精神追蹤范式與高中體育特長生運動性心理疲勞的關系
——應對自我效能感作為中介作用的調控模型

鄒朝順 ， 謝 紅 ， 趙 虹 ， 鄧南花

（1.桐梓縣蟠龍高級中學， 貴州 遵義 563203； 2.廣州市永和中學， 廣東 廣州 511356； 3.貴州工程應用技術學院 體育學院， 貴州 畢節 551700； 4.江門市職業技術學院， 廣東 江門 529030）

運動性心理疲勞是指運動員在應對內外部壓力時， 因生心資源的消耗與補充不平衡， 而致心理機能下降的現象［1］。運動性心理疲勞的危害性讓它成為體育科學研究中的焦點問題［2］， 同時， 它的復雜性又讓焦點問題變成了難點問題［3］。運動性心理疲勞產生的原因是多方面的， 有來自認知、 年齡、 人格等的內源性因素， 也有來自社會、 訓練、 環境等外源性因素［4］， 這些多方內外源因素若得不到及時的精準識別與有效的方法調控， 不免帶來厭訓、 運動負評價、 消極情緒等負面影響。 有效的調控源于精準的識別， 精準識別與有效調控是運動性心理疲勞研究的兩個重要方面， 遺憾的是盡管運動性心理疲勞的相關研究始于20 世紀80 年代中后期［5］， 但這兩方面的進展較生理疲勞的研究而言甚是緩慢。 究其因， 可能是運動性心理疲勞產生的原因具有多樣性、 隱藏性， 產生的過程具有動態性、 持續性， 產生的數據具有主觀性、 局部性； 另一方面， 從實踐需求效益角度看， 雖然運動性心理疲勞的測評方法眾多， 但效果各一，同時又難免有所局限， 這讓創新運動性心理疲勞的測評方法以實現更加精準、 簡潔、 有效又切實可行的調控變得尤為重要。 精神追蹤范式是心跳知覺任務的一種， 通過測試實時心跳數和對心跳的實時主觀感知數來計算評價心跳的感知能力， 是心理學中身心交互影響的經典評估指標， 但能否正向預測運動性心理疲勞還未可知。 應對自我效能感指人們對其是不是有能力去解決某一問題或完成某件事情進行的推測和判斷， 或者也可以是人們對他們自己能不能夠利用自己身邊和已有的資源去完成某個任務的自信程度［6］，雖然它在身心健康、 教育、 職業領域中有比較成熟的運用，但是否在運動性疲勞與精神追蹤范式間起著中介作用也還未可知。 綜上， 期望以理論及實踐的局限為切入點， 從實證的角度首次檢驗精神追蹤范式與運動性心理疲勞的關系及自我效能感在二者之間的中介作用， 為運動性心理疲勞的相關研究提供一個新的視角。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

選取36 名高中體育特長生 （男） 作為研究對象， 平均年齡為 17.27± 0.88 歲， 平均訓練年限 1.58±0.79 年， 鉛球、800 米、 立定三級跳及100 米四項成績為 （按照貴州省體育高考評分標準） 118±5.30 分。

1.2 研究假設

研究假設一： 精神追蹤范式、 應對自我效能感與運動性心理疲勞之間呈顯著性負向相關， 精神追蹤范式、 應對自我效能感可以負向預測高中體育特長生的運動性心理疲勞狀況。

研究假設二： 應對自我效能感在精神追蹤范式與運動性心理疲勞之間起部分中介作用。

研究假設三： 如圖1 所示， 精神追蹤范式、 應對自我效能感對運動性心理疲勞影響的理論模型可能為： 假設認為精神追蹤范式影響應對自我效能感， 而應對自我效能感影響運動性心理疲勞， 則應對自我效能感是中介變量。 在圖1 中： a、 b 分別為精神追蹤范式單獨預測自我效能感、運動心理疲勞的未標準化回歸系數； c、 c1 分別為精神追蹤范式與自我效能感共同預測運動心理疲勞時各自的未標準化回歸系數； Sa、 Sb、 Sc、 Sc1 分別為 a、 b、 c、 c1 的標準誤。

圖1 假設模型

1.3 研究工具

1.3.1 心跳知覺的精神追蹤法

評價方法： 記錄30 秒范圍內的主觀心跳知覺數與實際心跳數 （運動手環測量）， 取三次的平均值。 計算分值的方法如下［7］：

在上式中， P 表示心跳知覺分數； k 為實驗重復次數；m 表示實際心跳數； n 為被試報告的心跳數。 以知覺分數評價其心跳感知能力， 分數越高表示其心跳感知能力越強，滿分為1 分。

