我國(guó)專業(yè)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)及相關(guān)性研究

梁建平，任貞玲，董德龍

1 引言

社會(huì)自我（social self-concept）作為自我概念的重要組成部分，是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己在社會(huì)生活中所擔(dān)任各種角色的知覺(jué)，包括對(duì)各種角色關(guān)系、角色地位及角色技能的認(rèn)知和評(píng)價(jià)［9］。這一概念的研究最早可追溯到自我概念的問(wèn)世與發(fā)展，其中，美國(guó)心理學(xué)家W.James（1890）將自我分為經(jīng)驗(yàn)客體我（me）和環(huán)境主體行動(dòng)我（I），然而將客體我（me）的第二種成分稱為社會(huì)我（social self），指我們?nèi)绾伪凰苏J(rèn)可和關(guān)注。美國(guó)心理學(xué)家Fitts（1965）認(rèn)為，社會(huì)自我反映受試者與他人交往中的價(jià)值觀和勝任感［1］。Shavelson（1976）提出的多維度、多層次自我概念中，社會(huì)自我是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己社會(huì)勝任的感知。國(guó)內(nèi)心理學(xué)家黃希庭（2001）認(rèn)為，社會(huì)自我就是個(gè)體對(duì)自己社會(huì)屬性的意識(shí)。社會(huì)自我概念包括自己人際交往狀況認(rèn)知和自身社會(huì)角色認(rèn)知兩層內(nèi)容。因此，社會(huì)自我不僅包括我們所占有的社會(huì)地位和所扮演的角色，更重要的是在人際交往中我們所認(rèn)為的被認(rèn)可和關(guān)注的方式。個(gè)體對(duì)自己社會(huì)自我的反應(yīng)和整合在其社會(huì)化過(guò)程中起著非常重要的作用。社會(huì)心理學(xué)家海德［10］（heider，1958）認(rèn)為，人們有一種理解和控制環(huán)境、預(yù)見(jiàn)他人行為的基本需要，只要這樣個(gè)人才能更好的在復(fù)雜多變的社會(huì)中生活，良好的心理控制感是建立在積極的自我評(píng)價(jià)基礎(chǔ)之上的，只有個(gè)體首先形成積極的自我評(píng)價(jià)，才能產(chǎn)生相應(yīng)的心理控制感。國(guó)內(nèi)學(xué)者趙麗霞［10］也發(fā)現(xiàn)，積極地社會(huì)自我與社會(huì)適應(yīng)性心理品質(zhì)密切相關(guān)。

運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練競(jìng)賽生活中面臨著更多的問(wèn)題和挑戰(zhàn)，從心理學(xué)的角度來(lái)講，屬于高應(yīng)激性人群，其心理發(fā)展水平越來(lái)越引起訓(xùn)練學(xué)者的關(guān)注。有關(guān)資料顯示，自1994年廣島亞運(yùn)會(huì)中國(guó)11名運(yùn)動(dòng)員被檢測(cè)出二氫睪酮呈陽(yáng)性，到2008年7月2日摔跤運(yùn)動(dòng)員和他的教練因服用違禁藥物被終身禁賽，興奮劑如同競(jìng)技體育的“魔咒”，一直屢禁不止。近日“王濛事件”的發(fā)生，再次引發(fā)人們對(duì)運(yùn)動(dòng)員體育職業(yè)道德和行為方向偏離體育所倡導(dǎo)精神的問(wèn)題進(jìn)行深入的思考。究其原因，這在很大程度上與我國(guó)專業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理控制感差、社會(huì)化水平低下、缺乏正確的社會(huì)屬性認(rèn)知和定位有關(guān)。運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我系統(tǒng)化研究不僅是促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)化的需要，也是維護(hù)心理健康的迫切需要。提高競(jìng)技體育運(yùn)動(dòng)員這一特殊專業(yè)群體的道德修養(yǎng)，塑造健全的運(yùn)動(dòng)員人格及構(gòu)建健康的體育生態(tài)環(huán)境一直是各級(jí)體育部門努力開(kāi)展的重要教育工作內(nèi)容。從對(duì)人的全面培養(yǎng)的基本要求來(lái)看，運(yùn)動(dòng)員的訓(xùn)練生活環(huán)境對(duì)他們的培養(yǎng)最終不能脫離人全面發(fā)展的規(guī)律。正確的社會(huì)屬性認(rèn)知和定位不僅是運(yùn)動(dòng)員良好人格塑造、和諧人際關(guān)系形成及多元社會(huì)支持建立的需要，更是運(yùn)動(dòng)員身心健康培養(yǎng)不可或缺的重要教育引導(dǎo)環(huán)節(jié)。由此看來(lái)，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的培養(yǎng)是運(yùn)動(dòng)員個(gè)體社會(huì)屬性意識(shí)能力構(gòu)建的重要內(nèi)容。

鑒于此，本研究試圖圍繞我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的實(shí)際，研究我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我狀況及“社會(huì)自我”衍生出的行為和結(jié)果對(duì)運(yùn)動(dòng)員的心理健康水平所起的相關(guān)作用。

2 研究對(duì)象與方法

2.1 研究對(duì)象

以我國(guó)部分?。ㄊ校I(yè)運(yùn)動(dòng)員為研究對(duì)象（重慶體工隊(duì)、貴州省體工隊(duì)、甘肅省體工隊(duì)、四川省體工隊(duì)），隨機(jī)發(fā)放【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】210份，有效回收195份，其中，男運(yùn)動(dòng)員103名，女運(yùn)動(dòng)員92名；年齡區(qū)間為16～25歲，平均年齡為19.7±2.79歲。專業(yè)構(gòu)成：田徑、籃球、跆拳道、射擊、游泳、排球；運(yùn)動(dòng)級(jí)別組成：國(guó)家健將級(jí)運(yùn)動(dòng)員占31.77％，國(guó)家一級(jí)運(yùn)動(dòng)員為34.87％，國(guó)家二級(jí)運(yùn)動(dòng)員占33.85％；平均訓(xùn)練年限為4.87±3.15年。

