基于自我決定理論的運動員心理疲勞預測模型構建

劉 月，韓 波，阿英嘎

運動性心理疲勞（athlete burnout），指運動員在應對內、外源應激壓力時，內部資源被不斷消耗卻沒有得到及時補充時出現的心理機能[1]，主要包括情緒/體力耗竭、成就感降低以及運動負評價等[2]。運動員的心理疲勞會導致淡漠、焦慮、抑郁、煩躁、失眠及活動動機下降等消極反應[3]，嚴重影響運動員的競技表現。因此，考察運動性心理疲勞的成因，一直是國內外運動心理學研究關注的焦點。

當前，用于解釋運動員心理疲勞產生與加劇的理論模型主要包括認知—情感模型[4]、消極訓練應激模型[5]、訓練壓力模型[6]、運動承諾模型[7]、單一認同發(fā)展與外在控制模型[8]、整合模型[9]和心理資本理論[10]等。然而，上述理論與模型的構建主要基于單維的情境視角，對個體自我人格或社會環(huán)境等各類因素的相互作用機制缺少綜合性考察。

自我決定理論（Self -Determination Theory，SDT）是著名心理學家DECI和RYAN于20世紀80年代提出的有關人類自我決定行為的動機過程理論[11]。SDT在肯定人類天生具有主觀能動性的同時，強調個體與社會環(huán)境的不可分割[12]，這為運動性心理疲勞的研究提供了全新的理論框架。SDT從關注個人因素轉向關注運動情境因素和組織因素，同時強調運動員自身價值內化的積極作用[13]。SDT認為，運動員自身和其所處社會情境間積極的交互作用，可以充分激發(fā)運動員的自我動機及決定能力，有助于緩解運動員消極的心理效應[14]。相關研究也已經證實了教練員自主支持對運動員基本心理需要具有正向預測作用[14]；而基本心理需要不僅是個體動機和潛能得到積極發(fā)展的條件[15]，同時對運動員心理疲勞具備直接的負向預測作用[16]。然而，目前構建的模型中仍然缺乏綜合SDT各變量共同解釋運動員心理疲勞的路徑機制。盡管孫國曉等[13]構建了教練員自主支持、基本心理需要、自主性動機影響運動員心理疲勞的模型框架，但該模型尚未經過實證研究驗證。

對刺激迅速作出反應是排球運動取得勝利的關鍵因素，尤其是在比賽中需要運動員情緒始終處于緊張狀態(tài)，注意力時刻保持高度集中[17]，這導致排球運動員對運動性心理疲勞極易感。因此，排球運動員一直是國內外運動性心理疲勞研究主要調查群體之一[18-20]。鑒于此，本研究結合本土化研究取向，以排球運動員為類，通過結構方程模型（Structural Equation-Modeling，SEM）構建基于SDT的運動員心理疲勞形成路徑，確定運動員心理疲勞的主要影響因子，以期為運動員心理疲勞的防治與緩解提供理論依據。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

為了盡可能保證樣本的代表性，本次調查按照運動員性別、年齡、運動年限和運動等級具有普及性的原則來抽取，在江蘇省選取6個體育運動學校排球運動隊作為被試，并進行集體施測。共發(fā)放問卷360份，剔除未作答和作答傾向明顯的問卷16份，回收有效問卷 344 份。其中，男性 157 名（45.64%），女性 187 名（54.36%）；運動健將7名（2.03%），一級運動員121名（35.17%），二級運動員 112 名（32.56%），無等級運動員104名（30.23%）；平均年齡14.8歲（SD=4.54），平均受訓年限4.07年（SD=3.41）。

1.2 測量工具

（1）教練員自主支持量表（SCQ-PAS）。采用G. C.WIL-LIAMS等[21]編制，經國內學者朱曉娜等[16，22]修訂的教練員自主支持量表（3個維度，共14道題目）。對該量表個項目進行5級評分法（“1”表示完全不符合，“5”表示完全符合），分數越高，表示運動自主性支持水平越高。本研究中，中文版量表具有較好的結 構 效 度（χ2/df =2.58，RMSEA=0.069，CFI=0.929，NFI=0.903，IFI=0.931，GFI=0.922）和內部一致性信度（Cronbach’s α=0.88）。

