大学生运动员心理疲劳的预测研究

马爱民

（南通大学 体育科学学院，江苏 南通 226019）

0 引言

伴随着竞技体育高竞争性、高强度和高应激对运动员身心状况、训练水平和比赛状态的要求越来越高，运动员心理监控与干预已成为运动心理学的研究热点.大学生运动员在完成学业、参与校园社团及社会实践等活动外，课余时间还要进行高负荷的运动训练和比赛.在多重压力下，大学生运动员在赛场内外的心理状况难免会产生较大波动，甚至出现心理疲劳现象.研究表明，运动性心理疲劳会对运动员的训练质量、比赛效果等训练学变量以及对成就动机等心理学变量产生不利影响[1-4].由于运动性心理疲劳的发生是一个长期渐进的过程，应当对运动员采取合理有效的心理监控，尽早发现心理疲劳症状并及时干预.

目前，我国运动员以体能和技战术能力训练为主，在训练方法和理念上有较大进步的同时，在运动心理学层面也取得了一定的研究成果，尤其对运动员心理疲劳及相关指标和影响因素进行的探索性研究为本研究提供了一定的理论基础.基于近10年来运动员心理疲劳相关研究成果，结合当前大学生运动员日常生活及训练比赛的特点，选取了与心理疲劳关系密切且易于监控的两个心理变量：特质运动自信心和训练比赛满意感.通过探讨大学生运动员心理疲劳、特质运动自信心及训练比赛满意感三者的关系，建立大学生运动员特质运动自信心和训练比赛满意感对心理疲劳的预测模型，以期为运动性心理疲劳的监控及干预提供参考依据.

1 研究对象及方法

1.1 研究对象

选取南通大学在校高水平运动队员30人作为研究对象，共发放问卷30份，回收有效问卷30份，回收有效率100%.其中，男生22人，女生8人；田径14人，击剑16人；运动健将1人，一级运动员7人，二级运动员17人，三级运动员5人，平均年龄21.56±0.44岁，平均训练年限4.97±3.19.

1.2 研究工具

特质运动员自信心量表（ASCI-16×6）由沈龙科（2004）编制，采用6级计分法，共16个条目和2个分量表.其中，特质运动任务自信心量表包含6个条目，特质运动应对自信心分量表包含10个条目，各维度得分越低，说明自信心越强[5].本次测试中两个分量表的克隆巴赫系数分别为0.848、0.899.

运动员疲劳问卷（ABQ）由Raedeke和Smith（2001）研制，采用5级计分法，包括成就感的降低、情绪/体力耗竭、对运动的负评价3个分量表，每个分量表各包含5个条目，各维度得分越高，说明疲劳程度越高[5].本次测试中3个分量表的克隆巴赫系数分别为0.791、0.744、0.694.

训练比赛满意感量表由张力为和梁展鹏（2002）修订，采用7级计分法，共6个条目，得分越高，表明训练比赛满意度越高[5].本次测试中该量表的克隆巴赫系数为0.803.

1.3 数据分析与统计

采用SPSS 18.0对所得数据进行信度检验、相关分析和回归分析，然后通过AMOS 17.0对各变量间的关系进行结构方程模型分析.

2 结果与分析

2.1 大学生运动员特质运动自信心、训练比赛满意感与心理疲劳各维度的相关

表1为大学生运动员特质运动自信心、训练比赛满意感和心理疲劳的相关关系，由表1可知，大学生运动员特质运动任务自信心、特质运动应对自信心均与训练比赛满意感存在非常显著负相关（P＜0.01）；特质运动任务自信心与心理疲劳三维度中的情绪/体力耗竭存在非常显著正相关（P＜0.01）；特质运动应对自信心与心理疲劳三维度中的情绪/体力耗竭存在非常显著正相关（P＜0.01）、与成就感降低存在显著正相关（P＜0.05）；训练比赛满意感与心理疲劳的三维度均呈非常显著负相关（P＜0.01）.

