运动员应对效能量表的研制及应用

王维维，迟立忠，周湘文

运动员应对效能量表的研制及应用

王维维1，迟立忠1，周湘文2

通过访谈和文献调查编制《动员应对效能量表》原始量表，包括3个维度：手段—目的信念、控制信念和动因信念，共48个条目。通过对总计623名（男性412人，女性211人）体育学校大学生运动员施测，经两轮修订后仍保留此3个维度，剩余16个条目。心理测量学的分析表明，本研究所编制的量表具有较好的内部一致性、内容效度、重测效度、结构效度和同时效度。采用多因素多元方差分析、相关分析对修订后的量表进行应用研究，结果表明该量表可作为将来该领域有效的测量工具。

运动员应对效能量表；应对方式；量表研制

自我效能作为人们对自己达到某种具体表现的信心，对决定其尝试什么样的任务，付出多大努力，以及面对困难时坚持多长时间都有非常重要的影响，并对行为具有一定的预测效果。因而，自我效能受到众多研究者的重视。随着竞技运动的迅猛发展，有关运动领域自我效能的研究也越来越多[1-3]。

运动员的应对效能是运动员在应对比赛压力时的自我效能感，可归属于领域相关自我效能感的研究范畴。应对效能作为自我效能理论在应对领域的扩展，是自我效能的一种特殊形式。应对效能的水平对运动员应对方式的选择及使用有着一定的预测作用。而目前关于应对效能的研究大多以疾病患者为对象，关于运动员应对效能的研究甚少，更缺乏有效的测量工具。本研究试图从已有的应对效能理论研究出发，结合运动领域活动内容及情境的特殊性，拟研制出一个适合运动员使用的有效的应对效能测量工具，这样不仅能进一步深化运动领域应对效能的理论，帮助运动员更好了解自己的心理状态，更有针对性地进行心理问题预防及心理状态调节。此外，还可为以后的应对效能研究奠定基础。

应对效能可视为自我效能理论在应对领域中的应用。Aldwin和Revenson将应对效能定义为：在特定情境中，个体对应对努力能否成功实现目标的主观评价，是对所做的应对努力的认识[4]。Bandura将应对效能看作自我效能概念的特例，认为应对效能是一种信念，指个体对自己能否对潜在的威胁事件进行控制的自我评价，包括采取行动以减少消极结果产生的可能性，控制与情境有关的思想和情感[5]。Benight认为应对能力的自我评估是在灾难与应对行为之间起中介或缓冲作用的评估过程，即个体对应对危险环境的特定能力的自我评估[6]，应对效能则是个体在经历创伤后知觉到的应对能力[7]。本研究对应对效能的界定为：应对效能是运动员在训练或比赛中处于应激状态时对自己能否成功应对所具有的信心。

目前所见之一般自我效能多为单维结构。应对效能既然与应对领域相关联，需体现应对领域之领域特殊性，除具一般自我效能的一些特性外，还应有其自身的特点，因而，我们宜将其看作多维的结构加以分析研究。Chapman，Skinner和Baltes认为，个人关于自己能否控制行为结果的信念实质上就是他们关于行为者本人与行为手段、行为后果之间关系的信念[8]。效能信念可划分为3类：（1）动因信念，指一个人是否具有或已经使用了适当的手段；（2）手段—目的信念，指这些手段在产生期望的事件或阻止不情愿事件发生时是否有效；（3）控制信念，即个体关于自己在多大程度上拥有某种手段（如能力）的信念。这3种信念体现着行为者、手段与目的之间的关系。Chapman，Skinner和Baltes提出了应对效能的3个维度，但并没有研制相应的测试量表。本研究根据其研究将运动员的应对效能分为3个维度，试图研制出一个适合运动员使用的有效的应对效能测量工具：（1）动因信念，指运动员是否具有或使用适当的手段应对压力，这里的手段主要包括应对方式及努力、能力、运气和重要他人的影响等；（2）手段—目的信念，即运动员对自己所使用应对方式的有效性的信念；（3）控制信念，指运动员在面对压力时产生期望的事件或避免不情愿事件发生的信念。