（2）運動基本心理需要量表（BPNS）。采用經國內學者蔡端偉[23]修訂，由國外學者編制的自主需要量表[24]、能力需要量表[25]和關系量表[26]，修訂后的總量表共3個維度。對該量表每個項目采用5點計分法，“從1分（完全不符合）到5分（完全符合）”，分數越高，表明基本心理需要的水平越高。本研究中，總量表Cranach’sα系數為0.88，自主、關系和能力需要3個分量表Cranach’sα系數分別為0.84、0.82、0.80。驗證性因子分析顯示，本研究中 BPNS 符合模型擬合度標準（χ2/df=3.59，RMSEA=0.073，CFI=0.924，NFI=0.908，IFI=0.937，GFI=0.926）。

（3）運動行為調節(jié)量表（BRSQ）。由LONSDALE等[27]于2008年編制，經國內學者尤日虹[28]翻譯成簡體中文，該問卷共6個維度，采用5點評分法。本研究對BRSQ進行信度檢驗，除無動機分量表的信度稍低以外，其余5個分量表的信度均達到可接受水平，總量表Cranach’sα系數為0.872。自我決定指數代表自我決定程度[29]，計算公式為：認同調節(jié)×2+整合調節(jié)×2+內部動機×3-無動機×3-外部調節(jié)×2-內攝調節(jié)×1，計算的分值與個體的運動動機成正比[30]。

（4）心理疲勞量表（ABQ）。由RAEDEKE等[31]編制（3個維度，5題/維度，共15道題目），該問卷在國內外研究中得到廣泛應用。驗證性因子分析顯示，該問卷具有較好的結構效度（χ2/df =2.76，RMSEA=0.063，CFI=0.931，NFI=0.89，IFI=0.90，GFI=0.942）和內部一致信度（Cranach’sα=0.85）。

1.3 統(tǒng)計學分析

采用 SPSS20.0和 AMOS19.0對收集得到的數據進行管理和分析。首先檢驗采集數據的總體正態(tài)分布，然后采用相關分析法驗證教練員自主支持、基本心需要、自主性動機和運動員心理疲勞之間的關系，最后構建SEM路徑圖。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差控制和檢驗分析

共同方法偏差是采用問卷調查時容易產生的問題[32]，尤其調查對象為青少年群體時，需要考慮量表的語言等值性。為了避免共同方法偏差變異帶來的不利影響，本研究嚴格按照翻譯標準制成，曾在我國背景使用，且具備良好信度和效度水平的量表進行調查。此外，在調查中強調保密性，告知受試者務必認真且真實作答。本研究收集數據時，在一線教練員幫助下按照集體施測現場收回的方式，確保數據的可靠性。在數據統(tǒng)計分析過程中，本研究假設的4因子模型優(yōu)于單因子模型，具有可接受的模型擬合度，用驗證性因子分析（CFA）對所獲數據進行處理，以確定各因子之間的區(qū)別（見表1）。

表1 單因子和4因子模型的擬合指數Table 1 Fitting Indices of Single-Factor And 4-Factor Models

2.2 變量間描述統(tǒng)計和相關分析

對運動員感知教練員自主支持、基本心理需要、自主性動機和運動員心理疲勞的各項因子進行相關分析，各變量之間均存在不同程度的相關性（見表2）。對基本心理需要研究發(fā)現，歸屬需要與教練員自主支持相關系數最高，其次是自主需要，最后是能力需要，與國外研究結果略有不同。運動員5種自主性動機與教練員自主支持和3種基本心理需要呈顯著正相關（r＞0，P＜0.01），同時與運動員心理疲勞顯著負相關（r＜0，P＜0.01）；而無動機維度則與教練員自主支持和3種基本心理需要存在一定程度的負相關（r＜0，P＜0.01），但與心理疲勞正相關（r＞0，P＜0.01）。變量間相關性顯著的結果為后續(xù)基本心理需要與自主性動機的中介作用檢驗奠定基礎。

表2 描述統(tǒng)計及相關系數（n=344）Table 2 Describe Statistics and Correlation Coefficients（n=344）

2.3 預測變量對心理疲勞的回歸分析

采用回歸分析法，控制調查對象的性別、年齡、運動等級和運動年限等人口統(tǒng)計學變量后，考察教練員自主支持、3種基本心理需要和6種自主性動機分別對心理疲勞3個維度的預測作用。結果表明：教練員自主支持（β=-0.456，P＜0.001）可直接負向影響運動員心理疲勞，歸屬需要負向預測心理疲勞的能力最強（β=-0.429，P＜0.001），其次是自主需要（β=-0.403，P＜0.001），最后是能力需要（β=-0.369，P＜0.01）；在6種自主性動機中，除無動機正向預測心理疲勞以外（β=0.691，P＜0.001），其余 5個維度均可負向預測心理疲勞，其中認同調節(jié)影響最高（β=-0.512，P＜0.001）?；貧w結果顯示，教練員自主支持、基本心理需要（歸屬需要、自主需要、能力需要）和自主性動機（無動機、外部動機、認同調節(jié)、內攝調節(jié)、整合調節(jié)和內部動機）對運動員心理疲勞總分及3個維度均起顯著作用。