2.2 大学生运动员心理疲劳对特质运动自信心和训练比赛满意感的回归分析

基于上述心理指标之间的Pearson相关分析，将大学生运动员特质运动任务自信心、特质运动应对自信心和训练比赛满意感视为自变量，心理疲劳视为因变量，采用逐步多元线性回归探讨自变量对因变量的预测效果，以期建立一个科学有效的回归模型.由于因变量心理疲劳存在3个维度，因此，对应的回归方程将有3个.由表2可知，在对成就感降低的预测变量中，大学生运动员特质运动任务自信心和特质运动应对自信心未能进入回归方程，仅有训练比赛满意感能够显著负向预测成就感降低，其解释变异量高达51.6%，模型方差分析F值为31.911（P＜0.001），综合分析结果可得回归方程：大学生运动员成就感降低=-0.730×训练比赛满意感.在对情绪/体力耗竭的预测变量中，大学生运动员训练比赛满意感和特质运动任务自信心未能进入回归方程，仅有特质运动应对自信心可以显著正向预测情绪/体力耗竭，其解释变异量达到31.5%，模型方差分析F值为14.335（P＜0.001），综合分析结果可得回归方程：大学生运动员情绪/体力耗竭=0.582×特质运动应对自信心.在对运动的负评价预测变量中，大学生运动员特质运动应对自信心和特质运动任务自信心未能进入回归方程，仅有训练比赛满意感可以显著负向预测对运动员的负评价，其解释变异量高达47.1%，模型方差分析F值为26.769（P＜0.001），综合分析结果可得回归方程：大学生运动员对运动的负评价=-0.699×训练比赛满意感.

表1 特质运动自信心、训练比赛满意感与心理疲劳的相关

表2 心理疲劳对特质运动自信心和训练比赛满意感的回归分析（STEP法）

2.3 大学生运动员特质运动自信心与训练比赛满意感的相互回归分析

为了完善大学生运动员特质运动自信心和训练比赛满意感对心理疲劳的预测模型，进一步分析训练比赛满意感与特质运动自信心的关系，分别以训练比赛满意感和特质运动自信心为自变量和因变量进行回归分析，期望建立一个较为完整的预测模型.由表3可知：在对特质运动自信心的预测变量中，大学生运动员训练比赛满意感均可显著负向预测特质运动应对自信心和特质运动任务自信心，其解释变异量分别为27.7%和 19.4%，模型方差分析 F 值分别为 12.110（P＜0.001）、7.994（P＜0.01），即大学生特质运动应对自信心=-0.549×训练比赛满意感；大学生特质运动任务自信心=-0.471×训练比赛满意感.在对训练比赛满意感的预测变量中，大学生运动员特质运动任务自信心未能进入回归方程，但特质运动应对自信心可以显著负向预测训练比赛满意感，其解释变量为27.7%，模型方差分析F值为12.110（P＜0.001），即大学生训练比赛满意感=-0.549×特质运动应对自信心.

2.4 大学生运动员心理疲劳预测模型的构建

根据特质运动自信心、训练比赛满意感和心理疲劳之间的回归分析结果，构建大学生运动员心理疲劳预测的结构方程模型（图1）.通过统计软件AMOS 17.0对该模型进行验证分析，结果显示：χ2/df为1.179，拟合优度指数（GFI）为0.917，比较拟合指数（CFI）为0.924，近似均方根误差（RMSEA）为.074，可见，上述绝对拟合指标均达到模型评价要求，说明本研究的观测数据与模型的拟合度较好（表4）.

3 讨论

3.1 训练比赛满意感可显著预测大学生运动员心理疲劳

训练比赛满意感可视为特殊生活满意感的一种，与工作满意感很接近，考察的是运动员对训练比赛经历的认知评价[6].有研究[7-9]表明：运动员心理疲劳与训练比赛满意感呈显著性负相关，这与本研究所得结果一致.通过回归分析和结构方程模型分析发现，训练比赛满意感对大学生运动员心理疲劳的成就感降低和对运动的负评价有非常显著的负向预测，路径系数分别达到-0.73和-0.70，即训练比赛满意感越高，大学生运动员成就感降低和对运动的负评价的几率越低，进一步支持了张力为[10]提出的通过改善训练方式来控制运动员心理疲劳的结论.因此，在运动员日常训练和比赛中，要不断改善训练方式，营造良好的训练氛围，使运动员能更多地获得对训练比赛的积极认知评价，进而降低运动性心理疲劳的产生.

表3 特质运动自信心与训练比赛满意感相互回归分析（STEP法）

表4 大学生运动员心理疲劳预测模型的常用拟合指数一览表

图1 大学生运动员心理疲劳预测模型路径图

3.2 特质运动自信心可显著预测大学生运动员心理疲劳

运动自信心是个体所具有的能力在竞技运动中获取成功的信念和确信程度.国内外有关运动自信心与运动成绩的研究表明，运动员在赛前和赛中的运动自信心对其技战术水平的发挥有着重要影响，甚至能决定比赛成败[11-13].Valley[14]将运动自信心分为具有倾向性的特质运动自信心和状态性的状态运动自信心.沈龙科[15]发现运动员的特质运动自信心存在任务自信心和应对自信心两种形式.谭先明等[16]对运动性心理疲劳及其相关因素的研究发现，心理疲劳与特质运动自信心存在明显的相关，而且特质运动应对自信心可以有效预测运动员运动性心理疲劳，这与本研究所得结果基本一致.通过回归分析和结构方程模型分析发现，运动员特质运动应对自信心对大学生运动员心理疲劳的情绪/体力耗竭有非常显著的正向预测，路径系数达到0.58，即大学生运动员特质运动应对自信心的得分越低（自信心水平越高），其情绪/体力耗竭的水平越低，进一步支持了张力为[10]提出的通过提高运动员自控感来控制运动员心理疲劳的结论.鉴于此，运动员要注重提升自己的特质运动应对自信心水平，即通过提升个体对运用自己的能力在竞技运动中面对压力、克服困难的信念和确信程度，从而控制运动性心理疲劳的产生.

