青少年运动员心理能力的现状研究——以杭州市陈经纶体育运动学校为例

杜万新，王 卉

（浙江大学 教育学院体育学系，浙江 杭州 310028）

0 前 言

心理能力是运动员在比赛中成功发挥运动技能水平的基本保障，也是优秀运动员具备的基本素质之一［1，2］。长期以来，学术界对心理能力的探索作为运动竞技领域的重要命题之一，受到了越来越多人的关注。其中，青少年运动员作为我国竞技体育战略的后备军，肩负着实现我国竞技体育战略目标的重大使命。因此，培养青少年运动员优秀的心理能力对其今后竞技能力的提升具有非常重要的意义［3］。

本文试图通过对杭州市青少年运动员心理能力的问卷调查，了解他（她）们的心理能力现状并进行量化分析，以期为提高青少年运动员的心理能力提供一个切实可行的训练思路和策略。希望这些讨论能为后续的研究提供理论和实践指导作用。要探究青少年运动员的心理能力现状，首先需要考虑那些因素会对青少年运动员的心理能力产生影响。据此，本研究根据研究目的，通过维普全文期刊数据库、中国学术期刊数据库、万方数据库数字化期刊系统收录的体育期刊等进行检索，收集与本研究相关的文献资料，确定了影响青少年运动员的心理能力指标，指标具体包括：“成长环境”、“责任感”、“自信心”、“耐受力”、“训练策略”、“训练动力”、“自我意识”和“焦虑特质”等8个指标。

考虑心理素质的测量反映了两个方面：一个是积极心理方面，一个消极心理方面，我们的分析也分为两个模型进行观察，即积极心理方面和消极心理方面。积极心理方面包括了“成长环境”、“训练策略”、“责任感”、“自我效能”、“ 训练动力”和“耐受力”；消极心理方面包括“焦虑特质”、“自我意识”（含“个体自我”、“公众自我”、“社会焦虑”）。

1 研究方法

1.1 研究对象

本研究以杭州市陈经纶体育运动学校的163名运动员为研究对象，运动员的运动项目主要包括田径、篮球、武术、排球、艺体、网球、沙排等。参加运动训练和比赛的年限为1至10年间。其中，1≤x≤2有71人（43.6%）；3≤x≤4有46人（28.2%）；5≤x≤6有3人（19.6%）；7≤x≤8有10人，6.1%；9≤x≤10有4人（2.5%）。163名运动员中的运动等级情况为，无等级有85名（52.1%）；二级运动等级有69名（42.3%）；一级运动等级有9名（5.5%）。

1.2 测量工具

根据青少年运动员的身心特点，本研究所选量表均为国内外公认的信、效度较高的测量工具。在整个测量中，严格按照测试细则进行操作。具体选择测试量表：“成长环境”的测量，我们采用“家庭教育方式”问卷［4］的改编，其中包括“父母期望”、“父母关系”和“父母要求”3个维度，通过验证性因子分析表明，其内容的解释度达到了69%，符合统计的结构解释标准；“责任感”的测量，我们采用“青少年学生责任心”问卷［5］改编成短卷，包括“个人责任感”和“团队责任感”2个维度，验证性因子分析结果表明，其内容的解释度达到了72%，符合统计的效度解释标准；“训练策略”、“自信心”、“训练动力”的测量，我们采用了张绍礼编制的《体育大学生运动技能学习策略量表［6］》，Vealey根据自信心模型研制《运动特质自信量表》（SC—trait或TSCI）和《运动状态自信量表［7］》，采用周步成教授修订的《学习动机诊断测验》（MAAT）问卷［8］改编成的短卷测量，验证性因子分析结果表明，问卷的内容解释度达到了78%，符合统计的效度解释标准；“耐受力”测量，我们采用“学习自我效能感量表”问卷，相关的研究文献分析表明，该问卷具有较好的信度和效度［9］；“特质焦虑”的测量，我们采用了PES-T-16×6问卷，相关研究的文献表明，该问卷具有较好的结构效度和信度［7］；“自我意识”的测量，我们采用了Fenigstein A 等编制的自我意识测试量表（SCS）［10］。该量表由23个问题组成，其中10个是关于个体自我意识，如“我经常注意自己的情感”，7个是关于公众自我意识，如“我经常会担心自己的公众形象”，6个是关于社会焦虑，如“我感到自己常处于尴尬的境地”。量表强度采用4级制。Fenigstein A 等报告这三个分级量表均满足信度标准，重测相关系数r大于0.70。

问卷由研究人员当场发放给杭州市陈经纶体育运动学校的青少年运动员，共计问卷180份，回收164份，剔出无效问卷1份，最后获得163份（年龄＝14.47±2.19岁；男生＝75名，女生＝88名），有效回收率90.56%。依据社会学研究理论，该问卷的回收率完全可以满足研究的需要。发放问卷后，由运动员完成，并当场收回。

