精神追蹤范式與高中體育特長(zhǎng)生運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的關(guān)系
——應(yīng)對(duì)自我效能感作為中介作用的調(diào)控模型

鄒朝順 ， 謝 紅 ， 趙 虹 ， 鄧南花

（1.桐梓縣蟠龍高級(jí)中學(xué)， 貴州 遵義 563203； 2.廣州市永和中學(xué)， 廣東 廣州 511356； 3.貴州工程應(yīng)用技術(shù)學(xué)院 體育學(xué)院， 貴州 畢節(jié) 551700； 4.江門(mén)市職業(yè)技術(shù)學(xué)院， 廣東 江門(mén) 529030）

運(yùn)動(dòng)性心理疲勞是指運(yùn)動(dòng)員在應(yīng)對(duì)內(nèi)外部壓力時(shí)， 因生心資源的消耗與補(bǔ)充不平衡， 而致心理機(jī)能下降的現(xiàn)象［1］。運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的危害性讓它成為體育科學(xué)研究中的焦點(diǎn)問(wèn)題［2］， 同時(shí)， 它的復(fù)雜性又讓焦點(diǎn)問(wèn)題變成了難點(diǎn)問(wèn)題［3］。運(yùn)動(dòng)性心理疲勞產(chǎn)生的原因是多方面的， 有來(lái)自認(rèn)知、 年齡、 人格等的內(nèi)源性因素， 也有來(lái)自社會(huì)、 訓(xùn)練、 環(huán)境等外源性因素［4］， 這些多方內(nèi)外源因素若得不到及時(shí)的精準(zhǔn)識(shí)別與有效的方法調(diào)控， 不免帶來(lái)厭訓(xùn)、 運(yùn)動(dòng)負(fù)評(píng)價(jià)、 消極情緒等負(fù)面影響。 有效的調(diào)控源于精準(zhǔn)的識(shí)別， 精準(zhǔn)識(shí)別與有效調(diào)控是運(yùn)動(dòng)性心理疲勞研究的兩個(gè)重要方面， 遺憾的是盡管運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的相關(guān)研究始于20 世紀(jì)80 年代中后期［5］， 但這兩方面的進(jìn)展較生理疲勞的研究而言甚是緩慢。 究其因， 可能是運(yùn)動(dòng)性心理疲勞產(chǎn)生的原因具有多樣性、 隱藏性， 產(chǎn)生的過(guò)程具有動(dòng)態(tài)性、 持續(xù)性， 產(chǎn)生的數(shù)據(jù)具有主觀(guān)性、 局部性； 另一方面， 從實(shí)踐需求效益角度看， 雖然運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的測(cè)評(píng)方法眾多， 但效果各一，同時(shí)又難免有所局限， 這讓創(chuàng)新運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的測(cè)評(píng)方法以實(shí)現(xiàn)更加精準(zhǔn)、 簡(jiǎn)潔、 有效又切實(shí)可行的調(diào)控變得尤為重要。 精神追蹤范式是心跳知覺(jué)任務(wù)的一種， 通過(guò)測(cè)試實(shí)時(shí)心跳數(shù)和對(duì)心跳的實(shí)時(shí)主觀(guān)感知數(shù)來(lái)計(jì)算評(píng)價(jià)心跳的感知能力， 是心理學(xué)中身心交互影響的經(jīng)典評(píng)估指標(biāo)， 但能否正向預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)性心理疲勞還未可知。 應(yīng)對(duì)自我效能感指人們對(duì)其是不是有能力去解決某一問(wèn)題或完成某件事情進(jìn)行的推測(cè)和判斷， 或者也可以是人們對(duì)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(gè)任務(wù)的自信程度［6］，雖然它在身心健康、 教育、 職業(yè)領(lǐng)域中有比較成熟的運(yùn)用，但是否在運(yùn)動(dòng)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(shí)踐的局限為切入點(diǎn)， 從實(shí)證的角度首次檢驗(yàn)精神追蹤范式與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的關(guān)系及自我效能感在二者之間的中介作用， 為運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的相關(guān)研究提供一個(gè)新的視角。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

