我國專業運動員社會自我結構及相關性研究

梁建平，任貞玲，董德龍

1 引言

社會自我（social self-concept）作為自我概念的重要組成部分，是指個體對自己在社會生活中所擔任各種角色的知覺，包括對各種角色關系、角色地位及角色技能的認知和評價［9］。這一概念的研究最早可追溯到自我概念的問世與發展，其中，美國心理學家W.James（1890）將自我分為經驗客體我（me）和環境主體行動我（I），然而將客體我（me）的第二種成分稱為社會我（social self），指我們如何被他人認可和關注。美國心理學家Fitts（1965）認為，社會自我反映受試者與他人交往中的價值觀和勝任感［1］。Shavelson（1976）提出的多維度、多層次自我概念中，社會自我是指個體對自己社會勝任的感知。國內心理學家黃希庭（2001）認為，社會自我就是個體對自己社會屬性的意識。社會自我概念包括自己人際交往狀況認知和自身社會角色認知兩層內容。因此，社會自我不僅包括我們所占有的社會地位和所扮演的角色，更重要的是在人際交往中我們所認為的被認可和關注的方式。個體對自己社會自我的反應和整合在其社會化過程中起著非常重要的作用。社會心理學家海德［10］（heider，1958）認為，人們有一種理解和控制環境、預見他人行為的基本需要，只要這樣個人才能更好的在復雜多變的社會中生活，良好的心理控制感是建立在積極的自我評價基礎之上的，只有個體首先形成積極的自我評價，才能產生相應的心理控制感。國內學者趙麗霞［10］也發現，積極地社會自我與社會適應性心理品質密切相關。

運動員在訓練競賽生活中面臨著更多的問題和挑戰，從心理學的角度來講，屬于高應激性人群，其心理發展水平越來越引起訓練學者的關注。有關資料顯示，自1994年廣島亞運會中國11名運動員被檢測出二氫睪酮呈陽性，到2008年7月2日摔跤運動員和他的教練因服用違禁藥物被終身禁賽，興奮劑如同競技體育的“魔咒”，一直屢禁不止。近日“王濛事件”的發生，再次引發人們對運動員體育職業道德和行為方向偏離體育所倡導精神的問題進行深入的思考。究其原因，這在很大程度上與我國專業運動員心理控制感差、社會化水平低下、缺乏正確的社會屬性認知和定位有關。運動員社會自我系統化研究不僅是促進運動員社會化的需要，也是維護心理健康的迫切需要。提高競技體育運動員這一特殊專業群體的道德修養，塑造健全的運動員人格及構建健康的體育生態環境一直是各級體育部門努力開展的重要教育工作內容。從對人的全面培養的基本要求來看，運動員的訓練生活環境對他們的培養最終不能脫離人全面發展的規律。正確的社會屬性認知和定位不僅是運動員良好人格塑造、和諧人際關系形成及多元社會支持建立的需要，更是運動員身心健康培養不可或缺的重要教育引導環節。由此看來，運動員社會自我的培養是運動員個體社會屬性意識能力構建的重要內容。

鑒于此，本研究試圖圍繞我國運動員社會自我結構的實際，研究我國運動員社會自我狀況及“社會自我”衍生出的行為和結果對運動員的心理健康水平所起的相關作用。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

以我國部分?。ㄊ校I運動員為研究對象（重慶體工隊、貴州省體工隊、甘肅省體工隊、四川省體工隊），隨機發放【運動員社會自我量表】210份，有效回收195份，其中，男運動員103名，女運動員92名；年齡區間為16～25歲，平均年齡為19.7±2.79歲。專業構成：田徑、籃球、跆拳道、射擊、游泳、排球；運動級別組成：國家健將級運動員占31.77％，國家一級運動員為34.87％，國家二級運動員占33.85％；平均訓練年限為4.87±3.15年。