2.2 研究方法

2.2.1 問(wèn)卷調(diào)查

研究首先編寫(xiě)訪談提綱，以半結(jié)構(gòu)式訪談為主對(duì)部分?。ㄊ校w工隊(duì)運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行訪談，獲取該群體社會(huì)自我的第一手資料，并對(duì)訪談結(jié)果進(jìn)行編碼。同時(shí)在研究整理的基礎(chǔ)上，借鑒了國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究成果并根據(jù)運(yùn)動(dòng)員特殊情景進(jìn)行修改和補(bǔ)充，完成了【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的初次量表結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)。根據(jù)心理學(xué)編制量表標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)初測(cè)量表進(jìn)行題目的篩選、跨樣本效度、信度驗(yàn)證，均達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，最后得到正式的【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】。量表設(shè)計(jì)采用Likert 5級(jí)記分方法進(jìn)行計(jì)分，“完全不符合”記1分、“不符合”記2分、“不確定”記3分、“符合”記4分、“完全符合”記5分。根據(jù)實(shí)際情況憑進(jìn)行作答，并完成信、效度檢驗(yàn)：信度為0.811，各因素之間的相關(guān)在0.108～0.455之間，從而完成對(duì)運(yùn)動(dòng)員的施測(cè)，建立有效數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.2.2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)

運(yùn)用SPSS 17.0與AMOS 7.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)收集的有效數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選與分析。

2.2.3 訪談

以專家座談的方式，對(duì)我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我特點(diǎn)進(jìn)行討論，并對(duì)本研究的理論結(jié)構(gòu)假設(shè)進(jìn)行探討，提出相關(guān)修改意見(jiàn)。

3 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表的研制

3.1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表的初步設(shè)計(jì)

3.1.1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我理論假設(shè)結(jié)構(gòu)認(rèn)識(shí)

如同自我概念的結(jié)構(gòu)一樣，社會(huì)自我經(jīng)歷了從單維結(jié)構(gòu)理論模型、多維多階段理論模型向多維度多層次理論模型的發(fā)展階段。如今，社會(huì)自我概念具有自己獨(dú)立的結(jié)構(gòu)要素，檢索相關(guān)研究可知，國(guó)外以Shavelson（1976）為代表的，從人際交往、社會(huì)關(guān)系角度構(gòu)建的社會(huì)自我維度“關(guān)系模型”和以Edward（1970）為代表的，從個(gè)體社交能力、技巧及其角色地位方面構(gòu)建的社會(huì)自我“角色能力模型”。在國(guó)內(nèi)，張大均（2003）等人對(duì)青少年社會(huì)自我的結(jié)構(gòu)進(jìn)行系統(tǒng)研究后確立了親子關(guān)系、兄弟姐妹關(guān)系、師生關(guān)系、異性同學(xué)關(guān)系、鄰里關(guān)系、陌生人關(guān)系、家庭地位、班級(jí)地位、同伴地位、角色體驗(yàn)、角色技能、團(tuán)體意識(shí)12個(gè)因素。本研究結(jié)合前期學(xué)者對(duì)社會(huì)自我理論的研究，并根據(jù)運(yùn)動(dòng)員特殊運(yùn)動(dòng)情景，提出運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我理論假設(shè)結(jié)構(gòu)，理論假設(shè)結(jié)構(gòu)涉及到角色地位、角色關(guān)系和角色技能3個(gè)方面的問(wèn)題，確立了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)結(jié)構(gòu)包括家庭地位、人際威信、團(tuán)體地位、師徒關(guān)系、異性隊(duì)友關(guān)系、陌生人關(guān)系、角色認(rèn)知、角色體驗(yàn)、角色調(diào)節(jié)9個(gè)因素。

3.1.2 題項(xiàng)編制

1.ChongQing Normal University of Physical Education，Chongqing 400047，China；2.Southwest University of Physical Education，Chongqing Beibei 400715，China.

量表題項(xiàng)來(lái)源于3部分：1）根據(jù)社會(huì)自我的內(nèi)容架構(gòu)以及開(kāi)放式問(wèn)卷（開(kāi)放式問(wèn)卷的被試對(duì)象由30名運(yùn)動(dòng)員組成，其中，健將、一級(jí)、二級(jí)運(yùn)動(dòng)員分別為10名）的分析結(jié)果編寫(xiě)題目。2）在理論結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上參照國(guó)內(nèi)、外已有權(quán)威心理量表：Helmreich和Stapp（1974）編制的【Texas Social Behavior Inventony】、Nunnally（1978）編制的【社會(huì)自我概念量表（SSCS）】、張大均（2009年）編制的【青少年學(xué)生社會(huì)自我問(wèn)卷（ASSC問(wèn)卷）】、楊興鵬（2007年）編制的《大學(xué)生社會(huì)自我問(wèn)卷》，并根據(jù)運(yùn)動(dòng)員這個(gè)特殊群體的運(yùn)動(dòng)情景對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行了修改和補(bǔ)充，根據(jù)心理學(xué)編制量表標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)初測(cè)量表進(jìn)行題目的篩選、跨樣本效度、信度檢驗(yàn)，均達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，編制了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表的預(yù)測(cè)題項(xiàng)55個(gè)。3）專家對(duì)量表的語(yǔ)言的表達(dá)是否適合于運(yùn)動(dòng)員的理解能力題項(xiàng)進(jìn)行修正和補(bǔ)充。通過(guò)以上量表編制程序得到由9個(gè)因素44個(gè)題目組成的【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的初次測(cè)試條目。

3.2 問(wèn)卷初測(cè)與題項(xiàng)篩選

3.2.1 問(wèn)卷的初測(cè)

初測(cè)的被試對(duì)象主要來(lái)自于重慶市體工隊(duì)運(yùn)動(dòng)員和部分在校大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員，發(fā)放問(wèn)卷180份，回收167份，回收率92.78％，其中，有效問(wèn)卷153份，有效率為85％。本研究對(duì)回收的有效問(wèn)卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行3輪的篩選過(guò)程。