選取36 名高中體育特長(zhǎng)生 （男） 作為研究對(duì)象， 平均年齡為 17.27± 0.88 歲， 平均訓(xùn)練年限 1.58±0.79 年， 鉛球、800 米、 立定三級(jí)跳及100 米四項(xiàng)成績(jī)?yōu)?（按照貴州省體育高考評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)） 118±5.30 分。

1.2 研究假設(shè)

研究假設(shè)一： 精神追蹤范式、 應(yīng)對(duì)自我效能感與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞之間呈顯著性負(fù)向相關(guān)， 精神追蹤范式、 應(yīng)對(duì)自我效能感可以負(fù)向預(yù)測(cè)高中體育特長(zhǎng)生的運(yùn)動(dòng)性心理疲勞狀況。

研究假設(shè)二： 應(yīng)對(duì)自我效能感在精神追蹤范式與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞之間起部分中介作用。

研究假設(shè)三： 如圖1 所示， 精神追蹤范式、 應(yīng)對(duì)自我效能感對(duì)運(yùn)動(dòng)性心理疲勞影響的理論模型可能為： 假設(shè)認(rèn)為精神追蹤范式影響應(yīng)對(duì)自我效能感， 而應(yīng)對(duì)自我效能感影響運(yùn)動(dòng)性心理疲勞， 則應(yīng)對(duì)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(dú)預(yù)測(cè)自我效能感、運(yùn)動(dòng)心理疲勞的未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)； c、 c1 分別為精神追蹤范式與自我效能感共同預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)心理疲勞時(shí)各自的未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)； Sa、 Sb、 Sc、 Sc1 分別為 a、 b、 c、 c1 的標(biāo)準(zhǔn)誤。

圖1 假設(shè)模型

1.3 研究工具

1.3.1 心跳知覺(jué)的精神追蹤法

評(píng)價(jià)方法： 記錄30 秒范圍內(nèi)的主觀(guān)心跳知覺(jué)數(shù)與實(shí)際心跳數(shù) （運(yùn)動(dòng)手環(huán)測(cè)量）， 取三次的平均值。 計(jì)算分值的方法如下［7］：

在上式中， P 表示心跳知覺(jué)分?jǐn)?shù)； k 為實(shí)驗(yàn)重復(fù)次數(shù)；m 表示實(shí)際心跳數(shù)； n 為被試報(bào)告的心跳數(shù)。 以知覺(jué)分?jǐn)?shù)評(píng)價(jià)其心跳感知能力， 分?jǐn)?shù)越高表示其心跳感知能力越強(qiáng)，滿(mǎn)分為1 分。

1.3.2 主觀(guān)疲勞感覺(jué)量表

主觀(guān)疲勞感覺(jué)量表 （RPE） 是由瑞典生理學(xué)家 Borg（1985） 在 70 年代初所編制， 它通過(guò)數(shù)字、 字符以及簡(jiǎn)單的文字表示被試者的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和身體的主觀(guān)疲勞感覺(jué)［8］， 評(píng)分表共 15 個(gè)等級(jí)， 以 6 分 （根本不費(fèi)力） 始至 20 分 （精疲力盡） 止， 具有簡(jiǎn)單易行且經(jīng)濟(jì)、 省時(shí)的特點(diǎn)［9］。 此次實(shí)驗(yàn)的克朗巴哈系數(shù) （Cronbach's alpha） 為 0.869。

1.3.3 運(yùn)動(dòng)員疲勞問(wèn)卷

運(yùn)動(dòng)員疲勞問(wèn)卷 （ABQ） 是由 Raedeke 等人在 2001 年所研制［10］， 共 15 個(gè)題目， 含情緒體力耗竭、 成就感降低、 運(yùn)動(dòng)負(fù)評(píng)價(jià)3 個(gè)維度， 每個(gè)維度中又含5 個(gè)項(xiàng)目， 每個(gè)項(xiàng)目選評(píng)1/2/3/4/5 分。 此次實(shí)驗(yàn)的克朗巴哈系數(shù) （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(yùn)動(dòng)負(fù)評(píng)價(jià)）。