2.2 研究方法

2.2.1 問卷調查

研究首先編寫訪談提綱，以半結構式訪談為主對部分省（市）體工隊運動員進行訪談，獲取該群體社會自我的第一手資料，并對訪談結果進行編碼。同時在研究整理的基礎上，借鑒了國內外相關研究成果并根據運動員特殊情景進行修改和補充，完成了【運動員社會自我量表】的初次量表結構設計。根據心理學編制量表標準，對初測量表進行題目的篩選、跨樣本效度、信度驗證，均達到統計學要求，最后得到正式的【運動員社會自我量表】。量表設計采用Likert 5級記分方法進行計分，“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。根據實際情況憑進行作答，并完成信、效度檢驗：信度為0.811，各因素之間的相關在0.108～0.455之間，從而完成對運動員的施測，建立有效數據庫。

2.2.2 數理統計

運用SPSS 17.0與AMOS 7.0統計軟件對收集的有效數據進行篩選與分析。

2.2.3 訪談

以專家座談的方式，對我國運動員社會自我特點進行討論，并對本研究的理論結構假設進行探討，提出相關修改意見。

3 運動員社會自我量表的研制

3.1 運動員社會自我量表的初步設計

3.1.1 運動員社會自我理論假設結構認識

如同自我概念的結構一樣，社會自我經歷了從單維結構理論模型、多維多階段理論模型向多維度多層次理論模型的發展階段。如今，社會自我概念具有自己獨立的結構要素，檢索相關研究可知，國外以Shavelson（1976）為代表的，從人際交往、社會關系角度構建的社會自我維度“關系模型”和以Edward（1970）為代表的，從個體社交能力、技巧及其角色地位方面構建的社會自我“角色能力模型”。在國內，張大均（2003）等人對青少年社會自我的結構進行系統研究后確立了親子關系、兄弟姐妹關系、師生關系、異性同學關系、鄰里關系、陌生人關系、家庭地位、班級地位、同伴地位、角色體驗、角色技能、團體意識12個因素。本研究結合前期學者對社會自我理論的研究，并根據運動員特殊運動情景，提出運動員社會自我理論假設結構，理論假設結構涉及到角色地位、角色關系和角色技能3個方面的問題，確立了運動員社會結構包括家庭地位、人際威信、團體地位、師徒關系、異性隊友關系、陌生人關系、角色認知、角色體驗、角色調節9個因素。

3.1.2 題項編制

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

量表題項來源于3部分：1）根據社會自我的內容架構以及開放式問卷（開放式問卷的被試對象由30名運動員組成，其中，健將、一級、二級運動員分別為10名）的分析結果編寫題目。2）在理論結構的基礎上參照國內、外已有權威心理量表：Helmreich和Stapp（1974）編制的【Texas Social Behavior Inventony】、Nunnally（1978）編制的【社會自我概念量表（SSCS）】、張大均（2009年）編制的【青少年學生社會自我問卷（ASSC問卷）】、楊興鵬（2007年）編制的《大學生社會自我問卷》，并根據運動員這個特殊群體的運動情景對題項進行了修改和補充，根據心理學編制量表標準，對初測量表進行題目的篩選、跨樣本效度、信度檢驗，均達到統計學要求，編制了運動員社會自我量表的預測題項55個。3）專家對量表的語言的表達是否適合于運動員的理解能力題項進行修正和補充。通過以上量表編制程序得到由9個因素44個題目組成的【運動員社會自我量表】的初次測試條目。

3.2 問卷初測與題項篩選

3.2.1 問卷的初測

初測的被試對象主要來自于重慶市體工隊運動員和部分在校大學生運動員，發放問卷180份，回收167份，回收率92.78％，其中，有效問卷153份，有效率為85％。本研究對回收的有效問卷的數據進行3輪的篩選過程。