3.2.2 第1輪篩選

第1輪篩選主要從量表的信度來(lái)進(jìn)行考察，采用Cronbach Alpha一致性系數(shù)，經(jīng)SPSS 17.0對(duì)初測(cè)量表信度進(jìn)行分析表明，初測(cè)量表的克隆巴赫α系數(shù)在0.49～0.73之間，從總體上來(lái)說(shuō)量表的內(nèi)部一致性不高。通過(guò)進(jìn)一步對(duì)量表項(xiàng)目的分析，發(fā)現(xiàn)某些題項(xiàng)存在區(qū)分度低、題總相關(guān)也較小、題間存在交叉現(xiàn)象，說(shuō)明量表需要進(jìn)一步修訂。

3.2.3 第2輪篩選

第2輪篩選主要根據(jù)9個(gè)因素的克隆巴赫α系數(shù)和題項(xiàng)的相關(guān)性是否顯著進(jìn)行分析。經(jīng)過(guò)SPSS 17.0分析表明，所有初測(cè)量表9個(gè)因素的克隆巴赫α系數(shù)在0.63～0.81之間，說(shuō)明經(jīng)第1輪條目篩選后，各分量表的信度有較大的提高，而分別對(duì)9個(gè)因素中的題項(xiàng)進(jìn)行相關(guān)性顯著分析時(shí)，部分題項(xiàng)的相關(guān)性差異不顯著，量表還需進(jìn)一步進(jìn)行條目修訂。

3.2.4 第3輪篩選

第3輪篩選主要是從量表的題項(xiàng)、理論結(jié)構(gòu)假設(shè)的調(diào)整方面進(jìn)行修正，篩選過(guò)程中主要是根據(jù)刪除題總相關(guān)小于0.4的條目［4］、因子載荷的大小與理論構(gòu)想的完整性進(jìn)行量表修訂（篩選過(guò)程主要是在項(xiàng)目分析與探索性分析中完成）。

3.3 項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析的目的是分析題項(xiàng)的鑒別力，舍棄不好的項(xiàng)目，以提高量表的信度和效度，本研究主要采用決斷值（critical ratio）和項(xiàng)目區(qū)分度（D）進(jìn)行判斷。如果題項(xiàng)的CR值達(dá)顯著性水平，即表示這個(gè)題項(xiàng)能鑒別不同受試者的反應(yīng)程度，則據(jù)此判定題項(xiàng)是否剔除［17］。本研究以27％作為高低分組依據(jù)求出高、低2組受試者在每題得分平均數(shù)差異的顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)心理測(cè)量學(xué)的一般原理，項(xiàng)目鑒別指數(shù)D≥0.40的被認(rèn)為是區(qū)分度很好，0.30≤D＜0.40的區(qū)分度較好，0.20≤D＜0.30區(qū)分度尚可，D＜0.20區(qū)分度差［11］，而本研究對(duì)區(qū)分度低于0.40的題都予以刪除。同時(shí)，題項(xiàng)的保留與否，不僅僅從統(tǒng)計(jì)學(xué)的要求來(lái)進(jìn)行刪除，還需要根據(jù)本研究的問(wèn)題、理論維度構(gòu)想的意思完整性以及各因子載荷等條件，綜合起來(lái)進(jìn)行考慮，因而，最后刪除了V1、V10、V11、V12、V14、V16、V19、V23、V27、V30、V33、V34、V43共13個(gè)。

3.4 探索性因素分析

經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析后，運(yùn)用KMO樣本適合性檢驗(yàn)（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of sampling Adequacy）和巴特利球形檢驗(yàn)（Bartlett Test Sphericity）方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行適合性檢驗(yàn)。本研究通過(guò)分析得到所測(cè)數(shù)據(jù)的KMO＝0.765，Chi-Square＝1141.068，P＜0.01，以上指標(biāo)表明該數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因素分析。在因素分析過(guò)程中，先采用主成分分析法（Principal factor analysis，簡(jiǎn)稱PFA）中的相關(guān)性矩陣分析抽取了公共因子，求得初始因素負(fù)荷矩陣，再采用正交旋轉(zhuǎn)中的最大方差法旋轉(zhuǎn)因素負(fù)荷矩陣。確定因素?cái)?shù)目還參照：1）因素的特征值≥1；2）因素要符合卡特爾“陡階”原則；3）每個(gè)因素至少包括3個(gè)項(xiàng)目。通過(guò)數(shù)據(jù)分析提取9個(gè)因素，符合假設(shè)構(gòu)想，量表累積貢獻(xiàn)率為64.499％。最后確定【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】由9個(gè)因素31個(gè)題目構(gòu)成的正式量表，其中，9個(gè)維度分別為F1家庭地位（4個(gè)題項(xiàng)）、F2人際威信（4個(gè)題項(xiàng)）、F3團(tuán)體地位（4個(gè)題目）、F4師徒關(guān)系（4個(gè)題項(xiàng)）、F5異性隊(duì)友關(guān)系（3個(gè)題項(xiàng)）、F6陌生人關(guān)系（3個(gè)題項(xiàng)）、F7角色認(rèn)知（3個(gè)題項(xiàng)）、F8角色體驗(yàn)（3個(gè)題項(xiàng)）、F9角色調(diào)節(jié)（3個(gè)題項(xiàng)），正式量表的題項(xiàng)及因子載荷如表1所示。

3.5 【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的信、效度檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的信效度，本研究在重慶市體工隊(duì)、甘肅體工隊(duì)、四川體工隊(duì)、貴州體工隊(duì)及山東體工隊(duì)共抽取210名運(yùn)動(dòng)員為測(cè)試對(duì)象，回收有效問(wèn)卷195份，有效回收率為92.86％。

3.5.1 【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的信度檢驗(yàn)

信度是指測(cè)驗(yàn)的可靠程度，它表現(xiàn)為測(cè)量結(jié)果的一貫性、一致性、再現(xiàn)性和穩(wěn)定性。根據(jù)研究的需要采用Cronbach Alpha系數(shù)來(lái)測(cè)量量表的內(nèi)部一致性，計(jì)算總分的一致性系數(shù)和各分量表的一致性系數(shù)，得到信度檢驗(yàn)的結(jié)果（表2）各量表信度在0.518～0.755之間，總量表信度為0.811，說(shuō)明該量表達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求。

3.5.2 【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的效度檢驗(yàn)