2.4 自我決定理論對心理疲勞預測模型的檢驗

借鑒吳明隆[33]SEM-AMOS操作方法，將每套量表的每個條目的平均分作為潛變量新指標的觀察變量。其中，自主支持采用14個題目的平均分作為觀測指標；基本心理需要3個維度均采用其平均值作為觀測指標；運動行為調節(jié)的 6 個維度采用相對自主指數（Relative Autonomy Index，RAI）作為自主性動機的觀測指標（計算公式為：RAI=認同調節(jié)×2+整合調節(jié)×2+內部動機×3-無動機×3-外部調節(jié)×2-內攝調節(jié)×1），計算的分值與個體的運動動機成正比，得分越高表明個體動機定向具有更多的自主性[30]。

以教練員自主支持為前因變量，基本心理需要、自主性動機為中介變量，運動員心理疲勞為因變量，采用Amos19.0構建2個假設模型。模型1假設為完全中介模型，只有一種干涉路徑：教練員自主支持會影響基本心理需要，且基本心理需要同時影響自主性動機，并最終作用于運動員心理疲勞。模型2假設為部分中介模型，其與模型1的區(qū)別是：（1）教練員自主支持可以直接影響心理疲勞；（2）教練員自主支持通過基本心理需要這一中介變量間接影響心理疲勞；（3）教練員自主支持通過自主性動機這一中介變量間接影響心理疲勞。采用驗證性因子分析對上述2個假設模型進行結構方程檢驗，模型的路徑系數見圖1。模型1完全中介各項擬合指數均達到標準；模型2中c 2 /df＞5，RMSEA＞0.08，TLI和AGFI指標均＜0.9，未達到模型擬合指數的標準，故模型2不被接受（見表3）。因此，本研究接受結構模型1。進一步分析發(fā)現，模型2中的教練員自主支持對心理疲勞的直接效應量標準化路徑系數為-0.19，未達到顯著水平（P＞0.05）。根據該模型可知，教練員自主支持對心理疲勞的影響是通過基本心理需要和自主性動機的中間變量間接實現的。具體而言，基本心理需要和自主性動機2個變量可以分別作為中介變量在教練員自主支持和心理疲勞之間起中介作用，同時兩者變量亦可形成中介鏈式模型在教練員自主支持與心理疲勞之間起中介作用。

圖1 基本心理需要和自主性動機為中介變量的心理疲勞模型圖Figure1 Psychological Fatigue Model with Basic Psychological-Needs and Autonomous Motivation as Mediator

表3 結構方程模型擬合指數之間比較一覽表Table 3 List of Comparisons Between Structural Equation ModelFitting Indices

為清晰展現結構模型內各變量間的相互關系，分別計算出自變量與因變量的效應大小及所占比例（見表4）。標準化路徑系數的分解結果顯示：教練員自主支持對心理疲勞的預測路徑有3條，均通過中介變量間接實現，其中基本心理需要對心理疲勞方向預測能力在該模型中所占比例最高；教練員自主支持對心理疲勞的路徑影響只有中介變量，其中，基本心理需要的中介效應量所占比例最高（66.67%），基本心理需要與自主性動機鏈式中介占總效應的23.08%。

表4 模型1各變量間的效應值分解一覽表Table 4 Summary of Effect Value Decomposition among Various Variables in Model 1