1.3 数据处理

所有数据均采用SPSS19.0统计软件进行处理，运用“多元方差分析”和“相关分析”等技术对测试数据进行分析。

2 研究结果与分析

2.1 运动员积极心理能力的现状分析

为了分析了解不同等级运动员在心理素质方面的训练状态，我们采用同样的163名运动员，共分为一级运动员9名、二级运动员69名、无级别的运动员85名。首先观察青少年运动员的积极心理能力方面，运用多元方差分析结果如表1所示。结果发现，运动员等级之间在积极心理能力方面不存在显著的差异。从Wilks的Lambda F 值显示可以看出，总方差变异量为1.31，P＞0.05。但是，当具体到各分变量指标上时，运动员的“训练策略”（F＝4.24，P＝0.02）存在统计学的验证意义。然而，值得注意的是，从测量的得分来看，一级运动员并不是得最高的，反而无级别的“训练策略”得分最高，二级运动员的得分最低。从训练的计划性来看，这种两头高中间低的情况可能是因为初级运动员刚刚进入运动训练，环境的压力得使其比较重视训练的条理性。同时，一级运动员通过训练学会了训练的自我管理。然而，对于二级运动员来说，往往会由于熟悉了训练环境而减少了压力，另一方面由于没有专项的心理策略训练，自我管理的能力还没有形成，造成在这方面的能力不足。总体上讲，一级运动员在积极心理能力方面，与其他运动员并不占优势。尽管他（她）们在训练策略上优于二级运动员，但也不及无级别的运动员。这反映了他（她）们的运动训练在心理能力的培养方面关注度还不够。

表1 运动员等级在积极心理上的差异分析结果

同时，为了进一步探究其为什么运动员积极的心理方面未能有助于运动员的进级，我们考虑到是否与运动员的训练年限有关。也就是说，运动员的心理发展潜质是否可以通过运动训练来实现。基于这一考虑，我们进行了控制训练年限变量的第二步多元方差分析，结果如表2所示。

表2的分析结果表明，当控制了运动员训练年限的变量时，总方程Wilks的Lambda F 值仍然没有表现出了统计差异检验的意义（F＝0.91，P＞0.05）。从分变量的F 值看，所有变量均无达到统计学的检验意义。结果说明积极心理能力在不同等级的运动员之间不存在差异，通过观察运动训练年限的变量，其Wilks的Lambda F 值也没有达到统计学检验的意义。从各分变量看，除了“训练动力”达到了统计学检验的意义外（F＝7.18，P＝0.01），其他变量均没有达到统计学的意义。分析结果表明，训练除了在“训练策略”上有一个普遍的促进作用以外，对青少年运动员的其它心理能力指标均没有作用。也就是说，所有运动员通过一定时间的训练以后，其“训练动力”都有不同程度的增加。

表2 运动员等级在积极心理上控制训练年限的差异分析结果

为了进一步确认运动员的心理能力是否在成长方面对以上分析结果产生影响，我们考虑把年龄作为第二控制变量，融入到多变量方差分析模型中。也就是说，对于青少年运动员来说，由于心理能力需要有一个逐渐完善和成熟的阶段，这些因素可能会随着年龄的增加而自身地增强。那么，我们就不排除运动员年龄变化的原因会影响以上分析结果。所以，我们再次进行多元的方差分析，并同时将“训练年限”和“年龄”进行控制。分析结果如表3所示。

由表3可以看出，第三步的总方差Wilks的Lambda F值仍不具有统计学的检验意义（F＝0.98，P＞0.05）。分析结果说明，当我们考虑到训练年限和年龄的因素时，积极心理能力在不同等级运动员之间的差异仍不存在。值得注意的是，当我们控制了运动员的年龄后，训练年限中的分变量“训练动力”F值变也变得没有统计学的验证意义了。这说明尽管训练对“训练动力”有促进作用，但这并不意味着年龄大的运动员“训练动力”更强。另外，通过第三个分析模型确认，一级运动员在“自我效能”、“训练策略”、“责任感”和“耐受力”方面的心理能力指标与其他等级的运动员相比，没有任何优势，而且长期的训练和年龄的增长都没有使他（她）们的心理能力指标优于二级运动员和无等级运动员。这一现象说明，运动员的心理能力从选材到训练基本被忽略了。

2.2 运动员消极心理能力的现状分析

基于以上的分析结果，我们继续对运动员在消极心理能力方面的现状进行分析。通过运用多元方差分析，了解不同等级运动员在消极心理能力方面是否存在差异。结果发现，运动员等级之间在消极心理能力方面也不存在显著的差异（见表4）。从Wilks的Lambda F值显示可以看出，总方差变异量为1.76，P＝0.09。进一步对其心理消极方面的分变量F值进行考察发现，除了“公众自我意识”具有统计学验证意义以外，其他变量均无差异。从被试的均值看，二级运动员的“公众自我意识”得分最高。而一级运动员的自我意识得分最低。如前所述，前人研究建议［2］，运动员在比赛压力下，“自我意识”高的运动员最容易受到外部或内部的干扰，而引起运动表现不佳（Choking现象）。这是因为自我意识高的运动员相对更关注他人对自己的看法，希望给他人留下“好印象”，所以，在比赛时，这种特质的运动员往往很关注比赛的结果，当比赛的结果变得更加重要时，压力就会增加导致运动表现的水平下降。分析认为二级运动员的“自我意识”最高说明，“自我意识”可能是阻碍运动员晋级的一个心理指标。目前，在163名运动员中，仅9名为一级运动员，二级运动员有69名，这预示了解决青少年运动员心理能力问题可能是节省成本、快出人才的一条重要途径。