3.5.2.1 內(nèi)容效度

內(nèi)容效度涉及題項(xiàng)取樣的充分性問(wèn)題，是一個(gè)特定的題項(xiàng)集合對(duì)一個(gè)內(nèi)容范疇的反映程度［12］。本量表的題項(xiàng)是在開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查和文獻(xiàn)分析基礎(chǔ)上，采納了重慶部分高校教師的建設(shè)性意見(jiàn)后，再由體育學(xué)和心理學(xué)方面的專家評(píng)定和審查，確保量表具有較好的內(nèi)容效度。

表1 本研究【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】因素負(fù)荷一覽表

表2 本研究【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】各維度克隆巴赫系數(shù)一覽表

3.5.2.2 結(jié)構(gòu)效度

結(jié)構(gòu)效度又是指測(cè)驗(yàn)?zāi)軌驕y(cè)量到假設(shè)性的理論結(jié)構(gòu)或心理特質(zhì)的程度。一般統(tǒng)計(jì)學(xué)上對(duì)結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)方法主要有兩種：一是因素相關(guān)分析，即計(jì)算量表各維度之間、維度與總體之間的相關(guān)程度；二是驗(yàn)證性因素分析。本研究首先對(duì)量表各維度間以及維度與總量表間進(jìn)行了相關(guān)分析（表3），修訂后的運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我問(wèn)卷各因素之間的相關(guān)在0.108～0.455之間，大部分因素間的相關(guān)都在0.1～0.4之間，各因素與問(wèn)卷總分的相關(guān)全部在0.30～0.80之間，根據(jù)心理學(xué)家Tuker的理論，項(xiàng)目與測(cè)驗(yàn)總分的相關(guān)在0.30～0.80之間，因子之間的相關(guān)在0.10～0.60之間，表明測(cè)驗(yàn)的效度是令人滿意的［12］。從因素相關(guān)分析結(jié)果來(lái)看，量表已初步具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我問(wèn)卷結(jié)構(gòu)與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合度，通過(guò)AMOS 7.0統(tǒng)計(jì)軟件，采用ML（Maximum likelihood estimation）最大似然估計(jì)法對(duì)原始數(shù)據(jù)矩陣進(jìn)行驗(yàn)證性分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）。在驗(yàn)證性因素分析中，本研究采用的檢驗(yàn)指標(biāo)為：1）卡方值與自由度之比（X2/df），一般而言，X2/df＜2時(shí)，表示假設(shè)模型的試配度較佳（Carmine和Mclcer，1981）［8］。2）基于總體差距的指數(shù)，總體差距量數(shù)是通過(guò)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮诳傮w中適合性而獲得的，RMSEA值通常被視為最重要的適配指標(biāo)信息。若RMSEA數(shù)值等于0.08是模型契合度可以接受的門坎，其數(shù)值若小于0.05，表示模型的適配度良好［3］。3）增值適配度指數(shù)，將待檢驗(yàn)的假設(shè)理論模型與基準(zhǔn)線模型的適配度相互比較，以判別模型的契合度［5］，其中，TLI指標(biāo)大于0.9，表示模型適配度較好，愈接近1表示模型適配度愈佳。CFI指標(biāo)愈近1，愈能夠有效改善非集中性的程度（noncentrality）。一般而言，NFI、RFI、IFI、TLI、CFI 5個(gè)指標(biāo)值判別適配的標(biāo)準(zhǔn)均為0.9以上［6］。從表4中的數(shù)據(jù)可以看出，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我問(wèn)卷結(jié)構(gòu)模型的擬合指標(biāo)都滿足了擬合優(yōu)度得條件，再次驗(yàn)證了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的理論構(gòu)想假設(shè)。

表3 本研究【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】各維度與總量表之間相關(guān)一覽表

表4 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)模型擬合指標(biāo)一覽表

4 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)探索研究

本研究通過(guò)對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)因素分析發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)是成立的。在此基礎(chǔ)上選取部分體工隊(duì)運(yùn)動(dòng)員為實(shí)證對(duì)象，進(jìn)行運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)分析，試圖探討9個(gè)不同維度（因素）在社會(huì)自我中關(guān)聯(lián)度，以便更好的反映運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我體系中各維度在社會(huì)自我的貢獻(xiàn)率大小。結(jié)果表明，本研究研制的【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的測(cè)試結(jié)果與理論假設(shè)模型能較好的擬合（表5），各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，說(shuō)明該研究假設(shè)的運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)模型是成立的。圖1所體現(xiàn)的為直接效應(yīng)（它反映原因變量對(duì)結(jié)果變量的直接影響），從圖1中可以看出，家庭地位、人際威信、團(tuán)體地位、師徒關(guān)系、異性隊(duì)友關(guān)系、陌生人關(guān)系、角色認(rèn)知、角色體驗(yàn)、角色調(diào)節(jié)與社會(huì)自我間的關(guān)聯(lián)度，其大小等于原因變量到結(jié)果變量路徑系數(shù)的大小。譬如，潛變量家庭地位到社會(huì)自我的路徑系數(shù)為0.58（標(biāo)準(zhǔn)化后的系數(shù)），所以，家庭地位對(duì)社會(huì)自我的直接效應(yīng)系數(shù)為0.58。這就說(shuō)明在其他因素或條件不變時(shí)，家庭地位每提升一個(gè)單位，社會(huì)自我水平將提高0.58個(gè)單位。師徒關(guān)系這一因素（潛變量）對(duì)社會(huì)自我的作用效應(yīng)最多，貢獻(xiàn)率最大，這與運(yùn)動(dòng)員現(xiàn)實(shí)中的社會(huì)自我測(cè)量度基本相吻合。因此，該關(guān)聯(lián)模型能較好的體現(xiàn)出各因素對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的影響程度，具有一定的實(shí)效性（因關(guān)聯(lián)模型太大，故將各因素之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)制定表格；表6）。

表5 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)模型擬合指標(biāo)一覽表

圖1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)模型路徑圖（Standardized estimates）