作者单位：1.北京体育大学运动心理学教研室，北京100084；2北京体育大学研究生院，北京100084。

1 运动员应对效能量表的研制

1.1 条目的设计、收集及选择

在学习、总结前人应对效能研究文献的基础上，分析国内外已有的运动员应对效能测量工具的优缺点[9-11]，以Chapman，Skinner和Baltes的研究为基础，同时选取一所体育大学健将及以上级别运动员共9名进行访谈，对访谈结果进行整理，整理结果表明运动员应对效能可分为动因信念、手段—目的信念、控制信念3个维度，与Chapman，Skinner和Baltes的研究相同（见表 1）。

表1 运动员应对效能的访谈内容分析

根据Chapman，Skinner和Baltes的研究以及访谈结果，初始量表共包括3个维度：即动因信念、手段—目的信念、控制信念。在Chapman，Skinner和Baltes的已有量表基础上增加新的条目，形成初测量表条目池。初始条目池形成的两个原则为特殊性与完整性，既要考虑应对领域的特殊性，又要保证量表内容尽可能全面、完整。共48个条目，其中动因信念17个条目，手段—目的信念17个条目，控制信念14个条目。所有题目采取随机排列的方式，量表采用5级Likert法进行评定，从“完全同意”、“同意”、“不确定”、“不同意”、“完全不同意”依次记为 1、2、3、4、5，得分越高表明运动员应对效能越高。

量表形成后找少量运动员进行测试，并询问其对该量表的意见，根据他们的意见对个别题目的表达进行了修改，使之更容易理解。

1.2 运动员应对效能量表的检验及修订

1.2.1 被 试 运用初始量表进行初测，测试对象为一所体育大学和一所体育学院运动系学生，包括男生151人，女生106人，总共测试257人，有效问卷207份，有效率为93%。运动年限为1～23年，平均年限为7.21±3.39年，包括健将级运动员10人，一级运动员58人，二级运动员129人，二级以下9人。测试对象包含排球、篮球、足球、羽毛球、网球、田径、击剑、摔跤、游泳、举重、拳击、健美操等12个项目的运动员。

1.2.2 项目分析 按照心理测量问卷编制的标准，对所有条目进行项目分析，删除不符合量表编制标准的条目。结果见表2至表4所示，通过两轮筛选，共删除12个条目，分别为：2，12，15，22，23，24，30，31，35，36，38，42，剩余 36 个条目。

表2 第一轮条目筛选情况

表3 第二轮条目筛选情况

表4 两轮筛选后的结果

1.2.3 探索性因素分析 将剩余的36个条目进行探索性因素分析，利用主成份分析法抽取共同因素，再以最大变异法进行正交旋转。按照每个条目的因子载荷进行筛选，将因子载荷低于0.40及交叉负荷的条目删除。

用经过两轮筛选后剩余的36个条目进行因素分析，最终将条目 3，4，5，8，17，19，20，21，25，28，29，33，34，37，39，40，43，44，47，48删除，剩余16个条目，抽取3个公因子，大于1的累计方差贡献率为54.11%（见表5）。

表5 探索性因素分析后量表结果

经几轮筛选后按统计标准，保留了16个条目，各分量表的内部一致性系数均达到0.65以上的可接受的水平，造成内部一致性系数不高的原因，也可能是各维度的条目较少造成的，且量表整体的克隆巴赫系数达到0.831水平。因此，量表的信度是可以接受的。

1.2.4 验证性因素分析 采用验证性因素分析，对筛选后所得量表进行结构验证。本研究中经过以上分析后保留的16个条目被用于结构公式模型检验。统计软件为EQS6.1 for Windows，方法为最大似然法（ML），数据类型为原始数据。使用结构公式模型检验潜变量的时候，观测变量通常考虑使用组合条目而非单个条目[12]。所以，在本研究中，将3个分量表的5或6个条目打包为3个。