3.2.2 第1輪篩選

第1輪篩選主要從量表的信度來進行考察，采用Cronbach Alpha一致性系數，經SPSS 17.0對初測量表信度進行分析表明，初測量表的克隆巴赫α系數在0.49～0.73之間，從總體上來說量表的內部一致性不高。通過進一步對量表項目的分析，發現某些題項存在區分度低、題總相關也較小、題間存在交叉現象，說明量表需要進一步修訂。

3.2.3 第2輪篩選

第2輪篩選主要根據9個因素的克隆巴赫α系數和題項的相關性是否顯著進行分析。經過SPSS 17.0分析表明，所有初測量表9個因素的克隆巴赫α系數在0.63～0.81之間，說明經第1輪條目篩選后，各分量表的信度有較大的提高，而分別對9個因素中的題項進行相關性顯著分析時，部分題項的相關性差異不顯著，量表還需進一步進行條目修訂。

3.2.4 第3輪篩選

第3輪篩選主要是從量表的題項、理論結構假設的調整方面進行修正，篩選過程中主要是根據刪除題總相關小于0.4的條目［4］、因子載荷的大小與理論構想的完整性進行量表修訂（篩選過程主要是在項目分析與探索性分析中完成）。

3.3 項目分析

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

3.4 探索性因素分析

經過項目分析后，運用KMO樣本適合性檢驗（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of sampling Adequacy）和巴特利球形檢驗（Bartlett Test Sphericity）方法對數據進行適合性檢驗。本研究通過分析得到所測數據的KMO＝0.765，Chi-Square＝1141.068，P＜0.01，以上指標表明該數據適合進行因素分析。在因素分析過程中，先采用主成分分析法（Principal factor analysis，簡稱PFA）中的相關性矩陣分析抽取了公共因子，求得初始因素負荷矩陣，再采用正交旋轉中的最大方差法旋轉因素負荷矩陣。確定因素數目還參照：1）因素的特征值≥1；2）因素要符合卡特爾“陡階”原則；3）每個因素至少包括3個項目。通過數據分析提取9個因素，符合假設構想，量表累積貢獻率為64.499％。最后確定【運動員社會自我量表】由9個因素31個題目構成的正式量表，其中，9個維度分別為F1家庭地位（4個題項）、F2人際威信（4個題項）、F3團體地位（4個題目）、F4師徒關系（4個題項）、F5異性隊友關系（3個題項）、F6陌生人關系（3個題項）、F7角色認知（3個題項）、F8角色體驗（3個題項）、F9角色調節（3個題項），正式量表的題項及因子載荷如表1所示。

3.5 【運動員社會自我量表】的信、效度檢驗

為了檢驗【運動員社會自我量表】的信效度，本研究在重慶市體工隊、甘肅體工隊、四川體工隊、貴州體工隊及山東體工隊共抽取210名運動員為測試對象，回收有效問卷195份，有效回收率為92.86％。

3.5.1 【運動員社會自我量表】的信度檢驗

信度是指測驗的可靠程度，它表現為測量結果的一貫性、一致性、再現性和穩定性。根據研究的需要采用Cronbach Alpha系數來測量量表的內部一致性，計算總分的一致性系數和各分量表的一致性系數，得到信度檢驗的結果（表2）各量表信度在0.518～0.755之間，總量表信度為0.811，說明該量表達到統計學要求。

3.5.2 【運動員社會自我量表】的效度檢驗

3.5.2.1 內容效度

內容效度涉及題項取樣的充分性問題，是一個特定的題項集合對一個內容范疇的反映程度［12］。本量表的題項是在開放式問卷調查和文獻分析基礎上，采納了重慶部分高校教師的建設性意見后，再由體育學和心理學方面的專家評定和審查，確保量表具有較好的內容效度。

