技能类项目运动员心理疲劳的评价标准

张连成，张力为

1 引言

心理疲劳（Burnout)最初是来源于助人领域（例如教师、警察、医护人员等)，同时也是体育运动中经常提及的一个词，由于其对运动训练以及比赛的消极影响而被体育科学工作者所关注。但是人们对心理疲劳的重视程度和探索深度还远远不够，就目前来看，已有研究还远远不能满足运动实践的需要。问题之一就是，如何有效评价运动员的心理疲劳?目前的定量评价主要是采用自陈报告法，定性的评价是采用访谈法。就定量的自陈报告法而言，目前在体育运动中，运动员心理疲劳问卷（ABQ)被公认为是最合适的测量工具（Cresswell，Eklund，2006；Goodger，Gorely，Lavallee，Harwood，2007)[25，27]。该问卷包括：情绪/体力耗竭，成就感降低和运动负评价3个维度，3个维度反映了心理疲劳的3个不同方面。

运动性心理疲劳的研究应该考虑到3个维度的独特性问题，例如，不同的维度代表不同的方面，在不同时期的表现可能也会不同，因此，在进行干预时应该根据不同维度的表现给予针对性措施。例如，毕晓婷（2009)[1]研究发现，“运动性心理疲劳”是一种流动的过程，这个概念本身是一个具有三因素结构的动态构念，其中“情绪和体力耗竭”与“对运动的负评价”两个因素的变化规律类似，均在比赛期增加，在调整期降低；而“运动成就感降低”因素则相反，在赛期降低而在休息期提高。

同时，运动性心理疲劳的研究也应该考虑3个维度的整合问题。运动心理疲劳的3个维度虽然反映了3个不同的方面，但是很多情况下，运动实践需要解决单一指标评价的问题，例如，有多个心理指标需要筛选，这样，3个维度就需要给出一个综合评价。再如，调查运动员心理疲劳的流行率，检验心理疲劳组与不疲劳的人群在其他变量上的差异，以及干预效果的评价等。另外，在一些复杂的研究设计中（例如有三维交互作用，3个因变量)，可以简化为一个整体因变量。

但是，该问卷的3个分量表相互独立，不能合并为一个总分，这就导致一个问题：如何评价运动员心理疲劳程度?要是3个分量表都高，那很明显是心理疲劳了，但是高到多少才是心理疲劳呢?要是有两高一低呢，我们如何判断?因此，非常有必要建立一个运动员心理疲劳的评价标准[29]。同时，考虑到技能类项目运动员与体能类项目运动员在心理疲劳各个维度上的表现可能不一样，因此，本研究重点考察技能主导类项目运动员的心理疲劳评价问题。本研究通过两步来建立一个问卷法评定技能类项目运动员心理疲劳的评价标准，为有效检测和评价运动员心理疲劳，以及干预运动员心理疲劳提供量化依据，为运动员心理疲劳测试的反馈提供便利。

2 技能类项目运动员心理疲劳评价标准的建立

2.1 研究目的与假设

采用与心理疲劳关系比较密切的训练比赛满意感为因变量，以心理疲劳的3个维度为自变量进行回归分析，并假设心理疲劳不同维度对训练比赛满意感的解释力不同，由此确定心理疲劳3个维度的相对重要性，以建立我国技能类项目运动员心理疲劳的评价标准。

2.2 方法

2.2.1 研究参与者

来自国家健美操队、国家体操队、国家艺术体操队、国家网球队，浙江省跳水队、体操队、拳击队、乒乓球队、射击队、羽毛球队、沙滩排球队，北京体育大学散打队、柔道队、武术套路队，黑龙江省摔跤队，辽宁省篮球队，内蒙古排球队、篮球队、体操队、射击队、柔道队、跆拳道队、足球队，河南省射箭队，北京市垒球队、射箭队、北京国安越野足球俱乐部青少年足球队，厦门市乒乓球队，共381名运动员参与了本研究，其中，二级运动员88人，一级运动员66人，健将及其以上61人，166名运动员等级信息缺失，平均年龄为18.44±3.58岁，平均训练年限为6.65±4.14年。