结构公式模型检验结果见表6。本研究提出两个理论模型，分别为三因素独立模型和三因素相关模型。在三因素相关模型中，量表的χ2值非常显著，说明理论模型与数据有显著差异，模型不能较好拟合原始数据的协方差矩阵。但这一指标过于严格，仅考察这一指标是不够的，还应考察其他拟合优度指标，如χ2/df、NNFI、CFI和 AGFI等。χ2/df越接近 1，表示协方差矩阵和估计的协方差矩阵之间的相似程度越大，模型的拟合性越好。实际研究中，χ2/df接近2，则认为模型的拟合性是比较好的。在样本容量大的情况下，χ2/df在5左右即可接受[13]。本量表的χ2/df为2.405，接近2，表示量表的拟合性较好。NNFI、CFI和AGFI 3项指标在 0．821～0．904 之间，达到或接近 Stevens提出的 0．90 以上拟合优度较好的标准。残差均方根RMR也是检验模型适合性的一个指标，其值也是越小越好。本研究的三因素相关模型中，RMR的值为0．066，较小。在三因素独立模型中，各拟合指标均不理想，NNFI，CFI以及AGFI 3个值均低于0．65水平，拟合优度较差，因而本研究最终形成的模型为三维度相关模型。该模型三个维度间的两两相关均呈中度相关（RME-C=0．562；RMEA=0．579；RC-A=0．608）。

表6 《运动员应对效能量表》结构公式模型分析结果

两个备选模型：三因素独立模型与三因素相关模型见图1，图2。

图1 三因素独立模型

图2 三因素相关模型

通过以上步骤形成了第二轮测试量表。该量表共分3个维度，分别为手段—目的信念、控制信念和动因信念，其中手段—目的信念包含5个条目，控制信念包含6个条目，动因信念包含5个条目，共计16个条目。

1.3 运动员应对效能量表的验证性因素分析及其信效度的再检验

对初步修订的《运动员应对效能量表》进行第二轮测试，采用验证性因素分析的方法进一步对量表的结构效度进行检验，并检验量表内部一致性信度，通过与一般领域一般自我效能感的相关分析来验证运动员应对效能量表的结构效度。

1.3.1 被 试 测试对象为体育大学和体育学院运动系学生，其中男性171人，女性95人，总共测试266人，有效问卷246份，有效率为92．5%。运动年限最长为23年，最短为1年，平均年限为6．52±3．82年，包括健将及运动员10人，一级运动员40人，二级运动员173人，二级以下21人。测试对象包含排球、篮球、足球、羽毛球、网球、田径、击剑、摔跤、游泳、举重、拳击、健美操、艺术体操、健美健身等14个项目的运动员。

1.3.2 研究结果 （1）内部一致性信度分析3个维度的条目数及内部一致性系数详情见表7。从表7中可看出，经过第一轮修订后，量表各维度内部一致性系数均有所提高，所有维度都达到0．70 以上，动因信念达到 0．80 以上。

（2）结构效度的再检验。对本研究中经过修订后保留的16个条目进行打包，然后使用打包后的组合题目进行结构公式模型分析。统计软件为EQS6．1For Windows，样本量为246，方法为最大似然法（Maximum Likelihood，简称ML），输入数据类型为原始数据。进行分析处理后所得结果见表8。

表7 量表各维度内部一致性系数

表8 《运动员应对效能量表》结构公式模型各项拟合指标

由表8可见，运动员应对放能一量表模型的各项拟合指标均达到0．9或接近0．9的水平，模型的拟合度较好；该模型路径图见图3。

图3 运动员应对效能模型路径

（3）重测信度的检验。36名体育大学学生运动员在间隔3周后重新填答运动员应对效能量表，求两次填答数据的积差相关，得到各分量表 MEB、CB、AB 的重测信度分别为 0．81、0．87 和0．79，说明该量表的重测信度较高。