表1 本研究【運動員社會自我量表】因素負荷一覽表

表2 本研究【運動員社會自我量表】各維度克隆巴赫系數一覽表

3.5.2.2 結構效度

結構效度又是指測驗能夠測量到假設性的理論結構或心理特質的程度。一般統計學上對結構效度檢驗方法主要有兩種：一是因素相關分析，即計算量表各維度之間、維度與總體之間的相關程度；二是驗證性因素分析。本研究首先對量表各維度間以及維度與總量表間進行了相關分析（表3），修訂后的運動員社會自我問卷各因素之間的相關在0.108～0.455之間，大部分因素間的相關都在0.1～0.4之間，各因素與問卷總分的相關全部在0.30～0.80之間，根據心理學家Tuker的理論，項目與測驗總分的相關在0.30～0.80之間，因子之間的相關在0.10～0.60之間，表明測驗的效度是令人滿意的［12］。從因素相關分析結果來看，量表已初步具有較好的結構效度。

為了進一步驗證運動員社會自我問卷結構與實際數據的擬合度，通過AMOS 7.0統計軟件，采用ML（Maximum likelihood estimation）最大似然估計法對原始數據矩陣進行驗證性分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）。在驗證性因素分析中，本研究采用的檢驗指標為：1）卡方值與自由度之比（X2/df），一般而言，X2/df＜2時，表示假設模型的試配度較佳（Carmine和Mclcer，1981）［8］。2）基于總體差距的指數，總體差距量數是通過檢驗模型在總體中適合性而獲得的，RMSEA值通常被視為最重要的適配指標信息。若RMSEA數值等于0.08是模型契合度可以接受的門坎，其數值若小于0.05，表示模型的適配度良好［3］。3）增值適配度指數，將待檢驗的假設理論模型與基準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個指標值判別適配的標準均為0.9以上［6］。從表4中的數據可以看出，運動員社會自我問卷結構模型的擬合指標都滿足了擬合優度得條件，再次驗證了運動員社會自我結構的理論構想假設。

表3 本研究【運動員社會自我量表】各維度與總量表之間相關一覽表

表4 本研究運動員社會自我結構模型擬合指標一覽表

4 運動員社會自我結構探索研究

本研究通過對運動員社會自我結構因素分析發現，運動員社會自我結構是成立的。在此基礎上選取部分體工隊運動員為實證對象，進行運動員社會自我結構關聯分析，試圖探討9個不同維度（因素）在社會自我中關聯度，以便更好的反映運動員社會自我體系中各維度在社會自我的貢獻率大小。結果表明，本研究研制的【運動員社會自我量表】的測試結果與理論假設模型能較好的擬合（表5），各項擬合指標均達到統計學要求，說明該研究假設的運動員社會自我結構關聯模型是成立的。圖1所體現的為直接效應（它反映原因變量對結果變量的直接影響），從圖1中可以看出，家庭地位、人際威信、團體地位、師徒關系、異性隊友關系、陌生人關系、角色認知、角色體驗、角色調節與社會自我間的關聯度，其大小等于原因變量到結果變量路徑系數的大小。譬如，潛變量家庭地位到社會自我的路徑系數為0.58（標準化后的系數），所以，家庭地位對社會自我的直接效應系數為0.58。這就說明在其他因素或條件不變時，家庭地位每提升一個單位，社會自我水平將提高0.58個單位。師徒關系這一因素（潛變量）對社會自我的作用效應最多，貢獻率最大，這與運動員現實中的社會自我測量度基本相吻合。因此，該關聯模型能較好的體現出各因素對運動員社會自我的影響程度，具有一定的實效性（因關聯模型太大，故將各因素之間的標準化路徑系數制定表格；表6）。

