中國網球運動員情緒智力理論模型構建與量表編制

趙明楠 蔣昊圻 祁 兵 楊 軍

（1 天津體育學院，天津 301617；2 河南大學體育學院，開封 475001；3 北京體育大學，北京 100084）

1 引言

首先，運動員情緒智力研究中的理論模型不一致。目前主流的情緒智力模型有Mayer 等人的能力模型、Bar-on 和Goleman 的混合模型以及Petrides等人的特質模型。能力論者認為情緒智力的內涵是以情緒認知能力和情緒行為能力為主，混合論和特質論則認為情緒智力應該包含情緒、人格、社會技能等因素（王曉鈞 等，2013）。運動領域研究常把情緒智力比作一種特質（Rodriguez-Romo et al.，2021），但特質模型中除了情緒因素外還加入了人格等其他因素，這使它研究范圍遠大于比賽場景，缺少對單一環境研究的針對性。而Mayer 等人的情緒智力能力模型則被認為更加適用于運動領域（Crombie et al.，2009）。將情緒智力作為一種技能，運動員通過學習和練習能夠提高自己的情緒智力，反過來，情緒智力又可以幫助運動員和運動隊提高心理技能和運動成績（Kopp ＆ Jekauc，2018）。

其次，目前體育領域中的情緒智力測量工具多為普通情緒智力量表（Crombie et al.，2009），比如體育學科中常用的MSCEIT，TEIQue，Bar-on EQ-i等7 種不同的測量工具（Laborde et al.，2016）。情緒智力在體育科學領域的實際意義在于它對運動表現、訓練動機等因素的可預測性，但是目前研究使用的測量工具卻極少考慮到運動具體情景，尤其是缺乏項目內的專項情緒智力量表，這大大忽視了項目特點對測量結果的影響。而影響運動表現的情緒智力關鍵能力往往體現在具體情景中，例如，在網球比賽中常有因摔拍子或辱罵對手而導致罰分甚至禁賽的情況，直接影響了比賽結果，這表明了情緒控制和情緒表達能力的重要性；在對手產生非受迫性失誤或丟失關鍵分后，若能敏感地察覺到對手的沮喪情緒并繼續施壓，則會對對手的信心和狀態產生巨大打擊，這體現了情緒感知和評價能力；反之，若能及時察覺自己的失態并及時調整，則會大大降低不理智處理球的行為，這正是情緒調控能力的體現。這些在真實比賽情景中表現出的情緒智力具體能力是在普通情緒智力測試中無法體現的。

近些年隨著情緒智力研究的逐步深入，越來越多的專項情緒智力量表出現（陳文峰，2017；李南，2017），但網球項目中的情緒智力量表尚未被編制。相比其它運動，網球項目有一些獨特之處，它對運動員個人獨立參賽的能力要求更高，運動員需要在無教練指導的條件下獨立作出比賽決策，且比賽持續時間長而局間和盤間休息時間短，這要求運動員需要具備快速調整情緒和穩定情緒的能力。因此本文將以網球比賽情景為基礎，以網球運動員為調查對象，以期對網球比賽情景下運動員的情緒智力進行深入探討，為運動員心理訓練和運動表現預測提供測量工具和理論支持。

2 問卷編制過程

2.1 網球運動員情緒智力理論模型的構建

1990 年，Mayer 和Salovey 首次提出情緒智力理論，將之定義為：覺察自我與他人的情感和情緒，識別并使用情緒信息引導思維和行為的能力（Mayer et al.，1990）。隨著Mayer 等人對情緒智力研究的不斷深入，其理論模型也不斷完善，自1990 年提出后又經歷兩次修改，最終將情緒智力認定為橫跨認知系統和情緒系統的操作，并從信息加工的觀點把該理論模型劃分為4 個維度（Mayer et al.，2000），如表1 所示。