从量表的编制过程来看，本研究采用了探索性因素分析和验证性因素分析来建构《运动员应对效能量表》的信效度。经过两轮修订后最终形成的运动员应对效能量表仍然保留最初构想的三个维度，正式量表共包含16个条目，其中手段—目的信念（MEB）包括5个条目，控制信念（CB）有6个条目，动因信念（AB）含 5个条目（见表9）。

表9 《运动员应对效能量表》正式量表例题

2 运动员应对效能量表的应用研究

2.1 运动员应对效能的特点

利用《运动员应对效能量表》对我国运动员进行测量，分析运动员在性别、运动水平和项目类型（个人和集体）上的差异，分析不同族群运动员的应对效能情况。

2.1.1 被 试 本研究所用被试与进行验证性因素分析时所使用的为同一批被试。

2.1.2 结果与分析 本研究运用2×2×2多因素多元方差分析，结果性别、运动水平和项目类型之间各交互作用均不显著。性别主效应达到显著水平（F（1，238）=13．504，P＜0．001），运动水平主效应达到显著水平（F（1，238）=4．741，P＜0．05），项目类型的主效应不显著。

在因变量各维度上，性别的主效应中，“手段—目的信念”、“控制信念”和“动因信念”均达到显著水平（P 值均＜0．001）；而在运动水平的主效应中，“手段—目的信念”和“动因信念”都达到显著水平（P 值分别为 0．005 和 0．001），而“控制信念”并未达到显著水平（P=0．658）（见表 10）。

表10 各维度在自变量上的差异比较

2.2 运动员应对效能与应对方式的关系

2.2.1 被 试 本研究被试为体育大学和体育学院运动系学生共100人，其中男性90人，女性10人，有效问卷97份，有效率为97%。运动年限为1～15年，平均年限为5．51年。测试对象包含排球、篮球、足球、羽毛球、网球、田径、摔跤、游泳、举重、健美健身等10个项目的运动员。将所有运动项目分为两类，分别为个人项目和集体项目。

2.2.2 研究工具 运动员应对效能正式量表；中国运动员应对量表。姒刚彦发展的《中国运动员应对量表》由集中解决问题的应对（PC）、集中处理情绪的应对（EC）、回避应对（AC）、超越应对（TC）4个分量表构成，全量表共包括24个题目，每个分量表包含6个条目。

2.2.3 结果与分析 （1）应对效能与应对方式的相关分析。本研究通过相关分析来考察运动员应对效能与应对方式之间的关系。从表11中可以看出，应对效能中的“手段—目的信念”维度与“控制信念”维度与应对方式的各个维度均呈现显著相关；“动因信念”与“集中解决问题的应对”和“集中处理情绪的应对”显著相关，与“回避应对”、“超越应对”不存在显著相关。

表11 运动员应对效能各维度与应对方式各维度间的相关情况

（2）运动员应对效能对应对方式的回归分析。为了进一步考察运动员应对效能与应对方式的关系，以应对效能为预测变量，分别以各应对方式为因变量，进行回归分析结果见表12。

表12 运动员应对效能对应对方式的回归分析

由表12可见，除回避的应对方式以外，应对效能对其他3种应对方式均有预测作用，对集中解决问题与集中处理情绪的应对方式预测作用显著（P＜0．01）。其中对集中解决问题的应对方式预测作用比较突出，应对效能能解释集中解决问题的应对的35．6%的方差变异，而对集中处理情绪和超越的应对方式预测作用相对较弱。