2.2.2 量具

2.2.2.1 运动员心理疲劳问卷

运动员心理疲劳的测量采用 Raedeke和 Smith （2001)[37]研制的《运动员疲劳问卷》，该量表在国内已经有人翻译并使用过。林岭（2006)[6]的研究发现，成就感降低分量表的内部一致性系数为0.62，情绪/体力耗竭分量表的内部一致性系数为0.68，对运动的消极评价分量表的内部一致性系数为0.75。赵福兰（2007)[19]的研究发现，成就感降低分量表的内部一致性系数为0.73，情绪/体力耗竭分量表的内部一致性系数为0.71，对运动的消极评价分量表的内部一致性系数为0.74。这些研究表明，该心理疲劳问卷在我国运动员中的信度还是可以接受的。毕晓婷（2009)[1]通过对6名艺术体操运动员的访谈发现，运动员心理疲劳的结构符合 Raedeke和 Smith （2001)[37]提出的三维结构理论。本研究中，成就感降低分量表的内部一致性系数为0.558，情绪/体力耗竭分量表的内部一致性系数为0.757，对运动的消极评价分量表的内部一致性系数为0.667。

2.2.2.2 训练比赛满意感量表

运动员训练比赛满意感的测量采用张力为、梁展鹏（2002)编制的《训练比赛满意感量表》进行测量[14]。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.749。

2.3 结果

2.3.1 运动员心理疲劳3个分量表与训练比赛满意感的相关关系

本研究检验了心理疲劳的3个分量表与训练比赛满意感的相关，结果表明，运动员心理疲劳的3个分量表与其训练比赛满意感呈显著负相关关系，与以往的研究基本一致。而且3个分量表之间，两两呈正相关（表1)。

表1 本研究心理疲劳的3个分量表以及训练比赛满意感的平均数、标准差及零阶相关一览表

2.3.2 心理疲劳不同分量表对解释运动员训练比赛满意感的贡献

为了检验技能类项目运动员心理疲劳不同分量表在解释训练比赛满意感上的相对重要性，同时，为了检验心理疲劳3个分量表在解释训练比赛满意感时的相对重要性，我们采用优势分析的方法进行分析，该方法是确定不同自变量相对权重的有效方法（谢宝国，龙立荣，2006；张力为，2002；张力为，梁展鹏，2002)[9，12，14]。优势分析是由Budescu（1993)[20]发展起来的一种确定多元回归方程中各预测变量相对重要性的方法。与传统方法相比，优势分析突出的特点是，全面比较了在由全模型所衍生出来的所有子模型情况下，各预测变量（X1，X…XP)在解释或预测标准变量 Y时，它们之间的相对重要性。

本研究以训练比赛满意感为因变量，以心理疲劳不同分量表为自变量进行优势分析。结果表明，心理疲劳可以解释训练比赛满意感总方差的35.30％；同时，在已解释的那部分方差中，成就感降低贡献了46.74％，情绪/体力耗竭贡献了其中的 21.25％，运动的消极评价贡献了32.01％（表2)。

表2 本研究技能类项目运动心理疲劳3个分量表对训练比赛满意感解释的优势分析一览表

2.3.3 心理疲劳的标准分与心理疲劳的分类

考虑到运动员心理疲劳原量表的3个维度是相互独立的，不能直接合成总分，因此，我们对心理疲劳3个分量表的原始分进行标准分转换，利用标准分进行计算和比较。但是要将不同分量表进行标准分转换，需要检验原始数据的分布，只有分布状态相同或接近，才能进行转换计算（戴海崎，张锋，陈雪枫，2003)[2]。因此，要对心理疲劳的3个维度进行正态性检验，正态性检验结果发现，心理疲劳的3个维度均呈正偏态（表3)。