表1 Mayer 等（2000）情緒智力模型

雖然Mayer 等人的能力模型被認為是心理學界最具影響力的情緒智力模型（邱進，廖雪汝，2020），但是在對理論進行梳理的過程中依舊發現有值得考校的地方。首先，Mayer 等人將情緒智力分為4 個維度，對于其中的情緒促進思維的能力，筆者認為屬于情緒的一種功能表現，將其作為一種操作維度既不是個體對情緒的操作，也不屬于個體能力范圍，擴大了情緒智力的外延范疇。其次，Mayer 等人基于能力模型研制的MSCEIT（V2.0）量表內部一致性信度指標偏低，缺乏同類研究的穩定性（王曉鈞，劉薇，2008），維度之間相關性較高（Roberts et al.，2001），計分方式也常被詬病為專家至上（Murphy，2014）。另外，Mayer 等人在其理論中提到了觀察自己與他人關系中的情緒，但是個體情緒的發生不僅局限在個人內部或者與他人的關系中，外部環境的刺激也起著重要作用，脫離體育背景的情緒智力研究是目前體育學科中存在的一大常見問題（García-Coll et al.，2013）。

基于此，本研究從網球運動項目出發，結合具體的網球比賽情景，提出網球運動員情緒智力四因素模型。該模型根據信息加工從低級到高級的過程，將網球運動員情緒智力分為4 個維度，即情緒感知、情緒表達、情緒評價和情緒調控，如圖1 所示。具體操作性定義見表2。

圖1 網球運動員情緒智力模型

表2 網球運動員情緒智力量表各維度操作性定義

2.2 網球運動員情緒智力理論模型構建的依據

首先，本理論模型的構建符合信息加工理論。網球運動員情緒智力理論模型的建立，以信息加工從低級到高級的過程為線索而形成。運動員通過感知情緒，開始驅動行為的發生。情緒表達是對情緒信息進行快速初步加工后的輸出，往往是在失誤或者得分時，對感受到的即時情緒的表達。在網球比賽中，運動員對感受到的情緒有不同的處理方法，此時的情緒表達有兩種通路，一種是先天反射性的情緒表達，另一種是經過認知評價后的表達（此時的表達具有方向性，在一定程度上是情緒的調控，本研究稱為情緒調控），如圖2 所示。這種情緒的雙通路模式在情緒的腦神經學領域已經得到驗證：情緒刺激經感覺丘腦，首先到達杏仁核并立即觸發粗略的情緒反應（LeDoux，2000）。同時，刺激經感覺丘腦皮層到達前額葉等高級區域對信息進行加工，并向下傳遞到杏仁核產生精細的情緒以及對刺激事件意義的意識（Lewis，1993）。

圖2 情緒信息通路示意圖

其次，網球運動員情緒智力能力模型在本質上涵蓋了前人能力模型中所共有的關鍵因素。對于Mayer 等人的情緒智力理論，本研究沿用了其理論中的“知覺”和“調控”兩個維度，其理論中的“理解和分析情緒”維度則可以具體化到網球運動員情緒智力理論模型中的“感知”和“評價”維度中。因為能夠感知到情緒是在理解簡單和復雜的情緒狀態的基礎之上，而理解情緒的程度，理解的對錯，則屬于情緒評價的一部分（盧艷秋 等，2021）。Mayer 等人理論中“情緒促進思維”維度的具體內容與本理論模型中的“情緒評價”和“情緒調控”維度一致，即能夠判斷情緒信息，能夠調節和控制情緒，解決情緒問題，以有利于比賽進行的能力。

最后，模型與網球運動的項目特點緊密結合。本研究通過對實踐的觀察發現，在網球比賽中，由于各種原因，運動員會經歷感知情緒、表達情緒、評價情緒和調控情緒的過程。如比賽中因丟失關鍵球或非受迫性失誤后，運動員會表現出遺憾、沮喪或摔拍等消極情緒反應（情緒表達），此時若能察覺到對手的情緒消極并繼續向對方施加壓力，則可以進一步打擊或激怒對手以破壞其心境穩定（情緒感知）。當對手意識到自己的情緒狀態成為攻擊目標時（情緒評價），開始對消極情緒進行調控，以平復內心情緒的波動（情緒調控）。運動員經歷的整個過程，體現了本研究構建的網球運動員情緒智力理論模型。

2.3 量表題目的建立

首先對15 名網球運動員進行訪談，將3 人以上提及的比賽情景列入網球運動員賽中感受陳述測驗中。結果共有11 種比賽情景被運動員選定，選擇頻次如表3 所示。同時，考慮到張力為等人提出的體育運動心理學中積極情緒研究的重要性（張力為 等，2003），本研究將“關鍵球得分時”的具體比賽情景列入，共形成了12 種比賽情景。