3.3 训练比赛满意感与特质运动自信心存在交互作用

目前，国内研究很少探讨大学生运动员训练比赛满意感与特质运动自信心之间的关系，仅有张力为等[17]探讨了运动员赛前情绪中的自信维度与训练比赛满意感的关系，得出自信与训练比赛满意感不存在显著相关的结论.探讨了大学生运动员训练比赛满意感与特质运动自信心的关系，相关分析表明，训练比赛满意感与特质运动自信心存在显著负相关.回归分析与结构方程模型分析的结果进一步表明，训练比赛满意感可显著的负向预测特质运动应对自信心和特质运动任务自信心，路径系数分别为-0.55和-0.47；而特质运动应对自信心可显著负向预测训练比赛满意感，路径系数为-0.55，即训练比赛满意感和特质运动应对自信心存在交互作用.这说明大学生运动员对训练和比赛的经历获得更多积极的认知评价，有利于其特质运动自信心的增强；而学生特质运动应对自信心的增强，有利于其训练比赛满意感的提升.

4 结论与展望

选取了与运动员运动性心理疲劳密切相关的训练比赛满意感和特质运动自信心两个心理变量，得出训练比赛满意感和运动自信心可以作为有效监测大学生运动员心理疲劳的心理变量的结论，并探讨了上述三者的内在联系，为大学生运动员心理疲劳的预防和干预提供了一定的实证依据.由于研究对象人数有限，未能对不同等级的大学生运动员运动性心理疲劳、训练比赛满意感和特质运动自信心的特征及各自内在规律作进一步对比分析，因此，本研究结论的针对性需要今后相关研究来继续验证.

参考文献：

[1]林岭，张力为.运动性心理疲劳问题的研究现状[J].心理科学进展，2007，15（3）：524-531.

[2]王宏，李佳薇.大学生网球运动员心理疲劳和运动成绩关系研究[J].山东体育学院学报，2015，31（6）：68-72.

[3]张连成，张力为.技能类项目运动员心理疲劳的评价标准[J].中国体育科技，2010，46（4）：105-111.

[4]张连成，张力为，刘嘉蕙，等.运动员心理疲劳与运动动机之间的关系[J].北京体育大学学报，2010，33（11）：74-76.

[5]张力为，毛志雄.体育科学常用心理量表评定手册[M].北京：北京大学出版社，2004：140-143.

[6]张力为，梁展鹏.运动员的生活满意感：个人自尊与集体自尊的贡献[J].心理学报，2002，34（2）：160-167.

[7]崔浩澜，张连成.运动员心理疲劳与训练比赛满意感、自尊及心理控制源的关系[J].北京体育大学学报，2008，31（9）：1237-1 239.

[8]张忠.运动员训练比赛满意感与运动动机的关系：心理疲劳的中介作用[J].体育与科学，2015，36（6）：91-96.

[9]湛慧，薛雨平，朱建勇.花样游泳运动员运动性心理疲劳、训练比赛满意感与赛前情绪关系[J].体育与科学，2015，36（3）：108-113.

[10]张力为.心理学研究的七个方向：以运动性心理疲劳为例[J].体育科学，2010，30（10）：3-12.

[11]VEALEYRS.UnderstandingandEnhancingSelf-confidenceinAthletes[M].NY:JohnWiley,2002:550-565.

[12]赵青山，崔铁成，王卓，等.竞赛的胜负比率与运动员心理自信心的建立[J].沈阳体育学院学报，2008，27（6）：71-73.

[13]张文.运动自信对不同等级运动员运动成绩的影响[J].中国体育科技，2006，42（3）：93-96.

[14]VEALEY R S.Conceptualization of Sport-confidence and Competitive Orientation:Preliminary Investigation and Instrument Development[J].JournalofSportPsychology,8(3):221-246.

[15]沈龙科.中国运动员运动自信心结构模型的实证检验[D].北京：北京体育大学，2004.

[16]谭先明，侯晓辉，聂文良，等.残障人游泳运动员运动性心理疲劳及其相关因素的研究[J].广州体育学院学报，2009，29（1）：110-113.

[17]张力为，丁雪琴，高潮.赛前情绪与生活满意感及注意指向的相关[J].北京体育大学学报，2003，26（6）：749-751.