表6 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)一覽表

5 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的相關(guān)分析

5.1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的基本情況

以運(yùn)動(dòng)員性別、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目、運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)為自變量，以運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我水平為因變量進(jìn)行多因素方差分析，以探討運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我發(fā)展基本情況。從表7分析結(jié)果可以看出，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我水平的性別主效應(yīng)、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目主效應(yīng)及運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)主效應(yīng)顯著（F＝4.360，P＜0.05；F＝4.040，P＜0.05；F＝5.654，P＜0.001）。在運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我各因素之間的交互作用上，均沒(méi)達(dá)到顯著效應(yīng)。Eta平方其對(duì)應(yīng)值大小排序?yàn)镋ta2性別＊運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目＊運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)＝0.25＞Eta2運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目＊運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)＝0.21＞Eta2性別＊運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)＝0.19＞Eta2性別＊運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目＝0.17＞Eta2運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)＝0.08＞Eta2性別＝0.07＞Eta2運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目＝0.02，其中，性別＊運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目＊運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我影響程度最大。以9個(gè)因素的平均值進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，除了家庭地位與師徒關(guān)系（t＝0.584，P＝0.560）、人際威信與角色調(diào)節(jié)（t＝0.426，P＝0.671）、角色認(rèn)知與角色調(diào)節(jié)（t＝1.021，P＝0.309）3對(duì)因素差異不顯著外，其余33對(duì)因素都達(dá)到顯著性水平。由此可見(jiàn)，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我多因素間的發(fā)展是不均衡的。

表7 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我多因素方差分析一覽表

5.1.1 不同性別運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的分析

從表8中可知，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我存在性別上的顯著性差異（t＝3.871，P＜0.01），其中，在人際威信（t＝3.259，P＜0.05）、團(tuán)體地位（t＝2.557，P＜0.01）和角色調(diào)節(jié)（t＝2.571，P＜0.05）3個(gè)因素上達(dá)到顯著差異水平，且3個(gè)因素得分上男運(yùn)動(dòng)員都高于女運(yùn)動(dòng)員；其中，男、女運(yùn)動(dòng)員在師徒關(guān)系因素上平均得分較高，且女運(yùn)動(dòng)員平均得分比男運(yùn)動(dòng)員高，但未達(dá)到顯著（t＝1.360，P＞0.05），說(shuō)明男、女運(yùn)動(dòng)員對(duì)師徒關(guān)系的態(tài)度存在一致性，只是女運(yùn)動(dòng)員感情比較細(xì)膩，更容易處理好與教練員的關(guān)系；女運(yùn)動(dòng)員在陌生人關(guān)系和異性隊(duì)友關(guān)系上要優(yōu)于男運(yùn)動(dòng)員；男、女運(yùn)動(dòng)員在角色認(rèn)知、角色體驗(yàn)及角色調(diào)節(jié)上都處于中等偏上水平，在競(jìng)賽日益激烈和賽事不斷增加的今天，運(yùn)動(dòng)員已逐漸認(rèn)識(shí)到角色技能的重要性。

表8 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別差異檢驗(yàn)一覽表

5.1.2 不同運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的分析

運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)是運(yùn)動(dòng)員通過(guò)系統(tǒng)訓(xùn)練后，在規(guī)定的比賽中取得成績(jī)并達(dá)到相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)時(shí)獲得的等級(jí)稱謂，在一定程度上代表著運(yùn)動(dòng)員的競(jìng)技運(yùn)動(dòng)水平的高低。運(yùn)動(dòng)員技術(shù)等級(jí)也是運(yùn)動(dòng)員實(shí)現(xiàn)社會(huì)自我，獲得肯定的有效路徑之一。從分析結(jié)果可以看出（表9），健將級(jí)、一級(jí)和二級(jí)運(yùn)動(dòng)員除了在家庭地位（F＝1.348，P＞0.05）、異性隊(duì)友關(guān)系（F＝4.172，P＞0.05）及角色體驗(yàn)（F＝2.849，P＞0.05）3個(gè)因素沒(méi)有達(dá)到顯著差異外，其余各因素都到了顯著性差異，在量表總分上也達(dá)到了顯著，說(shuō)明運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的整體發(fā)展水平在運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)上存在差異，整體發(fā)展水平情況為：一級(jí)＞健將＞二級(jí)。其中，健將級(jí)運(yùn)動(dòng)員在家庭地位、人際威信及團(tuán)體地位中得分較高；在師徒關(guān)系、異性隊(duì)友關(guān)系及陌生人關(guān)系上也顯示出了運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)越高，越能獲得自信和認(rèn)可，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我水平越高。

5.1.3 不同運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的分析

按照運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練學(xué)最基本的分類方法將所測(cè)運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目分成個(gè)人項(xiàng)目和集體項(xiàng)目，以各因素平均值與量表總均值為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（表10），運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我在運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目上存在顯著性差異，其中，團(tuán)體地位（t＝2.128，P＜0.05）、角色認(rèn)知（t＝2.654，P＜0.01）、角色體驗(yàn)（t＝-2.561，P＜0.05）和角色調(diào)節(jié)（t＝5.678，P＜0.01）上存在顯著性差異，集體運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目得分高于個(gè)人項(xiàng)目得分，兩類運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目不同的訓(xùn)練取勝模式造成了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我發(fā)展的差異。集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員在角色技能要高于個(gè)人項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員，且表現(xiàn)出差異顯著，由于訓(xùn)練、競(jìng)賽特點(diǎn)、環(huán)境的差異，對(duì)運(yùn)動(dòng)員的心理影響是不一樣的。在與陌生人關(guān)系上，個(gè)人項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員要比集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員低0.376，在一定程度上說(shuō)明了長(zhǎng)期交際、訓(xùn)練在集體環(huán)境中的運(yùn)動(dòng)員更易與陌生人的相處。

表9 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)差異檢驗(yàn)一覽表

表10 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目差異檢驗(yàn)一覽表

5.2 其他因素對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我作用特征

本研究為更明確年齡、從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間及運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我作用方式及程度，通過(guò)相關(guān)分析，可提出假設(shè)：運(yùn)動(dòng)員的年齡（x1）、從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間（x2）及運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)（x3）在一定程度上影響著運(yùn)動(dòng)員的社會(huì)自我水平（y），而運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)又受年齡和從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間的影響，因此，將運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)看作是中間變量，將變量之間的關(guān)系繪成路徑圖（圖2），然后通過(guò)多元統(tǒng)計(jì)中enter法分別計(jì)算得到標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程及相應(yīng)的路徑系數(shù)和剩余系數(shù)ε，并用多元回歸標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)的檢驗(yàn)方法逐一檢驗(yàn)各路徑系數(shù)與零的差異是否顯著，刪除各回歸方程中無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的路徑系數(shù)所對(duì)應(yīng)的路徑后（α＝0.05），重新建立路徑標(biāo)準(zhǔn)回歸方程：y＝0.067x1-0.030x2＋0.167x3＋0.994。從回歸方程及圖2可以看出，對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我影響程度大小依次是運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)（0.167）＞年齡（0.067）＞從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間（-0.030），當(dāng)然，其他結(jié)構(gòu)性差異對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我作用方式及影響程度更大（剩余系數(shù)ε＝0.994）。