表5 本研究運動員社會自我結構關聯模型擬合指標一覽表

圖1 運動員社會自我結構關聯模型路徑圖（Standardized estimates）

表6 標準化路徑系數一覽表

5 運動員社會自我的相關分析

5.1 運動員社會自我的基本情況

以運動員性別、運動項目、運動技術等級為自變量，以運動員社會自我水平為因變量進行多因素方差分析，以探討運動員社會自我發展基本情況。從表7分析結果可以看出，運動員社會自我水平的性別主效應、運動項目主效應及運動技術等級主效應顯著（F＝4.360，P＜0.05；F＝4.040，P＜0.05；F＝5.654，P＜0.001）。在運動員社會自我各因素之間的交互作用上，均沒達到顯著效應。Eta平方其對應值大小排序為Eta2性別＊運動項目＊運動技術等級＝0.25＞Eta2運動項目＊運動技術等級＝0.21＞Eta2性別＊運動技術等級＝0.19＞Eta2性別＊運動項目＝0.17＞Eta2運動技術等級＝0.08＞Eta2性別＝0.07＞Eta2運動項目＝0.02，其中，性別＊運動項目＊運動技術等級對運動員社會自我影響程度最大。以9個因素的平均值進行配對樣本t檢驗，結果顯示，除了家庭地位與師徒關系（t＝0.584，P＝0.560）、人際威信與角色調節（t＝0.426，P＝0.671）、角色認知與角色調節（t＝1.021，P＝0.309）3對因素差異不顯著外，其余33對因素都達到顯著性水平。由此可見，運動員社會自我多因素間的發展是不均衡的。

表7 本研究運動員社會自我多因素方差分析一覽表

5.1.1 不同性別運動員社會自我結構的分析

從表8中可知，運動員社會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）、團體地位（t＝2.557，P＜0.01）和角色調節（t＝2.571，P＜0.05）3個因素上達到顯著差異水平，且3個因素得分上男運動員都高于女運動員；其中，男、女運動員在師徒關系因素上平均得分較高，且女運動員平均得分比男運動員高，但未達到顯著（t＝1.360，P＞0.05），說明男、女運動員對師徒關系的態度存在一致性，只是女運動員感情比較細膩，更容易處理好與教練員的關系；女運動員在陌生人關系和異性隊友關系上要優于男運動員；男、女運動員在角色認知、角色體驗及角色調節上都處于中等偏上水平，在競賽日益激烈和賽事不斷增加的今天，運動員已逐漸認識到角色技能的重要性。

表8 本研究運動員社會自我性別差異檢驗一覽表

5.1.2 不同運動技術等級運動員社會自我結構的分析

運動技術等級是運動員通過系統訓練后，在規定的比賽中取得成績并達到相應標準時獲得的等級稱謂，在一定程度上代表著運動員的競技運動水平的高低。運動員技術等級也是運動員實現社會自我，獲得肯定的有效路徑之一。從分析結果可以看出（表9），健將級、一級和二級運動員除了在家庭地位（F＝1.348，P＞0.05）、異性隊友關系（F＝4.172，P＞0.05）及角色體驗（F＝2.849，P＞0.05）3個因素沒有達到顯著差異外，其余各因素都到了顯著性差異，在量表總分上也達到了顯著，說明運動員社會自我的整體發展水平在運動技術等級上存在差異，整體發展水平情況為：一級＞健將＞二級。其中，健將級運動員在家庭地位、人際威信及團體地位中得分較高；在師徒關系、異性隊友關系及陌生人關系上也顯示出了運動技術等級越高，越能獲得自信和認可，運動員社會自我水平越高。

5.1.3 不同運動項目運動員社會自我結構的分析

按照運動訓練學最基本的分類方法將所測運動員運動項目分成個人項目和集體項目，以各因素平均值與量表總均值為因變量進行獨立樣本t檢驗，結果顯示（表10），運動員社會自我在運動項目上存在顯著性差異，其中，團體地位（t＝2.128，P＜0.05）、角色認知（t＝2.654，P＜0.01）、角色體驗（t＝-2.561，P＜0.05）和角色調節（t＝5.678，P＜0.01）上存在顯著性差異，集體運動項目得分高于個人項目得分，兩類運動項目不同的訓練取勝模式造成了運動員社會自我發展的差異。集體項目運動員在角色技能要高于個人項目運動員，且表現出差異顯著，由于訓練、競賽特點、環境的差異，對運動員的心理影響是不一樣的。在與陌生人關系上，個人項目運動員要比集體項目運動員低0.376，在一定程度上說明了長期交際、訓練在集體環境中的運動員更易與陌生人的相處。

