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青少年运动员完美主义与心理疲劳关系的重构——基于基本心理需要的中介效应

郭正茂, 杨剑

郭正茂, 杨剑. 青少年运动员完美主义与心理疲劳关系的重构——基于基本心理需要的中介效应[J]. 上海体育学院学报 , 2018, 42(1): 95-103. DOI: 10.16099/j.sus.2018.01.014
引用本文: 郭正茂, 杨剑. 青少年运动员完美主义与心理疲劳关系的重构——基于基本心理需要的中介效应[J]. 上海体育学院学报 , 2018, 42(1): 95-103. DOI: 10.16099/j.sus.2018.01.014
Guo Zhengmao, Yang Jian. The Reconstruction of the Relationship between Perfectionism and Burnout in Adolescent Athletes-Based on the Mediating Effects of the Basic Psychological Needs[J]. Journal of Shanghai University of Sport, 2018, 42(1): 95-103. DOI: 10.16099/j.sus.2018.01.014
Citation: Guo Zhengmao, Yang Jian. The Reconstruction of the Relationship between Perfectionism and Burnout in Adolescent Athletes-Based on the Mediating Effects of the Basic Psychological Needs[J]. Journal of Shanghai University of Sport, 2018, 42(1): 95-103. DOI: 10.16099/j.sus.2018.01.014

青少年运动员完美主义与心理疲劳关系的重构——基于基本心理需要的中介效应

基金项目: 

国家社会科学基金教育学项目 BLA150061

详细信息
    作者简介:

    郭正茂(1991-), 男, 山东临沂人, 华东师范大学博士研究生; Tel.:15921908817, E-mail:1010838574@qq.com

  • 中图分类号: G80-05

The Reconstruction of the Relationship between Perfectionism and Burnout in Adolescent Athletes-Based on the Mediating Effects of the Basic Psychological Needs

  • 摘要: 采用"运动领域完美主义量表"、修订后的"青少年运动员基本心理需要量表""运动员心理疲劳问卷"对956名青少年运动员进行调查,旨在揭示青少年运动员完美主义对心理疲劳的影响及基本心理需要的中介作用。结果显示:①修订后的"青少年运动员基本心理需要量表"具有可靠的信效度,可作为测量青少年运动员基本心理需要的有效工具;②青少年运动员完美主义5个维度对心理疲劳均具有不同程度的显著正向预测作用,且知觉教练压力的预测作用更重要;③青少年运动员完美主义既可直接影响心理疲劳,又可通过基本心理需要的中介作用对心理疲劳产生间接影响。
    Abstract: The study is to explore the effect of perfectionism on athlete burnout in adolescent athletes, as well as the mediating effects of the basic psychological needs.956 adolescent athletes were recruited to complete MPS-S-C, Revised BPNS-A and ABQ.The results showed that ① With better reliability and validity, the revised BPNS-A can be used as an effective tool to measure the basic psychological needs of young athletes.② The 5 dimensions of perfectionism in adolescent athletes have significant positive prediction on athlete burnout, and the predictive effect of perceived coach pressure is more important.③ Perfectionism can not only directly influence athlete burnout, but also indirectly affect athlete burnout through the mediating effects of the basic psychological needs.
  • 随着2016年里约奥运会的闭幕,中国体育军团长达4年的新一轮奥运周期也正式拉开序幕。运动员秉承“更快、更高、更强”的奥林匹克格言备战奥运周期,刻苦训练,奋勇争先,无论在比赛还是训练中都力争完美状态。运动员在严格要求自己、追求完美的同时,是否会产生过多压力而导致心理疲劳是值得关注的问题。疲劳的防治是现代运动训练研究的核心问题之一。因此,在备战2020年东京奥运会过程中,研究运动性心理疲劳的问题,对发展我国“举国体制”竞技体育管理与训练模式具有重要意义。基于此,本文以青少年运动员为研究对象,力图揭示青少年运动员完美主义对心理疲劳的影响及基本心理需要的中介作用,这对于强化竞技体育后备人才培养、实施奥运战略、建设体育强国具有重要意义。