表3 不同比賽情景及選擇頻次一覽表

緊接著，50 名網球運動員對訪談中確定的12種比賽情景各寫1 個句子，共寫出600 個句子。對600 個句子中包括多個含義的句子進行拆分，共形成882 個分析單位。根據認知類、行為類、情緒類和身體感受類的劃分標準（張力為，2000），對12 種具體比賽情景中的情緒狀態進一步分析。在882 個網球運動員感受的分析單位中，情緒狀態有291 個，占33%。在不同的比賽情景中，情緒狀態所占比例不同，其中關鍵球非受迫性失誤、關鍵比分失誤、關鍵球得分與大比分領先時所占的比例大于45%。

接下來，參考MSCEIT 量表（Mayer et al.，2002）、情緒智力組合理論自陳量表（許遠理，2004）、大學生情緒智力問卷（CSEIQ；范會勇，2010）以及情緒智力量表（EIS；王葉飛 等，2010）等，并結合網球運動員情緒智力理論模型和上述結果，編制了52 個條目。另外，借鑒運動員情緒智力問卷中的2 個條目（歐勝虎，2008），共形成了包含54個條目的網球運動員情緒智力初測量表。

下一步，聘請6 名專家對量表進行內容效度的分析，其中心理學專家2 名，網球運動員專家3 名，運動訓練學專家1 名。評定的具體內容有：條目能否代表需要測量的4 個維度，條目的表達是否清晰準確、容易理解。根據專家的建議，對網球運動員情緒智力初測量表進行修改，刪除了2 個重復性條目，修改了15 個表達不準確或含義模糊的條目，最終形成含有52 個條目的網球運動員情緒智力初測量表。其中，情緒感知20 個條目，情緒表達14 個條目，情緒評價6 個條目，情緒調控12 個條目。

最后，采用網球運動員情緒智力初測量表對被試測量后進行內容效度分析、項目分析、探索性分析，最終確定了28 個條目的網球運動員情緒智力量表。其中情緒感知維度8 個條目，情緒表達4 個條目，情緒評價5 個條目，情緒調控維度11 個條目。

2.4 被試選取與問卷回收

問卷編制過程中，共進行了3 次問卷發放與回收，若回收問卷出現多選、遺漏或作答不認真等情況，則視為無效問卷。有效問卷的樣本信息如表4 所示。

表4 量表編制各階段樣本信息

樣本一為初測樣本，利用此樣本進行項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析。選取205 名網球運動員進行初測，回收有效問卷191 份，回收率93.17%，其中男108 人，女82 人，缺失性別數據1人；健將31 人，一級61 人，二級99 人；研究參與者平均年齡為20.2 歲。

樣本二為正式測試樣本，主要用于信效度的再次檢驗。參與者為國家網球隊運動員、7 個省隊的網球運動員和9 所高校的網球高水平運動員共394名，對網球運動員情緒智力量表填寫后，回收有效問卷361 份，有效回收率為91.62%，符合問卷回收率要求。其中，男235 人，女124 人，缺失性別數據2個；健將6 人，一級55 人，二級256 人，缺失運動等級數據44 人；研究參與者平均年齡為19.01 歲。同時效度測試參與者為其中的211 名網球運動員，其中男146 人，女65 人，平均年齡為20.09 歲；一級運動員12 人，二級運動員199 人。填寫大學生情緒智力問卷后問卷全部回收，有效回收率為100%。

樣本三為預測樣本，主要用于證明本量表對運動表現預測的有效性。研究參與者為國家隊和省隊專業網球運動員，共140 人，其中男86 人，女54 人；健將6 人，一級運動員45 人，二級運動員89 人；研究參與者的平均年齡為18.47 歲。被試同時填寫網球運動員情緒智力量表和網球運動表現評價量表，量表當場完成并回收，有效回收率為100%。

3 問卷的初測結果與分析

3.1 項目分析

本研究共進行三輪項目分析，每輪篩選將題總相關小于0.4 的條目刪除，并根據題它相關和題總相關的大小關系進行維度間條目的調整。最后確定了29 個條目的網球運動員情緒智力量表，該量表各個條目的題總相關均大于0.40，同時各個條目的題總相關均大于題它相關。內部一致性檢驗中，情緒表達量表和情緒評價量表的克隆巴赫α 系數較低，本研究認為與量表條目較少有關。情緒感知和情緒調控的內部一致性均達到了0.80 以上，4 個分量表的平均α 系數為0.78。經過三輪項目分析，量表在內部一致性、題總相關、題它相關等各個指標上達到了研制量表的要求，具體數據如表5 所示。