表9 本研究運動員社會自我運動技術等級差異檢驗一覽表

表10 本研究運動員社會自我運動項目差異檢驗一覽表

5.2 其他因素對運動員社會自我作用特征

本研究為更明確年齡、從事運動時間及運動技術等級對運動員社會自我作用方式及程度，通過相關分析，可提出假設：運動員的年齡（x1）、從事運動時間（x2）及運動技術等級（x3）在一定程度上影響著運動員的社會自我水平（y），而運動技術等級又受年齡和從事運動時間的影響，因此，將運動技術等級看作是中間變量，將變量之間的關系繪成路徑圖（圖2），然后通過多元統計中enter法分別計算得到標準化回歸方程及相應的路徑系數和剩余系數ε，并用多元回歸標準回歸系數的檢驗方法逐一檢驗各路徑系數與零的差異是否顯著，刪除各回歸方程中無統計學意義的路徑系數所對應的路徑后（α＝0.05），重新建立路徑標準回歸方程：y＝0.067x1-0.030x2＋0.167x3＋0.994。從回歸方程及圖2可以看出，對運動員社會自我影響程度大小依次是運動技術等級（0.167）＞年齡（0.067）＞從事運動時間（-0.030），當然，其他結構性差異對運動員社會自我作用方式及影響程度更大（剩余系數ε＝0.994）。

本研究還對運動員的家居住地、是否為獨生子女、從事運動時間及所在省份等因素進行差異檢驗分析。結果顯示，這些因素對運動員的總體社會自我并不存在顯著性差異。在家庭居住地影響因素上，農村（M＝3.381）＞城市（M＝3.366）＞縣城（M＝3.255）＞鄉鎮（M＝3.251）；在是否獨生子女影響因素上，非獨生子女（M＝3.34）略高于獨生子女（M＝3.35）；在年齡影響因素上，從圖3可以看出，在25歲時達到最高值；

圖2 影響運動員社會自我路徑圖

圖3 運動員社會自我運動年齡發展趨勢曲線圖

5.3 運動員社會自我平均水平參數表制定和等級劃分

鑒于本量表具有可靠的信度和效度，以隨機選取體工隊的運動員為樣本具有較高的代表性，為了完善對運動員社會自我的研究，為以后研究做一個參照，本研究制定了運動員社會自我平均水平參數表，并將運動員社會自我平均水平參數劃分為4個等級。

5.3.1 運動員社會自我平均水平參數表初步制定

通過以上對運動員社會自我結構探索研究可知，運動員社會自我的性別、運動技術等級差異顯著，因此，建立了運動員社會自我性別、運動技術平均水平參數表（表11）。

5.3.2 參數表等級劃分

問卷各有完全不符合、不符合、不確定、符合和完全符合5個答案計分分別為1、2、3、4、5或5、4、3、2、1（反向題記分），然后將每個因素的各題所得分數相加得到每一因素的原始分數，再對量表得分正態化，將個體在各個因素上的原始得分制成次數分布表，求各分組中點以下累加頻率為概率值查處相應的Z分數，然后將此標準分數轉化成參數等級分，即按“小于-σ”、“-σ～0”、“0～σ”、“大于σ”（即Z分數“小于-1”、“-1～0”、“0～1”、“大于1”）的分組規則將各組分量表原始得分的標準分轉化為1～4個等級分。