    20世纪50年代,奥地利心理学家Adler首次将完美主义(perfectionism)纳入个体心理学派的研究范畴[1]。Adler认为,追求完美是促使人类寻求自我发展、突破与超越的内在动力,强调完美主义积极表现的单一适应性特征;而德国精神分析学家Horney[2]把完美主义归结为神经症者的一种。20世纪80年代以来,完美主义的研究进入一个新阶段。Hollender[3]把完美主义定义为一种人格特征,即个体要求自己或他人有高标准的工作表现。Burn基于多视角的考究,认为完美主义是包括“expectations”“explains”“evaluations”在内的认知网络[4]。Frost等[5]认为,完美主义心理结构包括6个维度,根据不同维度又将完美主义划分为积极和消极的完美主义2种类型。国内学者就完美主义的概念、特征、结构等方面也进行了较为系统的研究。研究认为,完美主义是指在工作表现上对自己、他人要求的一种态度[6],并具有强加自我的高标准、过度依赖成功的自我评价、过分的自我批评以及恐惧失败4个核心特征[7]。纵观国内外学者的论述可以发现,对完美主义的研究正从强调行为层面向结构特性方面过渡,从只关注完美主义的消极或积极效应的单一维度向消极与积极效应并举的多维度过渡。

    笔者研究发现,在运动领域,特别是竞技运动领域,完美主义对运动员影响的研究还存在争议:以Frost等[8]、Hall等[9]、Stoll等[10]为代表的学者认为,完美主义会对运动员的成绩产生消极影响;以Gould等[11]为代表的学者认为,完美主义会对运动员的成绩产生积极影响,并指出完美主义是奥运冠军身上一种重要的人格特质,奥运冠军也倾向于把自己定义为完美主义者。连文杰等[12]也认为,运动员在比赛和训练中对完美主义的追求与优异成绩的取得是有关联的。张力为等[13]认为,当运动员在应激过程中不断消耗的心理、生理资源得不到及时补充时,就会导致心理机能下降,进而产生心理疲劳,表现在成就感降低、情绪/体力耗竭、对运动的消极评价3个维度上。

    国外关于完美主义与心理疲劳关系的研究成果较多。Stoll等[10]认为,当运动员产生不切实际的预期时就容易产生心理疲劳;Gould等[11]认为,完美主义作为一种人格特质,能够导致运动性心理疲劳的发生;Chen等[14]认为,消极的完美主义可以预测运动员心理疲劳。此外,Appleton等[15]还研究了多维完美主义与男运动员心理疲劳的关系。国内在该领域的研究还较少,对心理疲劳致因还停留在个人因素的探讨上,未进行实质的机制考量,而把完美主义作为心理疲劳致因的研究更是少之又少[16-17]。此外,国外学者就运动员完美主义与基本心理需要的关系进行了考究。Kaye等[18]研究认为,过度追求完美主义会破坏基本心理需求的满足,因为运动员对完美主义的追求是通过避免消极的社会评价来调节行为实现的。这就意味着他们可能会通过达到一些外部表现的标准来证明自我价值,避免消极的情绪体验。这种神经质的倾向很可能会破坏对自主性、能力以及关联性的感知,并且促进不良情绪的感知[19]。为了支持这一观点,学者们也试图找到一些纵向研究的证据来支持“完美主义的过度追求”与基本心理需求存在负相关关系[20]。而且,这种关系在青少年运动情景下会很明显地显现出来,如Mallinson等[21]研究发现,在青年运动员中完美主义的过度追求与基本心理需要存在负向关联。与此同时,适度完美主义很可能预示着更高水平的基本心理需要的实现,这是因为适度完美主义在很大程度上是通过导向途径及更高个人标准的达成来调节行为的实现的。这种个人标准是自己设定的,具有更高的激励作用,这就意味着适度追求完美主义的运动员很有可能在基本心理需要中希望体验一些伴随性的获得,尤其是那些有自主性和能力的运动员。

    解释运动员心理疲劳致因的理论模型众多[22-23],如运动承诺模型、单一认同发展与外在控制模型、心理资本理论等[24-26]。基于自我决定理论(self determination theory)解释运动员心理疲劳是近几年运动员心理疲劳领域研究的热点之一[27-28],而运动员心理疲劳的研究主要集中在基本心理需要理论与运动员心理疲劳的关系上。因此,基本心理需要理论也为解释运动员心理疲劳提供了一个理论框架。Hodge[29]和Lonsdale等[30]通过调查研究发现,运动员基本心理需要与心理疲劳呈显著负相关。Quested等[31]对219名高水平舞蹈者调查研究后发现,基本心理需要可以预测心理疲劳,两者呈负相关关系。Perreault等[32]和Sheldon等[33]研究指出,自主需要、能力需要、关系需要这三者的平衡可以避免产生高水平的心理疲劳。综上所述,国外关于基本心理需要与运动员心理疲劳关系的研究结论较为一致,即运动员基本心理需要可以预测心理疲劳,两者呈负相关关系。