表5 三輪項目分析后分量表的內部一致性信度

3.2 探索性因素分析

探索性因素分析并非只做純粹驗證，它還可作模型選擇和模型生成（溫忠麟 等，2006）。本研究選擇數據驅動式的探索性因素分析對量表進行檢驗，目的是考察網球運動員情緒智力量表4 個維度的結構合理性，以便與驗證性因素分析的結果同時驗證網球運動員情緒智力的理論模型。本研究的Bartlett球形檢驗值為2037.41，df＝406，顯著性水平為p＜0.0001，說明29 個變量間有共同因素存在，數據適合進行因素分析。KMO 系數值為0.87，說明比較適合進行探索性因素分析。

在修訂或者編制量表時，已將條目歸類為數個明確的因素，因而在進行因素分析之前，可以設定欲抽取共同因素的數目。根據網球運動員情緒智力理論模型，本研究限定抽取4 個公因子，對項目分析后的29 個條目采用主成分分析法、方差最大正交旋轉法進行探索性因素分析。結果發現，情緒調控維度的第49 個條目是雙因子負荷，且因子負荷均在0.40以上，在不影響情緒調控分量表內部一致性的基礎之上，決定刪除該條目。

對網球運動員情緒智力4 個分量表的28 個條目，限定抽取4 個公因子，進行探索性因素分析。結果表明，28 個條目的方差極大正交旋轉后的因素負荷矩陣與理論模型一致，表明網球運動員情緒智力量表的維度結構合理，探索性因素分析與理論構想一致（見表6）。

3.3 驗證性因素分析

在進行結構方程模型構建時，鑒于4 個維度之間的條目數量具有較大差距，因此，借鑒毛志雄（2000）、沈夢英（2011）在博士論文中使用過的組合方法，對感知維度和調控維度條目進行打包，形成情緒感知維度4 個條目，情緒調控維度6 個條目。

為了進一步驗證網球運動員情緒智力的結構維度，使用Amos 20.0，樣本量為191，采用最大似然法，矩陣為協方差矩陣，對打包后的19 個條目進行分析。結果表明（見表7），χ2（144，n＝191）為186.02，p＜0.05。本研究按照RMSEA 值小于0.05，AGFI 值、NFI 值、IFI 值、TLI 值、CFI 值大于0.90，χ2／df 值小于5，AIC 值小于飽和模型與獨立模型的AIC 值的標準，假設模型（二階因子模型）整體擬合優度指標令人滿意（圖3），假設模型較好地擬合了觀測數據，網球運動情緒智力理論模型得到了支持。

圖3 網球運動情緒智力因子模型示意圖（n＝191）

表7 網球運動員情緒智力理論模型擬合優度指標（n＝191）

4 正式量表的檢驗與預測

4.1 信度

本研究采用內部一致性信度和重測信度兩個指標進行信度檢驗。對網球運動員情緒智力量表內部一致性再次檢驗（見表8），網球運動員情緒智力總量表的內部一致性系數為0.71，各分量的內部一致性系數均在可接受的范圍內，并且與初次檢驗的結果相近，表現出較高的穩定性。對研究參與者中的39 人進行重測信度檢驗，他們先后兩次填寫網球運動員情緒智力量表，時間間隔為1 個月。網球運動員情緒智力總量表與4 個分量表的重測信度系數均在0.01 水平上達到顯著，情緒表達和情緒評價分量表上重測信度偏低。本研究認為這和運動員不間斷地進行網球訓練與比賽，運動員對比賽的解讀能力提高，對比賽中情緒問題的認知有所改變有關。此外，運動員在兩次填寫量表時，可能想象了某次特定的比賽。因此，應該采取辦法強調運動員根據“通?！钡母惺苓M行問卷填寫，而不是某一次具體的比賽感受。

表8 網球運動員情緒智力量表信度指標

4.2 結構效度

對網球運動員情緒智力量表的測試結果再次進行驗證性因素分析，檢驗量表的結構效度。結果表明（見表9），χ2（144，n＝361）為337.70，p＜0.01，其他擬合優度指標顯示，χ2／df 為2.35，符合5 以內的擬合優度標準。AGFI 值、NFI 值、IFI 值、TLI 值、CFI 值均在0.80 以上，稍低于0.90 的標準。RMSEA 值為0.06（90%置信區間為0.53～0.07）。網球運動員情緒智力量表的結構效度再次檢驗的結果，在整體上雖然差于初次檢驗的結果，但是仍然在可以接受的范圍內。