表3 本研究心理疲劳3个分量表的正态性检验一览表

表3的正态性检验结果表明，心理疲劳的3个维度可以进行标准分数的转换，同时，根据表2显示的优势分析结果，我们首先给心理疲劳不同维度的标准分进行加权之后再计算心理疲劳的标准分（表4)，最后再采用以下公式计算运动员心理疲劳得分：

心理疲劳 Z加权总分=Z成就感降低×0.47+Z情绪/体力耗竭× 0.21+Z运动的消极评价×0.32

同时，在综合教练员运动员，意见的基础上，并参照其他人的分类，结合上述公式计算心理疲劳得分，我们将这381名技能类项目运动员分为三类；分别为无心理疲劳（下位25.00％)、轻度心理疲劳（中间50.00％)和严重心理疲劳3组（上位25.00％)。也就是按上述公式计算心理疲劳Z加权总分＜-0.55为无心理疲劳，在-0.55～0.50之间为轻度心理疲劳，≥0.50为严重心理疲劳（表5)。

表4 本研究心理疲劳3个分量表标准分转换以及加权标准分一览表

2.4 分析与讨论

将心理疲劳的3个维度作为一个整体来进行评价的好处是：理论上，心理疲劳是一个整体的概念，是一个对症状的整体描述；实践上，更加方便，例如可以调查心理疲劳的流行率，可以检验心理疲劳组与不疲劳的人群在其他变量上的差异，以及干预效果的评价等。另外，在一些复杂的研究设计中（例如有三维交互作用，3个因变量)，心理疲劳的3个维度可以简化为一个整体因变量进行检验，为研究提供便利。

表5 本研究不同程度心理疲劳的临界值以及人数一览表

例如Buunk、Ybema、Gibbons、Ipenburg（2001)[21]就是将心理疲劳的3个维度合成一个总分来评价心理疲劳的，并探讨了心理疲劳与不同社会比较后的情绪反应之间以及社会比较取向之间的关系。Lemyre、Treasure、Roberts （2006)[32]将心理疲劳 3个维度合并成一个总分加以计算，研究发现，不同的动机变化可以有效预测运动员心理疲劳的各个维度。动机下降组在心理疲劳总分以及各个不同维度均显著高于动机上升组，并且，效果量比较大，说明这种差别是有意义的。但是，他们是直接加的总分，而3个分量表最初又是正交的，所以，结果未必合适。

因此，本研究也是将心理疲劳看作是对症状整体的描述，并针对心理疲劳3个维度相互独立，不能合总分的问题，我们首先进行了标准分数的转换，然后，根据优势分析的结果将不同分量表进行加权来求总分，并综合教练员与运动员的建议，我们将心理疲劳分成了3组。这样，可以在实践中为更加有效地区别不同心理疲劳程度，为运动员心理疲劳的监控以及干预提供依据。

3 技能类项目运动员心理疲劳评价标准的检验

3.1 研究目的与假设

本研究第1步建立了一个问卷法评价我国技能类项目运动员心理疲劳的标准，但是，该标准是否合理还需要做进一步检验，因此，进行了第2步研究。基本思路为：首先，根据前期的标准对新选取的运动员进行心理疲劳的定性评价，划分出不同的组别，然后检验该分组是否合理，本研究采用与心理疲劳密切相关的训练比赛满意感、运动动机、自尊为效标进行检验，并假设严重心理疲劳组较轻度心理疲劳组，轻度心理疲劳组较无心理疲劳组有更低的满意感，更低的运动动机，更低水平的自尊。

3.2 方法

3.2.1 研究参与者

北京市乒乓球队、体操队、摔跤队，浙江省散打队、排球队，河南省射击队、武术套路队，河北省跳水队、射击队在内的男131人，女61人共192名运动员参与了本研究；运动级别：二级运动员43人、一级运动员67人、健将及其以上58人，24名等级信息缺失；平均年龄为18.46±4.01岁，平均训练年限为6.64±3.41年。