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(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)自我效能量表， 該量表符合運(yùn)動(dòng)員群體與中國(guó)文化背景［11］，含積極解決問(wèn)題 （5 個(gè)項(xiàng)目）、 獲得情感支持與規(guī)避不良想法 （各4 個(gè)項(xiàng)目） 3 個(gè)維度， 每個(gè)維度中的每個(gè)項(xiàng)目選評(píng)1/2/3/4/5/6 分。 此次實(shí)驗(yàn)的克朗巴哈系數(shù) （Cronbach's alpha） 為0.816， 各維度分別為 0.808 （積極解決問(wèn)題）、 0.774 （獲得情感支持）、 0.765 （規(guī)避不良想法）。

1.4 數(shù)據(jù)處理

所有數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)整理后在SPSS2.0 上進(jìn)行處理， 主要為相關(guān)分析與層次回歸分析。

1.5 實(shí)驗(yàn)控制

為盡量避免無(wú)關(guān)變量的影響及對(duì)訓(xùn)練學(xué)生的保護(hù)： 1）被試的訓(xùn)練時(shí)間， 訓(xùn)練內(nèi)容及生活作息盡可能保持一致。2） 若個(gè)別心理疲勞嚴(yán)重者， 需做好登記， 且教練員必須在第一時(shí)間知道， 若一周內(nèi) （視情況而定） 無(wú)緩解， 為保護(hù)被試學(xué)生， 則立即停止且做好跟蹤登記。 3） 做好未完成實(shí)驗(yàn)過(guò)程的被試的登記。 4） 考慮到測(cè)試的特殊性， 被試與教練員必須知道該實(shí)驗(yàn)的流程， 但參加實(shí)驗(yàn)的教練員與數(shù)據(jù)處理人員需分離。 5） 盲法： 考慮到運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的特殊性而選擇對(duì)數(shù)理處理者與分析者設(shè)盲。

2 結(jié)果與分析

2.1 主觀(guān)疲勞感覺(jué)與主觀(guān)運(yùn)動(dòng)感覺(jué)情況

由表1 可知， 高中體育特長(zhǎng)生的主觀(guān)疲勞感覺(jué)在訓(xùn)練前的主觀(guān)感覺(jué)是極其輕松， 說(shuō)明訓(xùn)練前在一定程度上避免了其他因素的干擾； 高中體育特長(zhǎng)生的主觀(guān)疲勞感覺(jué)在訓(xùn)練中最大強(qiáng)度時(shí)主觀(guān)運(yùn)動(dòng)感覺(jué)為非常吃力， 說(shuō)明強(qiáng)度已經(jīng)逼近身體極限， 這為成績(jī)的提升奠定了一定的基礎(chǔ)； 高中體育特長(zhǎng)生的主觀(guān)疲勞感覺(jué)在訓(xùn)練后即刻的主觀(guān)運(yùn)動(dòng)感覺(jué)為吃力， 說(shuō)明在訓(xùn)練后即刻的訓(xùn)練強(qiáng)度依然保持在較大水平； 高中體育特長(zhǎng)生的主觀(guān)疲勞感覺(jué)在恢復(fù)后即刻的主觀(guān)運(yùn)動(dòng)感覺(jué)為有點(diǎn)吃力， 說(shuō)明訓(xùn)練后的恢復(fù)方式對(duì)緩解運(yùn)動(dòng)性心理疲勞具有一定的效果， 同時(shí)， 也為訓(xùn)練的安全性提供了保障。 本次訓(xùn)練后的恢復(fù)方式： 按摩30 分鐘 （按摩開(kāi)始后有5 分鐘的輕音樂(lè)）。

表1 高中體育特長(zhǎng)生實(shí)驗(yàn)中主觀(guān)疲勞感覺(jué)與主觀(guān)運(yùn)動(dòng)感覺(jué)情況

2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

考慮到研究的測(cè)量工具為自陳問(wèn)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(duì)結(jié)果產(chǎn)生誤導(dǎo)性的影響。 鑒于此， 采用驗(yàn)證因子分析， 即所有參與假設(shè)檢驗(yàn)的量表題目一起做單因子驗(yàn)證分析， 結(jié)果表明單因子模型無(wú)法有效擬合數(shù)據(jù) （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(yán)重。