本研究還對(duì)運(yùn)動(dòng)員的家居住地、是否為獨(dú)生子女、從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間及所在省份等因素進(jìn)行差異檢驗(yàn)分析。結(jié)果顯示，這些因素對(duì)運(yùn)動(dòng)員的總體社會(huì)自我并不存在顯著性差異。在家庭居住地影響因素上，農(nóng)村（M＝3.381）＞城市（M＝3.366）＞縣城（M＝3.255）＞鄉(xiāng)鎮(zhèn)（M＝3.251）；在是否獨(dú)生子女影響因素上，非獨(dú)生子女（M＝3.34）略高于獨(dú)生子女（M＝3.35）；在年齡影響因素上，從圖3可以看出，在25歲時(shí)達(dá)到最高值；

圖2 影響運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我路徑圖

圖3 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我運(yùn)動(dòng)年齡發(fā)展趨勢(shì)曲線圖

5.3 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我平均水平參數(shù)表制定和等級(jí)劃分

鑒于本量表具有可靠的信度和效度，以隨機(jī)選取體工隊(duì)的運(yùn)動(dòng)員為樣本具有較高的代表性，為了完善對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的研究，為以后研究做一個(gè)參照，本研究制定了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我平均水平參數(shù)表，并將運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我平均水平參數(shù)劃分為4個(gè)等級(jí)。

5.3.1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我平均水平參數(shù)表初步制定

通過(guò)以上對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)探索研究可知，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的性別、運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)差異顯著，因此，建立了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、運(yùn)動(dòng)技術(shù)平均水平參數(shù)表（表11）。

5.3.2 參數(shù)表等級(jí)劃分

問(wèn)卷各有完全不符合、不符合、不確定、符合和完全符合5個(gè)答案計(jì)分分別為1、2、3、4、5或5、4、3、2、1（反向題記分），然后將每個(gè)因素的各題所得分?jǐn)?shù)相加得到每一因素的原始分?jǐn)?shù)，再對(duì)量表得分正態(tài)化，將個(gè)體在各個(gè)因素上的原始得分制成次數(shù)分布表，求各分組中點(diǎn)以下累加頻率為概率值查處相應(yīng)的Z分?jǐn)?shù)，然后將此標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化成參數(shù)等級(jí)分，即按“小于-σ”、“-σ～0”、“0～σ”、“大于σ”（即Z分?jǐn)?shù)“小于-1”、“-1～0”、“0～1”、“大于1”）的分組規(guī)則將各組分量表原始得分的標(biāo)準(zhǔn)分轉(zhuǎn)化為1～4個(gè)等級(jí)分。

表11 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、運(yùn)動(dòng)技術(shù)級(jí)別平均水平參數(shù)一覽表 （n＝195）

表12 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、健將級(jí)參數(shù)等級(jí)分布一覽表

表13 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、一級(jí)參數(shù)等級(jí)分布一覽表

表14 本研究運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、二級(jí)參數(shù)等級(jí)分布一覽表

6 討論

6.1 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)

運(yùn)動(dòng)員作為一個(gè)特殊的群體，他們的心理結(jié)構(gòu)、綜合素質(zhì)及職業(yè)人格等時(shí)刻會(huì)引起世人們的關(guān)注，而我國(guó)專業(yè)訓(xùn)練往往偏重于運(yùn)動(dòng)員的訓(xùn)練成績(jī)，對(duì)運(yùn)動(dòng)員自我社會(huì)屬性認(rèn)知和發(fā)展層面顯得十分薄弱。運(yùn)動(dòng)員在社會(huì)化的過(guò)程中得不到有效教育和引導(dǎo)，使自己迷失了方向，無(wú)數(shù)實(shí)例也證明了一系列的違背體育精神事件的發(fā)生看似偶然，其實(shí)也是必然，在一定程度上與運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我心理結(jié)構(gòu)的缺失有很大的關(guān)系，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我完善與發(fā)展成了解決偏差行為的有效路徑。本研究運(yùn)用理論與實(shí)證相結(jié)合的技術(shù)路線，探討了我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)構(gòu)成的理論內(nèi)涵。研究表明，該群體社會(huì)自我結(jié)構(gòu)是由家庭地位、人際威信、團(tuán)體地位、師徒關(guān)系、異性隊(duì)友關(guān)系、陌生人關(guān)系、角色認(rèn)知、角色體驗(yàn)及角色調(diào)節(jié)9個(gè)因素構(gòu)成。通過(guò)對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)的模型探索研究發(fā)現(xiàn)，9個(gè)維度對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的直接效應(yīng)大小存在一定的差異性，影響效應(yīng)大小依次為異性隊(duì)友關(guān)系（0.52）、陌生人關(guān)系（0.57）、家庭地位（0.58）、角色調(diào)節(jié)（0.59）、角色認(rèn)知（0.62）、角色體驗(yàn)（0.63）、人際威信（0.64）、團(tuán)體地位（0.67）、師徒關(guān)系（0.73）。其中，潛變量師徒關(guān)系到社會(huì)自我的路徑系數(shù)為0.73，對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的直接效應(yīng)最大。S·Jowelt［7］對(duì)12名奧運(yùn)會(huì)獎(jiǎng)牌獲得者研究中就表明了此觀點(diǎn)：良好的教練員、運(yùn)動(dòng)員關(guān)系對(duì)于精英運(yùn)動(dòng)員的個(gè)人性格成長(zhǎng)和運(yùn)動(dòng)水平提升都有非常重要的作用，師徒關(guān)系關(guān)系融洽可使運(yùn)動(dòng)員對(duì)訓(xùn)練和比賽產(chǎn)生積極的心理效應(yīng)。周偉良［13］在師徒論中認(rèn)為，在傳統(tǒng)社會(huì)“師徒如父子”，“一日為師，終身為父”這層關(guān)系就被血緣化、倫理化，同時(shí)體現(xiàn)出了這層關(guān)系的至高地位。教練員作為訓(xùn)練組織者、管理者、輔導(dǎo)者及運(yùn)動(dòng)員的良師益友等多重角色模式使得“師徒關(guān)系”成為競(jìng)技體育社會(huì)群體中最基本、最核心的關(guān)系，同樣成為衡量運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我發(fā)展水平的一個(gè)重要指標(biāo)。