    目前,国内关于基本心理需要与运动员心理疲劳关系的研究还处于探索阶段,多数研究为综述研究[34-35]、描述研究[36]等。究其原因,可能是基本心理需要理论对心理疲劳的解释在“举国体制”下中国运动员行为的适切性上还存在质疑。因此“这一带有浓厚的西方文化色彩的心理学研究成果——基本心理需要理论,能否用来解释、预测中国运动员的行为还需要进一步考究”[32]。加强国外已有理论的本土化验证,建立本土化心理疲劳机制,是未来基本心理需要与心理疲劳关系研究领域的重要课题。

    此外,伴随基本心理需要理论的发展,国外基本心理学研究所需要的测量工具也在不断更新[24]。起初基本心理需求量表由3个分量表构成,分别为Ntoumanis [37]编制的“自主需要量表”、Mcauley等[38]编制的“能力需要量表”、Richer等[39]编制的“关系需要量表”。Wilson等[40]经过质化与量化研究程序编制了“健身运动情境下心理需求满足感量表”。2006年Vlachopoulos等[41]编制了“运动基本心理需求量表”,共12个条目,3个维度(自主需要、能力需要、关系需要),量表的信效度达到了体育科学心理测量标准。目前,国内仍缺乏运动员,特别是青少年运动员基本心理需要的测量工具。

    鉴于此,本文旨在中国文化背景下修订Vlachopoulos等编制的“运动基本心理需求量表”,并在此基础上基于基本心理需要理论,探讨青少年运动员完美主义影响心理疲劳的作用机制,以期为我国青少年运动员基本心理需要提供有效的测量工具,并为三者间的关系构建清晰的模型框架。具体研究假设如下。假设1:青少年运动员完美主义对心理疲劳具有显著的正向预测作用。假设2:青少年运动员的基本心理需要在完美主义对心理疲劳的预测中起到中介作用。

    本部分研究采用整群抽样法,从北京、上海、山东、山西、安徽、湖北、四川等省市共16所少体校抽取800名运动员为被试。具体构成为北京市2所少体校100名运动员,上海市3所少体校200名运动员,山东省2所少体校100名运动员,山西省2所少体校100名运动员,安徽省2所少体校100名运动员,湖北省3所少体校100名运动员,四川省2所少体校100名运动员。最后获得有效数据748份,其中男生423份,女生325份,平均年龄14.7岁(标准差SD=1.65),平均训练年限4.6 a(SD=1.25)。随机抽取60名运动员参加语言等值性测试。

    本部分研究从北京、上海、山东、山西、安徽、湖北、四川等省市共16所少体校随机抽取1 000名运动员为被试。具体构成为北京市2所少体校100名运动员,上海市3所少体校200名运动员,山东省2所少体校200名运动员,山西省2所少体校100名运动员,安徽省2所少体校100名运动员,湖北省3所少体校200名运动员,四川省2所少体校100名运动员。最后获得有效数据956份,其中男生525份,女生431份,平均年龄14.5岁(SD=1.65),平均训练年限4.5 a(SD=1.5)。

    完美主义的测量选用“运动领域完美主义量表(MPS-S-C)”[42]。连文杰、毛志雄等经过多次修订后最终形成的“运动领域完美主义量表”,具有良好的信效度。量表由37个条目的5个维度构成,其中个人标准(PS)维度包含9个条目,如无论在训练或比赛中,我都为自己设立很高的成就目标;反复思考(RTM)维度包含7个条目,如比赛前,我会反复思考与比赛相关的事情;关注错误(CM)维度包含7个条目,如在比赛时,即使是微不足道的失误也会干扰到我;知觉父母压力(PPS)维度包含7个条目,如父母对我的运动专长有很高的期望;知觉教练压力(PCS)维度包含7个条目,如要是我在比赛中表现的不够完美,教练会批评我。采用Likert 5点评分,分数越高,表示该维度所示人格倾向程度越高。本次测量PS、RTM、CM、PPS、PCS分量表的Cronbach α依次为0.82、0.73、0.80、0.75、0.78。

    基本心理需要的测量选用本研究修订的“青少年运动员基本心理需要量表(BPNS-A)”,该表具有良好的信效度。量表由20个条目的3个维度构成,其中自主需要维度包含6个条目,如在运动中,我从事的项目是我喜欢的;能力需要维度包含6个条目,如在运动中,我觉得我有能力做出很好的表现;关系需要维度包含8个条目,如在运动中,我与其他人友善交往。采用Likert 5点评分,分数越高,表示该维度心理需要程度越高。本次测量自主需要、能力需要、关系需要分量表的Cronbach α依次为0.76、0.85、0.89。