2.3 精神追蹤范式、運(yùn)動(dòng)性心理疲勞和自我效能感的相關(guān)關(guān)系

如表2 所示， 精神追蹤范式與自我效能感及其三個(gè)維度、 心理疲勞及其3 個(gè)維度均呈顯著性負(fù)相關(guān)； 自我效能感與心理疲勞及其3 個(gè)維度呈顯著性負(fù)相關(guān)； 自我效能感中積極解決問(wèn)題維度與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞及其成就感降低、運(yùn)動(dòng)負(fù)評(píng)價(jià)維度呈顯著性負(fù)相關(guān)； 自我效能感中獲得支持、規(guī)避不良想法維度與運(yùn)動(dòng)性心理就疲勞總分及情緒／體力耗竭、 運(yùn)動(dòng)負(fù)評(píng)價(jià)維度呈顯著性負(fù)相關(guān)。

表2 精神追蹤范式、 運(yùn)動(dòng)性心理疲勞和自我效能感的相關(guān)關(guān)系

2.4 應(yīng)對(duì)自我效能感在高中體育特長(zhǎng)生運(yùn)動(dòng)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(duì)運(yùn)動(dòng)性心理疲勞具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用 （β=－0.443， P＜0.001）， 對(duì)應(yīng)對(duì)自我效能感具有顯著正向預(yù)測(cè)作用 （β=0.202， P＜0.01）， 應(yīng)對(duì)自我效能感對(duì)運(yùn)動(dòng)心理疲勞有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用 （β=－0.326， P＜0.001）。 當(dāng)應(yīng)對(duì)自我效能感作為中介變量進(jìn)入方程后， 精神追蹤范式對(duì)運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的回歸系數(shù)仍然顯著 （β=－0.324， P＜0.001）， 說(shuō)明應(yīng)對(duì)自我效能感在高中體育特長(zhǎng)生運(yùn)動(dòng)性心理疲勞與精神追蹤范式間起部分中介作用。根據(jù)中介效應(yīng)比公式［12］： 中介效應(yīng)比=（Sa×Sb）÷Sc， 可知應(yīng)對(duì)自我效能的中介效應(yīng)比=（0.202×－0.326）÷－0.324=0.2032， 即20.32%。

表3 應(yīng)對(duì)自我效能感在高中體育特長(zhǎng)生運(yùn)動(dòng)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(yīng)對(duì)自我效能感與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的關(guān)系

實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了研究假設(shè)一， 即實(shí)證了精神追蹤范式、應(yīng)對(duì)自我效能感可以負(fù)向預(yù)測(cè)體育特長(zhǎng)生的運(yùn)動(dòng)性心理疲勞。 精神追蹤范式得分可能是運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的風(fēng)險(xiǎn)因素：得分越低， 風(fēng)險(xiǎn)因素越高。 相比運(yùn)動(dòng)員疲勞問(wèn)卷與主觀(guān)疲勞感覺(jué)量表而言， 精神追蹤范式的測(cè)量方法似乎更具有針對(duì)性， 一方面精神追蹤范式雖然在運(yùn)動(dòng)性心理疲勞領(lǐng)域未見(jiàn)相關(guān)證據(jù)， 但在心理學(xué)對(duì)于身心關(guān)系的研究方向上已被證明是身心關(guān)系的中介測(cè)量指標(biāo)， 此次的實(shí)驗(yàn)結(jié)果也首次在運(yùn)動(dòng)性心理疲勞領(lǐng)域?qū)嵶C了它的影響； 另一方面， 從指標(biāo)測(cè)量的優(yōu)劣看， 精神追蹤范式將一定時(shí)間內(nèi)的客觀(guān)心跳次數(shù)與主觀(guān)感受心跳數(shù)做了結(jié)合比較， 而以往的主觀(guān)疲勞感覺(jué)量表與運(yùn)動(dòng)員疲勞問(wèn)卷僅僅是基于被試的主觀(guān)感受，缺少了對(duì)客觀(guān)實(shí)際的監(jiān)控， 事實(shí)上， 從心理學(xué)具身認(rèn)知角度看， 身心關(guān)系是緊密聯(lián)系， 互相影響的［13］； 此外， 精神追蹤范式在測(cè)量方法上的便捷性， 在測(cè)量過(guò)程中的經(jīng)濟(jì)性也“加持” 了其在實(shí)際推廣應(yīng)用中的可行性。 綜上， 精神追蹤范式似乎更簡(jiǎn)單、 高效而又切實(shí)可行， 或者說(shuō)它在一定程度上優(yōu)化了運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的測(cè)量方法， 為測(cè)量方法的選取提供了一些切實(shí)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(yùn)動(dòng)性心理疲勞的測(cè)量難題， 為現(xiàn)實(shí)的迫切需求帶來(lái)了針對(duì)性的思考， 但此次實(shí)驗(yàn)僅僅與心理疲勞的部分指標(biāo)做了對(duì)比， 與其他測(cè)量指標(biāo)是否還有類(lèi)似乎的關(guān)系還需進(jìn)一步的研究。