表9 網球運動員情緒智力量表的擬合優度指標（n＝361）

4.3 同時效度

首先，利用網球運動員不同運動等級與情緒智力量表測量結果的相關，進行同時效度的檢驗。研究假設為網球運動員的運動等級與情緒智力量表的總分及各個分量表的分數呈正相關關系。本研究將二級運動員界定為運動水平1，一級運動員界定為運動水平2，健將界定為運動水平3。

Spearman 相關分析的結果表明，運動等級與情緒智力量表總分的相關系數為0.17，與情緒感知、情緒評價和情緒調控的相關分別為0.11，0.20，0.23，該研究結果在總體上支持了研究假設。但是，情緒表達與運動等級呈負相關關系，相關系數為-0.15。雖然已有研究證明運動員情緒表達與情緒抑制相比較，前者可以節省自我控制的能量，有利于后續自我控制任務的完成（張連成 等，2013），但是在網球比賽中情緒的過度表達會被對手利用并制定針對性戰術，因此競技水平高的運動員在面對消極情緒時，選擇較多的是適度抑制表達。

其次，選擇大學生情緒智力問卷（CSEIQ）為效標問卷，它的適用對象為大學生，契合樣本中的大學生網球運動員。大學生情緒智力問卷包含17 個條目，分屬于5 個維度，即大學生情緒覺知、情緒評價、情緒適應、情緒調控和情緒表現。問卷內部一致性系數為0.79，結構效度通過了探索性因素分析和驗證性因素分析的檢驗（范會勇，2010）。本研究的研究假設為大學生網球運動員的網球情緒智力和一般情緒智力（大學生情緒智力問卷所測）具有正相關的關系。

研究結果表明（見表10）：大學生網球運動員情緒智力與一般情緒智力在總分上呈現出正相關的關系，相關系數為0.30，說明在網球運動情景中具有高情緒智力的大學生網球運動員，也具有較高的一般情緒智力。網球運動員情緒智力中的情緒感知、情緒評價和情緒控制三個分量表與大學生情緒智力問卷總分均呈正相關關系，相關系數在0.22 和0.53 之間。從結果上來看，通過大學生情緒智力問卷進行的同時效度檢驗在總體上支持了本研究的研究假設。但是，值得注意的是情緒表達分量表與大學生情緒智力問卷總分和各維度之間存在負相關關系，契合上述情緒表達與運動等級呈負相關的結果，體現了運動員情緒表達能力的獨特性。

表10 網球運動員情緒智力與一般情緒智力的相關

4.4 情緒智力對網球運動表現的預測

網球運動表現評價量表中文標準化版本（張力為，毛志雄，2004）包含28 個條目，由彈性方案的執行、失去冷靜、情緒低落、決心、焦慮、流暢和有效戰術7 個分量表組成，每個分量表包含4 個條目。網球運動表現評價量表的7 個分量表的內部一致性系數在0.75～0.69 之間。網球運動員情緒智力量表采用上文編制的情緒智力量表。以運動隊為單位，在征求教練同意的前提下，集中運動員進行匿名填寫。在填寫兩份量表時，著重強調運動員按照自己比賽中的通常感受和通常表現進行填寫，量表當場完成并回收。假設網球運動員情緒智力對運動表現有預測作用。

表11 是研究中主要變量的平均值、標準差和相關系數。從結果看，不僅情緒智力整體與運動表現（r＝0.41）顯著相關，而且情緒表達等4 個維度分別與運動表現顯著相關，這為研究假設提供了初始支持。同時，情緒智力4 個維度之間的相關系數在0.00～0.44 之間，滿足多元回歸自變量之間沒有高度相關的基本假定。

表11 主要變量的平均數、標準差與相關分析結果（n＝140）

以網球運動員情緒智力總分及其4 個維度為預測變量，分別對網球運動表現進行分層回歸分析。首先輸入人口統計學變量，包括性別、年齡、訓練年限和運動等級；然后輸入網球運動員情緒智力總分和各維度得分作為自變量，兩步全部采用強迫進入變量法（Enter）。