2.3 讨论

本研究关于性别研究的结果显示，性别在应对效能的各个维度上均存在显著性差异，比较他们的均分可以看出，男性运动员的应对效能在各维度上都高于女性运动员。关于休育运动活动中自我效能的很多研究涉及性别差异的特点。研究指出：女子在比赛临近时自信心有下降趋势[14]；女子在所有的成就领域里较男子自信心低；女子自我能力感低；休育活动特点使女子在从事这类活动时自我效能下降；女子对成功和成就的追求低于男子，甚至惧怕成功也是导致自信心低的因素。

关于运动水平与应对效能之间的关系，研究结果显示运动水平在手段—目的信念与动因信念上都存在显著性差异，但在控制信念上，差异不显著。马玉华对不同级别运动员自我效能差异的研究也指出，高水平运动员比低水平运动员自我效能水平高，差异显著，但各因素间也存在差异，个别因素上差异不显著[15]。在本研究中，我们可以试着从这样的角度去加以解释：从总体上来看，运动等级较高的运动员的应对效能高于等级低的运动员，这与大多研究是相符的，但具体到应对效能的各个维度来看，手段—目的信念与动因信念都涉及到一些具体的能力手段，而控制信念则与任何手段无关，是一种总体的感觉。高水平运动员关于应对方式的掌握和使用以及自己能力的评估上比低水平运动员相对要更有经验一些，把握更准确一些，所以，这两个方面的效能感要比低水平运动员高一些。但造成这一差异的准确原因，仍需在将来的研究中进一步探讨。

关于运动项目与应对效能的关系，研究结果显示，在各维度上都不存在显著性差异。这说明从事个人项目与从事集体项目的运动员在应对效能上不存在太大差异。运动项目在应对效能上差异不显著的原因可从两方面去理解，一是从事个人项目与从事集体项目的运动员在面对压力时的感受不存在大的差异，因而差异不显著；二是由于自我效能在特殊领域的特殊性，个人效能与集体效能也可能存在差异，需要不同的测量工具进行测量后方能显现更为准确的比较效果。随着集体效能理论的提出，当自我效能理论集中在个体效能上的研究达到一定程度之后，就会出现单凭个体效能无法解释的现象，就需要集体效能来解释。如有个体效能都很强的个体所组成的团体，其行为不一定很有效[16]。因而，本量表是否能够有效地测试出从事集体项目的运动员的应对效能，并将个人效能与集体效能的结果加以比较还有待商榷。

关于应对效能与应对方式关系的研究结果显示，集中解决问题的应对方式和集中处理情绪的应对方式与应对效能的各维度相关非常显著，控制信念与4种应对方式相关非常显著，回避应对和超越应对在动因信念上没有相关，回避应对与手段—目的信念相关显著，手段—目的信念与超越应对之间相关非常显著。以往也有研究得出与本研究相似的结论，如王才康对中学生一般自我效能感与应付方式关系进行的研究结果显示，一般自我效能感与问题解决、退避和忍耐3种应付方式存在显著的正相关，与发泄、幻想和求助应付方式没有相关[17]。无论何种应对方式都对缓解压力有一定的效果。运动员在选择使用应对方式时通常都会选择自己认为能够很好操作的、行之有效的应对方式。而对于集中解决问题的应对和集中处理情绪的应对方式与应对效能之间则存在非常显著正相关。大量研究结果几乎都有一个共同的指向，那就是高自我效能使人以积极的态度应对突发的应激事件，应对也更为有效[18]。集中解决问题和集中处理情绪的应对方式比回避应对和超越应对更难以去做，但效果更好，应对效能高的运动员更有信心去选择使用集中解决问题和集中处理情绪的应对方式。应对效能高的运动员在选择应对方式时更倾向于选择应对效果好的应对方式，虽然这些应对方式执行起来困难一些，但他们有信心可以做好。而应对效能低的运动员则倾向于选择有一定应对效果较为容易执行的一些应对方式。