1.3.2 主觀疲勞感覺量表

主觀疲勞感覺量表 （RPE） 是由瑞典生理學家 Borg（1985） 在 70 年代初所編制， 它通過數字、 字符以及簡單的文字表示被試者的運動強度和身體的主觀疲勞感覺［8］， 評分表共 15 個等級， 以 6 分 （根本不費力） 始至 20 分 （精疲力盡） 止， 具有簡單易行且經濟、 省時的特點［9］。 此次實驗的克朗巴哈系數 （Cronbach's alpha） 為 0.869。

1.3.3 運動員疲勞問卷

運動員疲勞問卷 （ABQ） 是由 Raedeke 等人在 2001 年所研制［10］， 共 15 個題目， 含情緒體力耗竭、 成就感降低、 運動負評價3 個維度， 每個維度中又含5 個項目， 每個項目選評1/2/3/4/5 分。 此次實驗的克朗巴哈系數 （Cronbach's alpha） 為 0.779， 各維度分別為 0.764 （情緒體力耗竭）、0.738 （成就感降低）、 0.695 （運動負評價）。

1.3.4 自我效能感量表

自我效能感量表選取李巧靈編制的高水平運動員應對自我效能量表， 該量表符合運動員群體與中國文化背景［11］，含積極解決問題 （5 個項目）、 獲得情感支持與規避不良想法 （各4 個項目） 3 個維度， 每個維度中的每個項目選評1/2/3/4/5/6 分。 此次實驗的克朗巴哈系數 （Cronbach's alpha） 為0.816， 各維度分別為 0.808 （積極解決問題）、 0.774 （獲得情感支持）、 0.765 （規避不良想法）。

1.4 數據處理

所有數據經過整理后在SPSS2.0 上進行處理， 主要為相關分析與層次回歸分析。

1.5 實驗控制

為盡量避免無關變量的影響及對訓練學生的保護： 1）被試的訓練時間， 訓練內容及生活作息盡可能保持一致。2） 若個別心理疲勞嚴重者， 需做好登記， 且教練員必須在第一時間知道， 若一周內 （視情況而定） 無緩解， 為保護被試學生， 則立即停止且做好跟蹤登記。 3） 做好未完成實驗過程的被試的登記。 4） 考慮到測試的特殊性， 被試與教練員必須知道該實驗的流程， 但參加實驗的教練員與數據處理人員需分離。 5） 盲法： 考慮到運動性心理疲勞的特殊性而選擇對數理處理者與分析者設盲。

2 結果與分析

2.1 主觀疲勞感覺與主觀運動感覺情況

由表1 可知， 高中體育特長生的主觀疲勞感覺在訓練前的主觀感覺是極其輕松， 說明訓練前在一定程度上避免了其他因素的干擾； 高中體育特長生的主觀疲勞感覺在訓練中最大強度時主觀運動感覺為非常吃力， 說明強度已經逼近身體極限， 這為成績的提升奠定了一定的基礎； 高中體育特長生的主觀疲勞感覺在訓練后即刻的主觀運動感覺為吃力， 說明在訓練后即刻的訓練強度依然保持在較大水平； 高中體育特長生的主觀疲勞感覺在恢復后即刻的主觀運動感覺為有點吃力， 說明訓練后的恢復方式對緩解運動性心理疲勞具有一定的效果， 同時， 也為訓練的安全性提供了保障。 本次訓練后的恢復方式： 按摩30 分鐘 （按摩開始后有5 分鐘的輕音樂）。

表1 高中體育特長生實驗中主觀疲勞感覺與主觀運動感覺情況

2.2 共同方法偏差檢驗

考慮到研究的測量工具為自陳問卷， 可能存在共同方法偏差 （CMB， Common Method Biases） 或共同方法變異（CMV， Common Method Variance） 而對結果產生誤導性的影響。 鑒于此， 采用驗證因子分析， 即所有參與假設檢驗的量表題目一起做單因子驗證分析， 結果表明單因子模型無法有效擬合數據 （χ2/df=12.127， CFI=0.683， AGLI=0.561，NFI=0.669， RMSEA=0.187）， 即本研究共同方法偏差不嚴重。

2.3 精神追蹤范式、運動性心理疲勞和自我效能感的相關關系

如表2 所示， 精神追蹤范式與自我效能感及其三個維度、 心理疲勞及其3 個維度均呈顯著性負相關； 自我效能感與心理疲勞及其3 個維度呈顯著性負相關； 自我效能感中積極解決問題維度與運動性心理疲勞及其成就感降低、運動負評價維度呈顯著性負相關； 自我效能感中獲得支持、規避不良想法維度與運動性心理就疲勞總分及情緒／體力耗竭、 運動負評價維度呈顯著性負相關。