3.2 應(yīng)對(duì)自我效能感的中介調(diào)節(jié)作用

研究結(jié)果支持了研究假設(shè)二與三， 即證實(shí)了自我效能感在精神追蹤范式與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞間起部分中介調(diào)節(jié)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(guān)系： 其一， 自我效能感對(duì)情緒［14，15］、 成就動(dòng)機(jī)［16，17］、 心理韌性［18，19］等具有良好的調(diào)節(jié)作用； 其二， 情緒、 成就動(dòng)機(jī)、心理堅(jiān)韌等是運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的影響因素； 其三； 體育活動(dòng)對(duì)自我效能感具有積極的影響［20］。 從恢復(fù)方式看， 如何探尋一種更好的恢復(fù)方式， 以更有效地緩解運(yùn)動(dòng)性心理疲勞是運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練科學(xué)研究的重點(diǎn)環(huán)節(jié)， 自我效能感的這種中介調(diào)節(jié)作用無(wú)疑給恢復(fù)方式的選取提供了一個(gè)新的視角， 或許結(jié)合提高自我效能感的相關(guān)恢復(fù)方式將會(huì)使運(yùn)動(dòng)心理疲勞的恢復(fù)效果更佳。 從研究對(duì)象看， 自我效能感的這種中介調(diào)節(jié)作用體現(xiàn)在體育高考特長(zhǎng)生男生身上， 由于實(shí)驗(yàn)條件的限制， 并未對(duì)研究對(duì)象做進(jìn)一步的細(xì)分對(duì)比， 如做性別對(duì)比、 運(yùn)動(dòng)成績(jī)對(duì)比、 運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目對(duì)比等， 因此， 這種調(diào)節(jié)作用是否具有性別、 運(yùn)動(dòng)成績(jī)、 運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目特征等還不得而知， 還需進(jìn)一步的實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證。

4 小結(jié)

精神追蹤范式與應(yīng)對(duì)自我效能感可顯著地負(fù)向預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)性心理疲勞， 精神追蹤范式能顯著地正向預(yù)測(cè)應(yīng)對(duì)自我效能感， 應(yīng)對(duì)自我效能感在精神追蹤范式與運(yùn)動(dòng)性心理疲勞中起部分中介作用， 中介效應(yīng)占比為20.32%。 鑒于精神追蹤范式結(jié)合了主客觀(guān)且簡(jiǎn)單、 高效又切實(shí)可行的測(cè)量特點(diǎn)， 或可為運(yùn)動(dòng)性心理疲勞的測(cè)評(píng)提供一個(gè)新的視角； 另一方面， 自我效能感也首次驗(yàn)證了在精神追蹤范式與運(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)成績(jī)、 運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目等差異化特征還不得而知，還需進(jìn)一步的實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證； 此外， 既然應(yīng)對(duì)自我效能感能起到這種部分中介的作用， 那么其它心理類(lèi)量表也能起到類(lèi)似的效果嗎？ 這或許值得進(jìn)一步思考與窺探。