3.2.2 量具

3.2.2.1 运动员心理疲劳问卷

运动员心理疲劳的测量采用 Raedeke和 Smith （2001)[37]研制的《运动员疲劳问卷》，本研究中，成就感降低分量表的内部一致性系数为0.628，情绪/体力耗竭分量表的内部一致性系数为0.806，对运动的消极评价分量表的内部一致性系数为0.694。

3.2.2.2 训练比赛满意感量表

运动员训练比赛满意感的测量采用张力为、梁展鹏（2002)[14]编制的《训练比赛满意感量表》进行测量，本研究中该量表的内部一致性系数为0.716。

3.2.2.3 尊量表

该量表由Rosenberg于1965年编制，包括10个条目，用于人们对自己的价值、长处等的总体评价，分数在10～40，分数越高，自尊水平越高[8]。张力为、符明秋（2000)[13]的一项研究发现，检验此量表内部一致性时，将反向条目进行转换后，条目8（我希望我能为自己赢得更多尊重)与大多数条目呈负相关，且项目分析提示，删除该条目可使克隆巴赫α系数从0.79提高至0.82。这可能是由于中国人与美国人对该条目的不同理解造成。为了满足测量等值性的要求，在后续分析中，特将条目8删去。其他9个条目之间的相关以及题总相关，在方向上均与原量表一致，因此予以保留。本研究也发现同样倾向，删除该条目可使克隆巴赫α系数从0.719提高至0.825，以这9个条目构成的自尊量表的内部一致性系数为0.825。

3.2.2.4 运动动机量表

由张力为（2001)设计的《运动动机量表》[11]，本研究中参与倾向分量表的内部一致性系数为0.676，回避倾向分量表的内部一致性系数为0.733。

3.2.2.5 运动情境动机量表

该量表由 Guay等人（2000)编制，田宝和杨铭（2004)应用该量表对我国高校运动员进行施测，并对该量表信度和效度进行了检验，结果表明，该量表的信、效度良好[15]。本研究选取了该量表的内部动机分量表和缺乏动机分量表，内部动机分量表的内部一致性信度系数为0.829，缺乏动机分量表的内部一致性系数为0.578。

3.3 结果

3.3.1 技能类项目运动员心理疲劳的评价

根据本研究建立的评价标准，在这192名技能类项目运动员中，有51人被诊断为无心理疲劳，有93人被诊断为轻度心理疲劳，有48人被诊断为严重心理疲劳。

3.3.2 不同程度心理疲劳组在各变量上的差异检验

为了检验上一步建立的心理疲劳评价标准是否合适，本研究检验了不同心理疲劳组在训练比赛满意感、参与倾向、回避倾向、动机、自尊、内部动机以及缺乏动机上的差异。方差分析的结果表明，不同心理疲劳组在各个变量上的差异均显著（表6)。后续检验发现，无心理疲劳组与轻度心理疲劳组在各个变量上差异均达到显著水平，轻度心理疲劳组与严重心理疲劳组在训练比赛满意上差异不显著（P=0.105)，在其他变量上均存在显著差异。显著性可以回答某种差异或相关的准确性或可靠性，但无法回答这种差异或相关程度的大小，而要评价差异或相关程度大小的指标为效果量（张力为、祁国鹰，1998)[16]。为了计算各个心理疲劳组在各个因变量上的差异大小，本研究计算了各组之间在因变量上的效果量（表7)。从表7可以看出，无心理疲劳组与轻度心理疲劳组在各个变量上的效果量得分范围为0.52～0.98，轻度心理疲劳组与严重心理疲劳组在各个变量上的效果量得分范围为0.30～1.15。而根据张力为等人（张力为、祁国鹰，2000；张力为， 2002)[12，17]的建议，根据实验组和控制组两个隶属总体其分布的重叠程度，可对效果量的大小大致规定如下：当两个分布重叠程度大致为85％时，ES小于0.2，说明效果量较小；当两个分布重叠程度为67％时，ES接近0.5，说明效果量中等；当两个分布重叠程度减到53％或更少时，ES超过0.8，说明效果量较大。无心理疲劳组与轻度心理疲劳组在各个变量上具有中等以上的差异，轻度心理疲劳组与严重心理疲劳组在各个变量上也具有一定的差异。这一结果提示，不同程度心理疲劳组之间在各个因变量上的差异比较明显，表明本研究建立的评价标准是具有说服力的。