表11 本研究運動員社會自我性別、運動技術級別平均水平參數一覽表 （n＝195）

表12 本研究運動員社會自我性別、健將級參數等級分布一覽表

表13 本研究運動員社會自我性別、一級參數等級分布一覽表

表14 本研究運動員社會自我性別、二級參數等級分布一覽表

6 討論

6.1 運動員社會自我結構

運動員作為一個特殊的群體，他們的心理結構、綜合素質及職業人格等時刻會引起世人們的關注，而我國專業訓練往往偏重于運動員的訓練成績，對運動員自我社會屬性認知和發展層面顯得十分薄弱。運動員在社會化的過程中得不到有效教育和引導，使自己迷失了方向，無數實例也證明了一系列的違背體育精神事件的發生看似偶然，其實也是必然，在一定程度上與運動員社會自我心理結構的缺失有很大的關系，運動員社會自我完善與發展成了解決偏差行為的有效路徑。本研究運用理論與實證相結合的技術路線，探討了我國運動員社會自我結構構成的理論內涵。研究表明，該群體社會自我結構是由家庭地位、人際威信、團體地位、師徒關系、異性隊友關系、陌生人關系、角色認知、角色體驗及角色調節9個因素構成。通過對運動員社會自我結構的模型探索研究發現，9個維度對運動員社會自我的直接效應大小存在一定的差異性，影響效應大小依次為異性隊友關系（0.52）、陌生人關系（0.57）、家庭地位（0.58）、角色調節（0.59）、角色認知（0.62）、角色體驗（0.63）、人際威信（0.64）、團體地位（0.67）、師徒關系（0.73）。其中，潛變量師徒關系到社會自我的路徑系數為0.73，對運動員社會自我的直接效應最大。S·Jowelt［7］對12名奧運會獎牌獲得者研究中就表明了此觀點：良好的教練員、運動員關系對于精英運動員的個人性格成長和運動水平提升都有非常重要的作用，師徒關系關系融洽可使運動員對訓練和比賽產生積極的心理效應。周偉良［13］在師徒論中認為，在傳統社會“師徒如父子”，“一日為師，終身為父”這層關系就被血緣化、倫理化，同時體現出了這層關系的至高地位。教練員作為訓練組織者、管理者、輔導者及運動員的良師益友等多重角色模式使得“師徒關系”成為競技體育社會群體中最基本、最核心的關系，同樣成為衡量運動員社會自我發展水平的一個重要指標。

6.2 運動員社會自我差異

從研究結果來看，運動員社會自我在性別、運動技術等級及運動項目上存在顯著差異。其中，不同性別運動員在人際威信、團體地位和角色調節因素上達到顯著性差異，這與我國社會文化中男女心理特點和社會角色不同有關。性別的差異決定了男運動員較女運動員更注重在角色地位和對自身處事能力和技巧的重視，其結果與國內大學生社會自我相關研究［8］具有相同點，這可能與運動員在生活中扮演多種角色有一定的關系。運動員一走上運動場，他們扮演的是運動員角色，而回歸到社會生活中又要扮演起學生、朋友、子女等多種社會角色。多種社會角色決定了運動員也具有大學生相同的社會自我特征。不同運動技術等級的運動員在師徒關系上表現出了顯著的差異，認同鐘日升（2004）［14］的研究結果，即“在水平較高的運動隊中，運動員本身有較強的訓練動機，渴望獲取比賽勝利，教練員和運動員之間的關系普遍較好，而水平低的運動員對教練員的感情多為敬畏、害怕，與教練員缺乏有益的溝通”。從而不同運動等級的運動員在對待師徒關系的態度上表現出一定的差異性。不同運動技術等級的運動員還在團體地位、人際威信、角色認知及角色調節中存在顯著的差異，說明了在競技體育“以成績話英雄”的今天，運動技術等級越高，不僅能贏得較高的角色地位，而且更能獲得信心和認可，從而與他人建立良好的關系。整體發展水平情況為：一級＞健將＞二級，雖然健將級運動員運動技術水平較高，但與一級運動員相比可能由于多參與較高級別的競賽，隨之產生的競賽壓力和困難就較大，因此，健將級運動員要比一級運動員的社會自我水平低；而二級運動員一般都是相對年齡比較小，心理、生理方面都處于尚未成熟階段，因此，社會自我還處在低水平。不同運動項目的運動員在角色技能和團體地位上表現出一定的差異性。進一步分析發現，集體運動項目是由多名運動員組成的，目標的勝利不是某個運動員就可以取得的，而是通過團隊全體成員一起努力、相互幫助、相互信任才能實現的，而個人項目目標的取得完全靠個人的競技能力水平的高低。兩類項目競賽訓練模式的不同使得集體項目運動員比個人項目運動員更注重對歸屬感、認同感及角色感的體驗，同時，也會更加注重在團體中的位置。