表2 精神追蹤范式、 運動性心理疲勞和自我效能感的相關關系

2.4 應對自我效能感在高中體育特長生運動性心理疲勞與精神追蹤范式間的中介作用

由圖1 與表3 可知， 精神追蹤范式對運動性心理疲勞具有顯著負向預測作用 （β=－0.443， P＜0.001）， 對應對自我效能感具有顯著正向預測作用 （β=0.202， P＜0.01）， 應對自我效能感對運動心理疲勞有顯著負向預測作用 （β=－0.326， P＜0.001）。 當應對自我效能感作為中介變量進入方程后， 精神追蹤范式對運動性心理疲勞的回歸系數仍然顯著 （β=－0.324， P＜0.001）， 說明應對自我效能感在高中體育特長生運動性心理疲勞與精神追蹤范式間起部分中介作用。根據中介效應比公式［12］： 中介效應比=（Sa×Sb）÷Sc， 可知應對自我效能的中介效應比=（0.202×－0.326）÷－0.324=0.2032， 即20.32%。

表3 應對自我效能感在高中體育特長生運動性心理疲勞與精神追蹤范式間的中介作用

3 討論

3.1 精神追蹤范式、應對自我效能感與運動性心理疲勞的關系

實驗結果支持了研究假設一， 即實證了精神追蹤范式、應對自我效能感可以負向預測體育特長生的運動性心理疲勞。 精神追蹤范式得分可能是運動性心理疲勞的風險因素：得分越低， 風險因素越高。 相比運動員疲勞問卷與主觀疲勞感覺量表而言， 精神追蹤范式的測量方法似乎更具有針對性， 一方面精神追蹤范式雖然在運動性心理疲勞領域未見相關證據， 但在心理學對于身心關系的研究方向上已被證明是身心關系的中介測量指標， 此次的實驗結果也首次在運動性心理疲勞領域實證了它的影響； 另一方面， 從指標測量的優劣看， 精神追蹤范式將一定時間內的客觀心跳次數與主觀感受心跳數做了結合比較， 而以往的主觀疲勞感覺量表與運動員疲勞問卷僅僅是基于被試的主觀感受，缺少了對客觀實際的監控， 事實上， 從心理學具身認知角度看， 身心關系是緊密聯系， 互相影響的［13］； 此外， 精神追蹤范式在測量方法上的便捷性， 在測量過程中的經濟性也“加持” 了其在實際推廣應用中的可行性。 綜上， 精神追蹤范式似乎更簡單、 高效而又切實可行， 或者說它在一定程度上優化了運動性心理疲勞的測量方法， 為測量方法的選取提供了一些切實可行的思路。 需要注意的是， 雖然精神追蹤范式可能在一定程度上解決運動性心理疲勞的測量難題， 為現實的迫切需求帶來了針對性的思考， 但此次實驗僅僅與心理疲勞的部分指標做了對比， 與其他測量指標是否還有類似乎的關系還需進一步的研究。

3.2 應對自我效能感的中介調節作用

研究結果支持了研究假設二與三， 即證實了自我效能感在精神追蹤范式與運動性心理疲勞間起部分中介調節作用。 自我效能感在兩者之間的這種中介作用可能源于以下三種關系： 其一， 自我效能感對情緒［14，15］、 成就動機［16，17］、 心理韌性［18，19］等具有良好的調節作用； 其二， 情緒、 成就動機、心理堅韌等是運動性心理疲勞的影響因素； 其三； 體育活動對自我效能感具有積極的影響［20］。 從恢復方式看， 如何探尋一種更好的恢復方式， 以更有效地緩解運動性心理疲勞是運動訓練科學研究的重點環節， 自我效能感的這種中介調節作用無疑給恢復方式的選取提供了一個新的視角， 或許結合提高自我效能感的相關恢復方式將會使運動心理疲勞的恢復效果更佳。 從研究對象看， 自我效能感的這種中介調節作用體現在體育高考特長生男生身上， 由于實驗條件的限制， 并未對研究對象做進一步的細分對比， 如做性別對比、 運動成績對比、 運動項目對比等， 因此， 這種調節作用是否具有性別、 運動成績、 運動項目特征等還不得而知， 還需進一步的實驗驗證。

4 小結

精神追蹤范式與應對自我效能感可顯著地負向預測運動性心理疲勞， 精神追蹤范式能顯著地正向預測應對自我效能感， 應對自我效能感在精神追蹤范式與運動性心理疲勞中起部分中介作用， 中介效應占比為20.32%。 鑒于精神追蹤范式結合了主客觀且簡單、 高效又切實可行的測量特點， 或可為運動性心理疲勞的測評提供一個新的視角； 另一方面， 自我效能感也首次驗證了在精神追蹤范式與運動性心理疲勞之間具有部分中介作用， 但這種中介作用是否具有性別、 運動成績、 運動項目等差異化特征還不得而知，還需進一步的實驗驗證； 此外， 既然應對自我效能感能起到這種部分中介的作用， 那么其它心理類量表也能起到類似的效果嗎？ 這或許值得進一步思考與窺探。