3 討 論

3.1 教練員自主支持對心理疲勞的預測作用

本研究回歸分析顯示，教練員自主支持對運動員心理疲勞的3個維度均有顯著負向預測能力，這與郭正茂等[14]的研究結果一致。教育學研究發(fā)現，教師自主支持和友好師生關系不僅可以起到緩解學生學業(yè)倦怠的作用，還能有效推動學生學習動機的內化[34]。同樣地，運動員參與訓練或比賽時，教練員失當的執(zhí)教行為容易導致運動員產生負面情緒，進而加劇其心理疲勞程度；而教練員的民主行為和個人關懷，則是有效避免運動員心理疲勞和心理耗竭的主要途徑[3]。這些研究結果表明教練員、體育教師的自主性支持有利于預防和緩解運動員運動訓練和學生學業(yè)所產生的心理疲勞情況。本研究構建的SEM顯示，教練員自主支持對心理疲勞產生直接效應的標準化路徑系數并未達到顯著水平（β=-0.19，P＞0.05），其原因可能是模型中引入較多中介變量，因而削弱了直接效應量。結合本研究和以往研究成果認為，在我國運動隊中，教練員專制型領導方式無論是日常管理還是訓練方式都缺乏靈活性和科學化，運動員長年與社會脫軌進行專項訓練，其教條且獨斷的執(zhí)教方式會影響運動員的情緒和心理狀況。教練員應注重行為管理的適用性、尊重運動員的個體差異，一些處在運動“瓶頸期”和發(fā)育晚熟的運動員因長期受到教練員的忽視，得不到正面的人文關懷，他們會變得不自信，甚至對運動隊及教練員產生敵對情緒，最終可能導致運動性心理疲勞的產生選擇過早退隊。相反，當教練員為運動員創(chuàng)設自主性支持環(huán)境時，運動員會在競賽與訓練中體會到更多的尊重感與自主支持感；正性情緒體驗的誘發(fā)，使得運動員愿意加倍努力地投身訓練與競賽中，心理疲勞也會有效緩解甚至徹底消除[14]。

3.2 基本心理需要對心理疲勞的預測作用

本研究回歸分析和SEM顯示，3種基本需要對運動員心理疲勞均存在不同程度的負向推測作用。另外，自我決定理論源自于西方，特別重視人的自主需要的滿足，其次是能力需要，最后是歸屬需要[35]。因文化背景不同，本研究結果與國外研究存在差異。DECI等[36]認為，個體天生具備3種基本心理需求，即自主需求、能力需求和關系需求，它們是個體健康生長和發(fā)展不可或缺的先決條件，缺失任一需要都會使得個體難以生存和發(fā)展。本研究SEM顯示，在預測心理疲勞過程中，歸屬需要的滿足地位最重，其次是自主需要，最后是能力需要，這與孫國曉[13]的 研究結論一致。對中國運動員而言，比起能力需要的滿足，更注重源自于教練員和隊友之間的歸屬需要的滿足，歸屬需要的滿足可能對心理疲勞會有更大貢獻。排球作為集體運動，無論是在競賽還是訓練過程中，接觸時間最長的是教練員與隊友，這是運動員與教練員、隊友之間歸屬需要的關鍵因素；而運動員能力需要的獲取關乎運動員的個人技術和教練員的執(zhí)教方式等?？梢?，基本心理需要的3個維度影響運動員心理疲勞的權重大小，會因運動員所處社會文化環(huán)境而有所差別。

基于自我決定理論而言，滿足運動員基本心理需要是解決運動員心理疲勞的關鍵。運動員在訓練與比賽期間心理疲勞的防治，主要來自教練員對其參加運動訓練行為的尊重、鼓勵和支持，并且在訓練過程中可以給予運動員適當的自由選擇的機會，如熱身、游戲及對自身訓練計劃提供參考意見等，鼓勵運動員積極反饋。因此，教練員滿足運動員基本心理需要，會預防和改善其心理疲勞的發(fā)生。

3.3 自主性動機對心理疲勞“恢復”的促進作用

自主性動機高的運動行為調節(jié)可負向推測運動員心理疲勞，無動機維度則正向預測心理疲勞。有研究認為，個體行為動機的塑造是一個動態(tài)過程，依據個體參與活動時自主性程度高低將動機依次分為內部動機、整合調節(jié)、認同調節(jié)、內攝調節(jié)、外部動機和無動機[37]。相關研究顯示，運動員賽季末的心理疲勞程度可由賽季初期的自我決定程度預測[38]。本研究顯示，自主性動機的無動機維度與心理疲勞3個因子顯著正相關，其余因子均與心理疲勞顯著負相關，表明自主性動機程度高的運動行為調節(jié)可負向預測心理疲勞，當動機的自我決定水平較低時它對心理疲勞沒有太大影響，這與 LONSDALE等[27]的研究結果相似。由自主性動機指向情緒/體力耗竭、成就感降低、運動負評價的3條路徑中，自主性動機對運動負評價的預測力高于情緒/體力耗竭和成就感降低，體現運動負評價受自主性動機的影響，運動員所處不同情境的狀態(tài)易受環(huán)境及其他因素影響，而對自身所從事運動項目的態(tài)度較為穩(wěn)定，不易受外界影響。有研究證明，個體具有較高的自我決定動機時，其參加體育運動的主動性和持續(xù)性會增強[36]，在運動員心理疲勞的3個維度上，自我決定程度均有負向預測作用[27]。總而言之，自主性動機高的運動行為調節(jié)可負向預測心理疲勞。因此，在運動訓練過程中，要根據運動員不同的心理需求激發(fā)認同調節(jié)這一自主性動機，讓運動員感知到來自教練員的支持，對防治運動員心理疲勞起至關重要的作用。