表6 本研究不同心理疲劳组在各个变量上的差异一览表

表7 本研究不同心理疲劳组在各个变量上差异的大小（效果量)一览表

3.4 分析与讨论

为了检验心理疲劳评价标准的区分效度，本研究选用了和心理疲劳密切相关的训练比赛满意感、运动动机以及自尊为同时效标，进行了检验。

众多研究都表明，高情绪衰竭、高人格解体与低工作满意感有关，高个人成就感与高工作满意感有关。Koustelios和 Tsigilis（2005)[30]对心理疲劳和工作满意感进行典型相关分析，发现二者存在显著的多元负相关。最近， Meeusen、Dam、Brown等（2010)[34]的研究也发现，心理疲劳与工作满意感之间呈负相关关系。张连成、崔浩澜（2007)[18]通过分层回归分析发现，运动员心理疲劳在人口统计学变量、心理控制源以及自尊的基础上对训练比赛满意感的预测仍然能够起到增值贡献。这说明，运动员的心理疲劳更能影响运动员的训练比赛满意感。此外，很多研究表明了心理疲劳可以有效预测离职意愿[31，35]，这也间接提示，心理疲劳影响了满意感。这些结果都表明，使用训练比赛满意感作为同时效标来检验上述评价标准的区分效度是合适的。本研究的结果也得出，不同心理疲劳组在训练比赛满意感上存在着显著的差异，运动员越是心理疲劳，其训练比赛满意感越低。

目前，还没有研究专门探讨参与倾向、回避倾向与心理疲劳的关系。但是在相关领域已有许多研究发现心理疲劳对离职意愿的消极影响，这似乎可以帮助我们解释运动动机与心理疲劳的关系。许燕、王芳、蒋奖（2006)[10]认为，枯竭的程度可以在一定程度上预测员工的离职意向及其后的离职行为，深受枯竭感受困扰的员工士气低落，工作效率下降，与同事的关系恶化，可能会选择离开这一工作领域。李晓玉、高冬东、高峰（2007)[3]对党政干部的研究发现，党政干部工作倦怠与离职意向存在显著正相关，工作倦怠可以影响离职意向。李永鑫、李艺敏（2007)[5]对护士的研究发现，工作倦怠量表包含的3个因素中，耗竭对离职意向有显著的预测作用。Rainey和Hardy （1999)[38]对橄榄球裁判员的研究也发现，裁判员的心理疲劳可以预测其退出裁判生涯的意愿。因此，我们可以假设心理疲劳者有更高的回避倾向，更低的参与倾向，动机得分更低。结果也支持了本研究的假设：不同心理疲劳组在参与倾向、回避倾向、动机总分上均存在显著差异，运动员越是心理疲劳，其参与倾向越低，回避倾向越高，动机得分越低。

另外，Goodger、Gorely、Lavallee等（2007)[27]对相关的运动性心理疲劳研究文献进行梳理，发现关于运动心理疲劳与运动动机的研究中，内部动机与心理疲劳存在显著负相关，缺乏动机与心理疲劳存在显著正相关。例如，Cresswell和 Eklund（2005a，2005b，2005c)[22-24]、Gould、Udry等（1996)[28]以及 Raedeke、Smith（2001)[37]的研究都发现，内部动机与心理疲劳是负相关的关系，无动机（或缺乏动机)与心理疲劳是正相关的关系。本研究以内部动机和缺乏动机为效标，检验了不同心理疲劳组在这两个变量上的差异，结果支持本研究的假设，运动员不同程度的心理疲劳在内部动机以及缺乏动机上存在显著差异，运动员越是心理疲劳，其内部动机越弱，越缺乏动机。