表3 运动员等级在心理上控制训练年限和年龄的差异分析结果

表4 运动员等级在消极心理上的差异分析结果

同时，为了进一步深入分析运动员消极心理能力与训练的关系，探索运动训练是否对运动员的消极心理能力产生影响。也就是说，运动员的消极心理因素是否可以通过运动训练来改变。基于这一考虑，我们进行了控制训练年限变量的第二步多元方差分析，结果如表5所示。

表5的分析结果表明，当控制了运动员训练年限的变量时，总方程Wilks的Lambda F 值仍然没有表现出了统计差异检验的意义（F＝1.74，P＞0.05）。从分变量的F 值看，除了“公众自我意识”的变量达到了统计学的检验意义以外（F＝3.07，P＝0.05），所有变量均无统计学的检验意义。结果说明训练年限不会影响消极心理能力在运动员之间存在的差异。但是，“公众自我意识”在运动员中仍然存在差异。进一步通过观察运动训练年限的变量，其Wilks的Lambda F值也没有达到统计学检验的意义。从各分变量看，所有变量均没有达到统计学的意义。分析结果确认训练对运动员的消极心理能力指标没有任何作用。

为了进一步确认运动员的年龄是否会对消极心理能力产生影响，我们继续运用第三步控制“训练年限”和“运动员年龄”变量的多元方差分析。结果如表6所示，总方程Wilks的Lambda F值仍然没有表现出了统计差异检验的意义（F＝1.56，P＞0.05）。然而，这时“公众自我意识”的分变量却变得如同其它变量一样没有统计学检验的意义了。这一现象说明运动员的“公众自我意识”差异与年龄有关。

表5 运动员等级在负心理上控制训练年限的差异分析结果

表6 运动员等级在负心理上控制训练年限和年龄的差异分析结果

进一步通过对运动员年龄的控制变量分析结果观察，我们发现其方差Wilks的Lambda F值达到了统计学的检验意义（F＝5.04，P＜0.01）。而且，除“社会焦虑”的变量没有统计意义以外，所有分变量均达到了统计学的检验意义（见表6）。分析结果说明，运动员的消极心理能力与年龄有关。而且这种关系足以影响到运动员“公众自我意识”的差异状态消失。这些信息说明，运动员的消极心理能力随着年龄的增加而增加，与运动员的等级和训练没有关系。这一结果预示了运动员心理能力正朝着不利于青少年运动员竞技能力提升的方向发展。

4 结 论

4.1 青少年运动员在心理素质方面（包括积极和消极因素）不存在等级上的差异。但是，在“公众自我意识”的方面存在差异，其中二级运动员的“公众自我意识”最强。

4.2 总体上讲，目前运动训练对运动员的“训练动力”有所帮助，但对其他心理能力指标的发展均无显著的帮助。

4.3 随着运动员的年龄增加在消极心理方面的因素也有增加的趋势，特别是在“公众自我意识”方面。而且，运动员消极心理方面的“公众自我意识”可能是影响运动员发展的重要心理因素。

［1］王进，娄虎，唐寅平，等.解读竞赛压力下的运动表现：一个“Clutch”视角的运动能力初探［J］.体育科学，2013，33（6）：14-22.

［2］王进.压力下的“Choking”：运动竞赛中努力的反常现象及相关因素［J］.体育科学，2005，25（3）：85-94

［3］孙波，盛绍增.青少年运动员心理健康现状的调查与分析［J］.中国体育科技，2003，39（8）：59-61.

［4］学习能力测试.http：／／wenku.baidu.com／view／fbce2c 0202020740be1e9bf5.html.

［5］程岭红.青少年学生责任心问卷的初步编制［D］.西南师范大学，2002.

［6］代刚.学习策略在体育专业运动技能学习过程中的应用性研究［D］.贵州师范大学，2006.

［7］张忠秋.优秀运动员心理训练实用指南［M］.北京：人民体育出版社，2008：45-49.

［8］周步成.学习动机诊断测验（MAAT）［S］.华东师范大学，1991.

［9］边玉芳.学习自我效能感量表的编制与应用［D］.华东师范大学，2003.

［10］Fenigstein A，Scheier M F，Buss A H.Public and private self-consciousness：assessment and theory［J］.Journal of Consulting and Clinical Psychology，1975，43：522-527.