6.2 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我差異

從研究結(jié)果來(lái)看，運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我在性別、運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)及運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目上存在顯著差異。其中，不同性別運(yùn)動(dòng)員在人際威信、團(tuán)體地位和角色調(diào)節(jié)因素上達(dá)到顯著性差異，這與我國(guó)社會(huì)文化中男女心理特點(diǎn)和社會(huì)角色不同有關(guān)。性別的差異決定了男運(yùn)動(dòng)員較女運(yùn)動(dòng)員更注重在角色地位和對(duì)自身處事能力和技巧的重視，其結(jié)果與國(guó)內(nèi)大學(xué)生社會(huì)自我相關(guān)研究［8］具有相同點(diǎn)，這可能與運(yùn)動(dòng)員在生活中扮演多種角色有一定的關(guān)系。運(yùn)動(dòng)員一走上運(yùn)動(dòng)場(chǎng)，他們扮演的是運(yùn)動(dòng)員角色，而回歸到社會(huì)生活中又要扮演起學(xué)生、朋友、子女等多種社會(huì)角色。多種社會(huì)角色決定了運(yùn)動(dòng)員也具有大學(xué)生相同的社會(huì)自我特征。不同運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)的運(yùn)動(dòng)員在師徒關(guān)系上表現(xiàn)出了顯著的差異，認(rèn)同鐘日升（2004）［14］的研究結(jié)果，即“在水平較高的運(yùn)動(dòng)隊(duì)中，運(yùn)動(dòng)員本身有較強(qiáng)的訓(xùn)練動(dòng)機(jī)，渴望獲取比賽勝利，教練員和運(yùn)動(dòng)員之間的關(guān)系普遍較好，而水平低的運(yùn)動(dòng)員對(duì)教練員的感情多為敬畏、害怕，與教練員缺乏有益的溝通”。從而不同運(yùn)動(dòng)等級(jí)的運(yùn)動(dòng)員在對(duì)待師徒關(guān)系的態(tài)度上表現(xiàn)出一定的差異性。不同運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)的運(yùn)動(dòng)員還在團(tuán)體地位、人際威信、角色認(rèn)知及角色調(diào)節(jié)中存在顯著的差異，說(shuō)明了在競(jìng)技體育“以成績(jī)?cè)捰⑿邸钡慕裉欤\(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)越高，不僅能贏得較高的角色地位，而且更能獲得信心和認(rèn)可，從而與他人建立良好的關(guān)系。整體發(fā)展水平情況為：一級(jí)＞健將＞二級(jí)，雖然健將級(jí)運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)技術(shù)水平較高，但與一級(jí)運(yùn)動(dòng)員相比可能由于多參與較高級(jí)別的競(jìng)賽，隨之產(chǎn)生的競(jìng)賽壓力和困難就較大，因此，健將級(jí)運(yùn)動(dòng)員要比一級(jí)運(yùn)動(dòng)員的社會(huì)自我水平低；而二級(jí)運(yùn)動(dòng)員一般都是相對(duì)年齡比較小，心理、生理方面都處于尚未成熟階段，因此，社會(huì)自我還處在低水平。不同運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員在角色技能和團(tuán)體地位上表現(xiàn)出一定的差異性。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，集體運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目是由多名運(yùn)動(dòng)員組成的，目標(biāo)的勝利不是某個(gè)運(yùn)動(dòng)員就可以取得的，而是通過(guò)團(tuán)隊(duì)全體成員一起努力、相互幫助、相互信任才能實(shí)現(xiàn)的，而個(gè)人項(xiàng)目目標(biāo)的取得完全靠個(gè)人的競(jìng)技能力水平的高低。兩類項(xiàng)目競(jìng)賽訓(xùn)練模式的不同使得集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員比個(gè)人項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員更注重對(duì)歸屬感、認(rèn)同感及角色感的體驗(yàn)，同時(shí)，也會(huì)更加注重在團(tuán)體中的位置。

6.3 運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我作用特征

從運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我年齡、從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間及運(yùn)動(dòng)技術(shù)作用特征分析上得出，其作用程度大小依次是運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)（0.167）＞年齡（0.067）＞從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間（-0.030）。張力為（1994）［15］在研究運(yùn)動(dòng)員賽前情緒與運(yùn)動(dòng)成績(jī)關(guān)系時(shí)表明，優(yōu)秀的運(yùn)動(dòng)員比一般運(yùn)動(dòng)員具有更為積極的心理特征，其中就說(shuō)明了運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)心理特征的影響作用。同樣，社會(huì)自我作為運(yùn)動(dòng)員心理結(jié)構(gòu)的一部分，其運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我的作用特征也是顯而易見(jiàn)的。運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)越高，角色地位、認(rèn)知及技巧得到較好的體現(xiàn)，繼而運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)對(duì)社會(huì)自我的作用程度最大（0.167）；年齡對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我作用程度為0.067。通過(guò)分析可以看出，隨著年齡的增長(zhǎng)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我發(fā)展大體呈先曲折后穩(wěn)步上升發(fā)展，在25歲時(shí)達(dá)到最高值。本研究調(diào)查的運(yùn)動(dòng)員年齡區(qū)間為16～25歲，平均年齡為19.7±2.79歲，按照埃里克森“八階段理論”，運(yùn)動(dòng)員都處在青少年期（12～18歲）或成年初期（18～25歲），是自我意識(shí)形成、自我同一性確立的關(guān)鍵時(shí)期，社會(huì)自我發(fā)展也呈現(xiàn)出曲折的變化態(tài)勢(shì)；從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間對(duì)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我出現(xiàn)了負(fù)作用特征（-0.030），這與我們預(yù)設(shè)的結(jié)論正好相反，但是通過(guò)對(duì)運(yùn)動(dòng)員所處的生活訓(xùn)練環(huán)境進(jìn)一步調(diào)查不難發(fā)現(xiàn)，我國(guó)專業(yè)隊(duì)運(yùn)動(dòng)員長(zhǎng)期生活在相對(duì)封閉的環(huán)境中，訓(xùn)練壓力較大，與外界社會(huì)接觸較少，在一定程度上影響著運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我水平。Coakley［18］單一認(rèn)同發(fā)展與外在控制模式指出，體育運(yùn)動(dòng)組織管理方式等社會(huì)因素會(huì)改變運(yùn)動(dòng)員的自我認(rèn)同和控制感。運(yùn)動(dòng)員從事運(yùn)動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)受這種環(huán)境、組織管理影響越大，這也是我國(guó)專業(yè)運(yùn)動(dòng)隊(duì)在培養(yǎng)優(yōu)秀運(yùn)動(dòng)員時(shí)值得考慮的問(wèn)題。