此外，除了测量工具之外，本研究的样本量过于单一，为方便取样，研究对象都是体育学校在校学生，样本量也不够大，这些都会对研究结果造成一定影响。

3 结 论

（1）本研究得到的运动员应对效能量表是一个三维度的量表，3个维度分别为：手段—目的信念、控制信念和动因信念。该量表具有较好的信效度，可以作为测量运动员应对效能的有效工具。

（2）性别和运动水平在应对效能各维度上差异显著，运动项目在应对效能上不存在显著性差异。男运动员的应对效能高于女运动员，高水平运动员的应对效能高于低水平运动员。

（3）4种应对方式与应对效能各维度都存在不同程度的正相关。其中应对效能中的“控制信念”维度与应对方式的各个维度均呈现显著相关；“手段—目的信念”与“集中解决问题的应对”和“集中处理情绪的应对”密切相关，与“超越应对”、“回避应对”相关稍低；“动因信念”与“集中解决问题的应对”和“集中处理情绪的应对”密切相关，与“回避应对”、“超越应对”相关不显著。

[1]王芳，马天龙.不同情绪状态对自我效能和体能发挥的影响[J].北京体育大学学报，2007，30（9）：1 204-1 208.

[2]魏萍，陈洪波，宋宝萍.运动自我效能量表的初步编制[J].西安体育学院学报，2008，（4）：136-138.

[3]张桂梅.高校武术教学提高学生自我效能感的实验研究[J].上海体育学院学报，2006，（12）：100- 104.

[4]Aldwin C M，Revenson T A. Does coping help a re- examination of the relation between coping and mental health [J]. Journal of Personality and Social Psychology，1987，53：337- 348.

[5]Bandura. Self -efficacy：The exercise of control [M]. NewYork：W.H.Freeman，1997.

[6]Benight C，Antoni M，Kilbourn K，et al . Coping self- efficacy buffers psychological and Biological disturbances inHIV- infectedmen following a natural disaster[J]. Health Psychology，1997，16：1- 8.

[7]BenightC C，Freyaldenhoven R，Hughes J，et al. Coping self- efficacy and psychological distress following the Oklahoma CityBombing：A longitudinal analysis[J]. Journal of Applied Social Psychology，2000，30：1 331- 1 344.

[8]Chapman M，Skinner E A，Baltes P B. Interpreting correlations between children's perceived control and cognitive performance：Control，agercy，or means- ends beliefs [J]. Development Psychology，1990，26 （2）：246- 253.

[9]童辉杰. 应对效能：问卷的编制及理论模型的构建[J]. 心理学报，2005，37（3）：413- 419.

[10]王艳慧. 应付效能量表的编制及初步分析[J]. 连云港师范高等专科学校学报，2005，12（4）：15- 18.

[11]Sandler I N. Coping Efficacy and psychological problems of children of divorce[J]. Children Development，2000，71（4）：1 099- 1 118.

[12]毛志雄. 中国部分项目运动员对兴奋剂的态度和意向：两个理论模型的检验[D]. 北京：北京体育大学，2001.

[13]孙春晖，郑日昌.《学习适应量表》的验证性因素分析[J]. 心理学探新，2001，21（2）：59- 64.

[14]Jones J G，Cale A. Precompetition temporal patterning of anxiety and self- confidence in males and females [J]. Journal of Sport Behavior，1989，124：183- 195.

[15]马玉华. 对我国帆板运动员自我效能的分析与提高对策研究[D]. 山东：曲阜师范大学，1983.

[16]姜飞月，郭本禹. 从个体效能到集体效能[J]. 心理科学，2002，25（1）：114- 115.

[17]王才康. 中学生一般自我效能感的发展特点研究[J]. 中国行为医学科学，2002，11（2）：214- 215.

[18]StrahlC，Kleinknecht R A，DinnelDL.The role of painanxiety，coping，and pain self- efficacy in rheumatoid arthritis patient functioning [J]. Behavior Research and Therapy，2000，38：863- 873.

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；录用日期：2010-10-25

王维维（1981-），女，山东烟台人，研究方向为运动心理学。