6.3 運動員社會自我作用特征

從運動員社會自我年齡、從事運動時間及運動技術作用特征分析上得出，其作用程度大小依次是運動技術等級（0.167）＞年齡（0.067）＞從事運動時間（-0.030）。張力為（1994）［15］在研究運動員賽前情緒與運動成績關系時表明，優秀的運動員比一般運動員具有更為積極的心理特征，其中就說明了運動技術等級心理特征的影響作用。同樣，社會自我作為運動員心理結構的一部分，其運動技術等級對運動員社會自我的作用特征也是顯而易見的。運動技術等級越高，角色地位、認知及技巧得到較好的體現，繼而運動技術等級對社會自我的作用程度最大（0.167）；年齡對運動員社會自我作用程度為0.067。通過分析可以看出，隨著年齡的增長運動員社會自我發展大體呈先曲折后穩步上升發展，在25歲時達到最高值。本研究調查的運動員年齡區間為16～25歲，平均年齡為19.7±2.79歲，按照埃里克森“八階段理論”，運動員都處在青少年期（12～18歲）或成年初期（18～25歲），是自我意識形成、自我同一性確立的關鍵時期，社會自我發展也呈現出曲折的變化態勢；從事運動時間對運動員社會自我出現了負作用特征（-0.030），這與我們預設的結論正好相反，但是通過對運動員所處的生活訓練環境進一步調查不難發現，我國專業隊運動員長期生活在相對封閉的環境中，訓練壓力較大，與外界社會接觸較少，在一定程度上影響著運動員社會自我水平。Coakley［18］單一認同發展與外在控制模式指出，體育運動組織管理方式等社會因素會改變運動員的自我認同和控制感。運動員從事運動時間越長受這種環境、組織管理影響越大，這也是我國專業運動隊在培養優秀運動員時值得考慮的問題。

7 結論

1.本研究以社會自我為研究視角，根據運動員特殊運動情景研制相關量表并進一步驗證，得到我國運動員社會自我結構及各子結構對社會自我的標準化路徑系數為：家庭地位（0.58）、人際威信（0.64）、團體地位（0.67）、師徒關系（0.73）、異性隊友關系（0.52）、陌生人關系（0.57）、角色認知（0.62）、角色體驗（0.63）、角色調節（0.59）。

2.我國運動員社會自我整體發展良好，多因素間的發展是不均衡的，在不同性別、不同運動技術等級與不同運動項目上存在顯著性差異，并由于運動情景特殊性表現出了運動員社會自我特征。

3.本研究在證明問卷結構合理、信效度良好的情況下，基于對我國甘肅、重慶、四川、山東、貴州四省一市具有較高代表性的抽樣，并通過運動員社會自我發展特點的研究，制定了運動員社會自我性別、運動技術等級平均水平參數表，在此基礎上劃分為1～4個等級分。

4.【運動員社會自我量表】的個別因素信、效度還不夠理想，有待于進一步修訂和完善，擴大樣本量和運動項目分布。運動員社會自我影響因素較多，且不是孤立的幾個相關因素組成，需要進一步驗證，還要在以后的研究工作中注重理論與實踐的結合，不斷改進和完善運動員社會自我理論體系。

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