體效能無法解釋的現(xiàn)象，就需要集體效能來解釋。如有個(gè)體效能都很強(qiáng)的個(gè)體所組成的團(tuán)體，其行為不一定很有效[16]。因而，本量表是否能夠有效地測(cè)試出從事集體項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能，并將個(gè)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(yīng)對(duì)效能與應(yīng)對(duì)方式關(guān)系的研究結(jié)果顯示，集中解決問題的應(yīng)對(duì)方式和集中處理情緒的應(yīng)對(duì)方式與應(yīng)對(duì)效能的各維度相關(guān)非常顯著，控制信念與4種應(yīng)對(duì)方式相關(guān)非常顯著，回避應(yīng)對(duì)和超越應(yīng)對(duì)在動(dòng)因信念上沒有相關(guān)，回避應(yīng)對(duì)與手段—目的信念相關(guān)顯著，手段—目的信念與超越應(yīng)對(duì)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(duì)中學(xué)生一般自我效能感與應(yīng)付方式關(guān)系進(jìn)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(yīng)付方式存在顯著的正相關(guān)，與發(fā)泄、幻想和求助應(yīng)付方式?jīng)]有相關(guān)[17]。無論何種應(yīng)對(duì)方式都對(duì)緩解壓力有一定的效果。運(yùn)動(dòng)員在選擇使用應(yīng)對(duì)方式時(shí)通常都會(huì)選擇自己認(rèn)為能夠很好操作的、行之有效的應(yīng)對(duì)方式。而對(duì)于集中解決問題的應(yīng)對(duì)和集中處理情緒的應(yīng)對(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(gè)共同的指向，那就是高自我效能使人以積極的態(tài)度應(yīng)對(duì)突發(fā)的應(yīng)激事件，應(yīng)對(duì)也更為有效[18]。集中解決問題和集中處理情緒的應(yīng)對(duì)方式比回避應(yīng)對(duì)和超越應(yīng)對(duì)更難以去做，但效果更好，應(yīng)對(duì)效能高的運(yùn)動(dòng)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(yīng)對(duì)方式。應(yīng)對(duì)效能高的運(yùn)動(dòng)員在選擇應(yīng)對(duì)方式時(shí)更傾向于選擇應(yīng)對(duì)效果好的應(yīng)對(duì)方式，雖然這些應(yīng)對(duì)方式執(zhí)行起來困難一些，但他們有信心可以做好。而應(yīng)對(duì)效能低的運(yùn)動(dòng)員則傾向于選擇有一定應(yīng)對(duì)效果較為容易執(zhí)行的一些應(yīng)對(duì)方式。

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

3 結(jié) 論

（1）本研究得到的運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能量表是一個(gè)三維度的量表，3個(gè)維度分別為：手段—目的信念、控制信念和動(dòng)因信念。該量表具有較好的信效度，可以作為測(cè)量運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)效能的有效工具。

（2）性別和運(yùn)動(dòng)水平在應(yīng)對(duì)效能各維度上差異顯著，運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目在應(yīng)對(duì)效能上不存在顯著性差異。男運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能高于女運(yùn)動(dòng)員，高水平運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能高于低水平運(yùn)動(dòng)員。

（3）4種應(yīng)對(duì)方式與應(yīng)對(duì)效能各維度都存在不同程度的正相關(guān)。其中應(yīng)對(duì)效能中的“控制信念”維度與應(yīng)對(duì)方式的各個(gè)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(yīng)對(duì)”和“集中處理情緒的應(yīng)對(duì)”密切相關(guān)，與“超越應(yīng)對(duì)”、“回避應(yīng)對(duì)”相關(guān)稍低；“動(dòng)因信念”與“集中解決問題的應(yīng)對(duì)”和“集中處理情緒的應(yīng)對(duì)”密切相關(guān)，與“回避應(yīng)對(duì)”、“超越應(yīng)對(duì)”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(tái)人，研究方向?yàn)檫\(yùn)動(dòng)心理學(xué)。