李永鑫、李艺敏（2006)[4]也发现，不同倦怠组在自尊上存在显著性差异，也就是说，运动员的高自尊可能有助于缓解其心理疲劳。本研究将自尊作为运动员心理疲劳的鉴别指标，结果发现，运动员的心理疲劳与自尊存在显著负相关。将不同程度心理疲劳组在自尊上的差异进行了检验，结果差异显著。后续检验发现，两两之间也存在显著的差异，表明任何两个心理疲劳组在自尊水平上确实存在差异，运动员越是心理疲劳，其自尊水平越低，结果支持了本研究假设。

通过检验不同心理疲劳组在各个效标上的差异，可以看出，无心理疲劳、轻度心理疲劳以及严重心理疲劳三组之间确实存在着差异。这表明，本研究建立的心理疲劳评价方法是可行的，能够有效鉴别出运动员心理疲劳者的程度。

4 总的讨论

在运动实践中，心理疲劳越来越受到教练员、体育科研人员的关注。因此，有效的测量评价以及合理的干预和控制运动员的心理疲劳就成为体育运动实践中的热点问题。鉴于目前尚无评价运动员心理疲劳的标准，本研究已有相关领域研究的基础上，通过2个研究建立了技能类项目运动员心理疲劳的评价标准。通过研究1，以训练比赛满意感为因变量，以心理疲劳的3个分量表为自变量进行多元回归分析，并使用优势分析的方法，根据心理疲劳不同分量表对训练比赛满意感的解释度，将心理疲劳的3个维度进行了适当的加权，同时，考虑到心理疲劳各分量表相互独立，首先将原始分进行标准分数转换，再合并为一个总标准分，并综合运动员和教练员的意见，建立了技能类项目运动员心理疲劳的评价标准。在研究2中，本研究对该评价标准进行了检验，检验结果表明，该评价标准的区分效度是比较好的。

本研究在借鉴助人领域心理疲劳评价标准的基础上，分别采用标准分数转化和加权计算两个环节来解决以往研究中出现的分量表相互独立和不同权重问题，为有效评价运动员心理疲劳状况提供了一个参考依据，而且可以用于评价运动员心理疲劳的变化情况，以及不同干预手段的优劣评价等，为运动实践提供了一定的便利。

但是，本研究也存在一些不足，例如，运动员心理疲劳问卷的个人成就感降低维度的内部一致性信度有些低，个别条目不是很理想，未来的研究可能要考虑这个问题，给予适当处理，以提高心理疲劳测量的可靠性和有效性；再如，本研究的参与者均来自技能类项目，不能涵盖运动项目的总体，因此，该评价标准在评价体能主导类项群运动员心理疲劳时应该谨慎，未来研究应该扩展体能主导类项群运动员心理疲劳评价的研究。

5 结论

1.技能类项目运动员心理疲劳的标准分可以采用下面的公式进行计算：心理疲劳 Z加权总分=Z成就感降低×0.47+ Z情绪/体力耗竭×0.21+Z运动的消极评价×0.32。

2.技能类项目运动员心理疲劳可以定性的分为3类，分别为无心理疲劳、轻度心理疲劳和严重心理疲劳3组。也就是按上述公式计算心理疲劳 Z加权总分＜-0.55为无心理疲劳，在-0.55～0.50之间为轻度心理疲劳，≥0.50为严重心理疲劳。严重心理疲劳者需要尽快干预，否则会影响到训练，甚至会退出训练和比赛；轻度心理疲劳者应该给予提前监测，防微杜渐，避免严重化。

3.经过检验，该评价方法适合评价我国技能类项目运动员的心理疲劳，可以作为其他指标评价运动员心理疲劳。

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