表12 是回歸分析結果。在控制性別、年齡、訓練年限和運動等級等人口統計學變量后發現，情緒智力總分及其4 個維度對運動表現回歸模型的整體F 檢驗在0.01 水平上均達到顯著，并且能夠在人口統計學變量的基礎上對運動表現的預測做出增值貢獻，證明了它們對運動表現具有顯著的預測作用。

表12 網球運動員情緒智力及4 個因子對運動表現的回歸分析結果一覽表

5 討論

本研究構建了以情緒感知、情緒表達、情緒評價和情緒調控4 個維度為架構的情緒智力模型。每一個維度的操作性定義都是從網球專項的特殊性出發，體現了網球的專項特點。然而在實際操作過程中，依舊有些問題需要補充討論。

首先，網球運動員賽中感受陳述測驗在實踐部分初步驗證了網球運動員情緒智力理論模型。情緒類感受體現了運動員對情緒的感知和評價，即網球運動員對自身情緒狀態隨著比賽情景的變化而變化的體驗，對情緒程度和變化程度的感知，以及對自身情緒和情緒起伏變化的評價共同構成了運動員情緒智力的情緒感知和情緒評價維度。一個高情緒智力運動員，在遇到情緒問題時，可以及時在認知上調整自己的情緒狀態（李靜，王赫，2020），保持冷靜或者把失望轉化為動力，同時，在行為上能夠通過語言或動作有效鼓舞士氣，減少緊張、沮喪、急躁等不良情緒狀態對比賽表現的影響。

其次，網球運動員情緒智力量表對網球運動員情緒智力理論模型進行了驗證。量表經過三輪項目分析，在內部一致性、題總相關等方面達到了量表研制的要求。利用情緒智力測量數據，對網球運動員情緒智力4 個分量表的28 個條目進行探索性因素分析，結果表明，28 個條目的因素負荷矩陣與理論模型完全一致。對量表進行結構方程模型的驗證性因素分析，經擬合優度指標發現，假設模型各個指標較好地擬合了觀測數據，達到了心理測量學標準，從而達到了驗證網球運動員情緒智力理論模型的目的。

最后，利用網球運動員情緒智力量表再次進行測試，其內部一致性信度、重測信度、同時效度均達到了心理測量學的標準。然而結構方程模型顯示，再次檢驗的擬合優度指標在可以接受的范圍內劣于初次檢驗的結果，即隨著研究參與人數的增加，結構方程模型的擬合優度指標卻略有下降。本研究認為該現象可能與前后兩次測試中研究參與者的特征具有一定關系。初測時運動員的運動等級分布較為均勻，但是再次測量時因為運動員資源有限，取樣不可避免地出現了健將級運動員和一級運動員人數比例的降低，導致運動員等級分布不均衡，進而導致驗證性因素分析再次檢驗的擬合優度指標相對較差。但是，這也從反面驗證了理論模型對網球高水平運動員情緒智力的針對性，是模型高度專門化后的必然。

此外，為證明正式量表的實踐作用，本文將網球運動員的情緒智力作為自變量，網球運動表現及其各個維度為因變量，驗證情緒智力對運動表現的預測作用。結果也證明了網球運動員的情緒智力對運動表現具有較好的預測作用，與以往研究一致，佐證了本量表的科學性。

6 研究不足

本研究存在以下主要不足：（1）樣本問題。盡管我們在模型構建時有意平衡了不同運動員等級間的比例，但是在正式測量和預測樣本中，健將級和一級運動員的數量依舊遠少于二級運動員，這也導致了正式測量的數據效果低于初測，在未來的研究中應更重視納入頂尖水平運動員。（2）研究變量的選擇。絕大多數運動心理領域研究最終落腳點都在于提高運動員的運動成績，這是研究的重要價值所在，因此我們選擇了運動表現作為因變量佐證本量表的科學性。但是運動表現受多重因素影響，不僅有情緒智力，還包括身體素質、訓練方法等。未來研究應增加變量選擇，觀察不同運動表現影響變量中情緒智力的影響比例，進一步展示網球運動員情緒智力測量的實踐意義。

7 結論

本研究根據已有情緒智力研究、信息加工理論和網球運動項目的特點，構建了網球運動員情緒智力理論模型，包括情緒感知、情緒表達、情緒評價和情緒調控4 個維度。對編制出的包含28 個條目的網球運動員情緒智力量表進行了信效度的檢驗，結果均達到了量表編制的規定標準。同時，研究證明了本量表對網球運動表現具有較好的預測作用，可以作為測量網球運動員情緒智力的工具。