3.4 結構方程模型中各中介變量的預測作用

借鑒前人構建的 SEM 顯示，模型擬合度支持鏈式中介作用，教練員提高自主性支持水平，滿足運動員基本心理需要，促使自主性動機形成，最終可改善運動員心理疲勞。SDT認為，高層次的自主性較強而控制性較低的支持環(huán)境與個體運動動機、鍛煉行為及后續(xù)持久體育鍛煉主動性之間存在復雜的中介效應[39]。本研究SEM證實了這一觀點，教練員自主支持通過復雜的中間變量對心理疲勞產生作用，共存在3種途徑：（1）以基本心理需要為中間變量，探討教練員自主支持對心理疲勞的作用效果；（2）以自主性動機為中間變量，探討教練員自主支持對心理疲勞的作用；（3）以基本心理需要（自主性動機為鏈式中間變量，探討教練員自主支持對心理疲勞的作用效果。分析上述3條干預路徑發(fā)現，在教練員自主支持對心理疲勞產生作用的2個中間變量中，基本心理需要（自主、能力和關系）所占比例最高，這也是致使3種基本心理需要受到國內外研究者專注的主要誘因。有相關研究表明，教練員的自主性支持可以預測運動員對3種基本心理需要的滿足感，需要的滿足可以預測他們參與運動的熱情[39]，基本需要得不到滿足，將會導致運動員自我決定動機受到影響，進而使其產生心理疲勞[40]。朱曉娜等[16]研究顯示，運動員基本心理需要與教練員自主支持、運動員滿意感均存在正向影響，且在二者的關系中存在間接效應?？梢?，基本心理需要連接外部環(huán)境與個體動機和認知方式。

我國運動員訓練負荷普遍較大，恢復相對不足，大部分運動員長期處于封閉式訓練，其自主決策的權利受到壓制，社會支持功能被弱化，使得運動員可能更易產生心理疲勞，進而過早結束運動生涯。因此，基于自我決定理論應用的研究，更應充分結合我國本土化現實訓練情境，關注運動員基本心理需要的滿足，當環(huán)境支持運動員基本心理需要的滿足時，就會防治運動性心理疲勞的發(fā)生。SDT觀點表明，要想使個體行為表現出積極性，就必須促使個體在所從事活動中能夠體驗到心理以及情感滿足。相較于基本心理需要這一中介變量，自主性動機的中介變量效應減弱了很多，占總效應的23.08%。原因可能是教練員自主支持對基本心理需要的影響效應值（0.79）高于對自主性動機的影響路徑效應值（0.22），畢竟3種基本心理需要是促進個體行為動機形成的必要條件。教練員自主支持可以通過基本心理需要和自主性動機這一鏈式中介效應影響心理疲勞，由此可論證，滿足基本心理需要可促使自主性動機的形成，并最終對心理疲勞進行推測。通過SEM分析還發(fā)現，自主性動機作為中介變量的作用雖不如基本心理需要的3個因子明顯，但內部動機和認同調節(jié)是預防運動員心理疲勞自主性動機的主要原因，激發(fā)運動員運動訓練期間的內部動機和認同調節(jié)對防治運動員心理疲勞的產生具有重要作用。依據SDT構建層級SEM亦得到相關研究的類似支持，如項明強[35]研究發(fā)現，在體育課程中，體育教師所提供的自主支持環(huán)境能使學生基本心理需要得到滿足和自主性動機的形成，從而對青少年體育鍛煉起到積極作用；羅云[34]以613名初中生為調查對象，構建基于自我決定理論的消除學生學業(yè)倦怠的模型，該模型中，感知教師自主支持可預測基本心理需要的滿足，進而增強其學習自主動機，減少學習倦怠。由此可見，在預測運動員心理疲勞的路徑中，不僅要考慮自主性支持環(huán)境促進基本心理需要的滿足，同時，基本心理需要還可以激發(fā)自主性動機的形成，最終作用于防治和緩解運動員心理疲勞的出現。

4 結 論

（1）通過SEM擬合度驗證，有效支持自我決定理論預測模型可以有效解釋中國運動員心理疲勞程度；（2）基本心理需要、自主性動機在教練員自主支持與運動員心理疲勞間起部分中介作用，基本心理需要→自主性動機的鏈式中介起完全中介作用；（3）本研究構建的中介效應模型在一定程度上揭示了教練員自主支持與運動員心理疲勞間的內在機制，對于運動員心理疲勞防治與緩解工作具有一定參考和實踐價值。