7 結(jié)論

1.本研究以社會(huì)自我為研究視角，根據(jù)運(yùn)動(dòng)員特殊運(yùn)動(dòng)情景研制相關(guān)量表并進(jìn)一步驗(yàn)證，得到我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我結(jié)構(gòu)及各子結(jié)構(gòu)對(duì)社會(huì)自我的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為：家庭地位（0.58）、人際威信（0.64）、團(tuán)體地位（0.67）、師徒關(guān)系（0.73）、異性隊(duì)友關(guān)系（0.52）、陌生人關(guān)系（0.57）、角色認(rèn)知（0.62）、角色體驗(yàn)（0.63）、角色調(diào)節(jié)（0.59）。

2.我國(guó)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我整體發(fā)展良好，多因素間的發(fā)展是不均衡的，在不同性別、不同運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)與不同運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目上存在顯著性差異，并由于運(yùn)動(dòng)情景特殊性表現(xiàn)出了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我特征。

3.本研究在證明問(wèn)卷結(jié)構(gòu)合理、信效度良好的情況下，基于對(duì)我國(guó)甘肅、重慶、四川、山東、貴州四省一市具有較高代表性的抽樣，并通過(guò)運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我發(fā)展特點(diǎn)的研究，制定了運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我性別、運(yùn)動(dòng)技術(shù)等級(jí)平均水平參數(shù)表，在此基礎(chǔ)上劃分為1～4個(gè)等級(jí)分。

4.【運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我量表】的個(gè)別因素信、效度還不夠理想，有待于進(jìn)一步修訂和完善，擴(kuò)大樣本量和運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目分布。運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我影響因素較多，且不是孤立的幾個(gè)相關(guān)因素組成，需要進(jìn)一步驗(yàn)證，還要在以后的研究工作中注重理論與實(shí)踐的結(jié)合，不斷改進(jìn)和完善運(yùn)動(dòng)員社會(huì)自我理論體系。

［1］郭峰.青少年社會(huì)自我問(wèn)卷修訂及西南地區(qū)常模編制［D］.西南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2006：2-24.

［2］侯杰泰，溫忠麟，成子娟.結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用［M］.北京：教育科學(xué)出版社，2004：178-185.

［3］榮泰生.AMOS與研究方法［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社.2009：129-229.

［4］吳明隆.SPSS統(tǒng)計(jì)應(yīng)用實(shí)務(wù)［M］.北京：中國(guó)鐵道出版社，2001：1-54.

［5］吳明隆.AMOS的操作與應(yīng)用［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社，2009：102-230.

［6］溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)：擬合指數(shù)與卡方準(zhǔn)則［J］.心理學(xué)報(bào)，2004，36（2）：186-194.

［7］汪向東，王希林.心理衛(wèi)生評(píng)定量表手冊(cè)（增刊）［M］.北京：中國(guó)心理衛(wèi)生雜志社，1999：310-314.

［8］楊興鵬.大學(xué)生社會(huì)自我問(wèn)卷編制及西南地區(qū)常模制定［D］.西南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2007：22.

［9］張大均.當(dāng)代中國(guó)青少年心理問(wèn)題及教育對(duì)策［M］.成都：四川教育出版社，2010：19-34.

［10］趙麗霞.青少年社會(huì)自我發(fā)展特點(diǎn)研究［D］.西南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2003：4.

［11］鄭旗，李吉慧.現(xiàn)代體育科學(xué)研究的理論與方法［M］.北京：人民體育出版社，2001：29-99.

［12］周潔.大五人格問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度分析［J］.社會(huì)心理科學(xué)，2010，25（1）：26.

［13］周偉良.師徒論—傳統(tǒng)武術(shù)的一個(gè)文化現(xiàn)象詮釋［J］.北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，27（5）：26-27.

［14］鐘日升.我國(guó)教練員與運(yùn)動(dòng)員關(guān)系現(xiàn)狀的分析及教練員角色定位與對(duì)策［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2004，38（6）：172.

［15］張力為，馬啟偉.賽前情緒與運(yùn)動(dòng)成績(jī)［J］.北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)，1992，17（3）：24.

［16］張向葵，田錄梅，暴占光，等.男女兩性在文化震蕩、心理健康及其關(guān)系中的差異比較［J］.心理科學(xué)，2006，29（2）：336-340.

［17］NUNNALLY J C.Psychometric Theory［M］.N.Y：McGraw.Hill，1978：45.

［18］COAKLEY J.Burnout among adolescent athletes：A personal failure or social problem［J］.Soc Sport J，1992，37（2）：271-284.

［19］FOX K R，CORBIN C B.The psychology Self-Perception Profile：Development and Preliminary validation［J］.J Sport Exe Psychol，1989，27（4）：419-429.

［20］SHEK DTL.A longitudinal study of perceived parental psychological control and psychological well-being in Chinese adolescents in Hong Kong［J］.J Clinical Psychol，2007，63（1）：1-19.