    心理疲劳的测量选用Raedeke等[43]编制的“运动员心理疲劳问卷(ABQ)”。该量表在周毅刚等[44]的研究中表现出良好的信效度。量表由15个条目的3个维度构成,其中成就感降低维度包含5个条目,如我发挥不了自己的运动水平;情绪/体力耗竭维度包含5个条目,如在训练、比赛中我感到极度疲惫;对运动的消极评价维度也包含5个条目,如我不像以前那样关心运动成绩了。采用Likert 5点评分,分数越高,表示疲劳程度越高。本次测量情绪/体力耗竭、成就感降低、对运动的消极评价分量表的Cronbach α依次为0.84、0.76、0.87。

    首先,进行量表往返翻译。聘请2名中英双语者(英语专业,具备英语专业8级和高级英语翻译资格证)将Vlachopoulos等编制的英文版“运动基本心理需求量表”翻译为中文,再聘请2名中英双语者将中文翻译回英文,并在20名青少年运动员基本心理需要访谈的基础上,增加量表条目。同时笔者通过与2名运动心理学教授对中英版本量表进行讨论校订,最终形成30个条目的中文版“青少年运动员基本心理需要初始量表”。然后,对中文版量表进行语值性检验。选取上海市少体校熟练掌握英文、中文的60名运动员为被试,将他们分为4组(即中-中组、英-中组、英-英组、中-英组)进行间隔2周的前后测量。最后,在主试统一指导下,以学校为单位按团体实施的方式,先进行初始青少年运动员基本心理需要量表(BPNS-A)的测试,再进行MPS-S-C、正式BPNS-A以及ABQ的测试。

    利用SPSS 19.0软件进行项目分析、探索性因子分析,完成初始量表的项目筛选和因子提取;利用AMOS 20.0软件进行验证性因子分析,构建结构方程模型,检验量表信效度;利用EQS 6.1软件,采用逐步回归分析检验研究变量间的关系。

    研究表明,将层面理论(FT)中的映射语句应用于体育科学心理测评量表条目编制初期存在一定优势,特别对内容效度的构建,有利于条目全面覆盖内容,提升内容效度[45]。因此,首先将层面理论中的映射语句应用于项目分析(图 1)。

    图  1  “青少年运动员基本心理需要量表”映射语句
    Figure  1.  Mapping sentence of BPNS-A

    有研究[46]指出,运用临界比率法、积差相关法、标准差法等对量表条目进行删减是必不可少的。因此,根据经典测量理论(CTT),采用决断值、条目与总分相关、同质性检验对所有条目进行删减。项目分析结果表明,共删除了4个条目(表 1)。

    表  1  青少年运动员基本心理需要量表被删除条目
    Table  1.  Deleted item analysis table of BPNS-A
    条目 决断值 条目与总分相关 同质性检验 未达标准数量 备注
    条目与总分相关 校正条目与总分相关 条目删除后的α 共同性 因素负荷量
    T3 0.80 0.03 0.07 0.83 0.11 0.24 5 删除
    T5 1.76 0.08 0.08 0.84 0.19 0.30 5 删除
    T19 2.24 0.32 0.27 0.81 0.30 0.47 4 删除
    T27 2.48 0.28 0.20 0.80 0.31 0.32 4 删除
    标准 ≥3.00 ≥0.40 ≥0.40 ≥0.70 ≥0.20 ≥0.50
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    随机抽取356份数据,对保留的26个条目进行探索性因子分析。结果显示,KMO统计量为0.925,Bartlett球形检验的显著性水平P=0.00,表明条目间存在共同因子。最终获得3个因子的特征值大于1,累积解释方差为65.88%。结合碎石图佐证抽取3个因子,量表维度与条目分布最为合理。删除因子负荷低于0.40以及2个或2个以上因子负荷均大于0.40的条目。最终得到BPNS-A探索性因子分析结果(表 2)。

    表  2  青少年运动员基本心理需要量表探索性因子分析结果
    Table  2.  Exploratory factor analysis of BPNS-A
    条目 F1 F2 F3
    T26 0.864
    T28 0.787
    T25 0.711
    T22 0.673
    T23 0.621
    T21 0.591
    T30 0.557
    T29 0.555
    T11 0.886
    T17 0.806
    T13 0.708
    T12 0.636
    T16 0.514
    T14 0.428
    T1 0.720
    T6 0.768
    T8 0.607
    T9 0.594
    T7 0.596
    T2 0.477
    特征值 6.24 4.38 3.18
    累积解释变异量/% 27.59 54.02 65.88
      注:F1表示关系需要,F2表示能力需要,F3表示自主需要
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    为验证BPNS-A的结构效度、聚合与区分效度,对剩余的392份数据进行验证性因子分析。根据探索性因子分析结果建立一阶3因素假设结构方程模型(图 2)。拟合结果:卡方自由度比χ2/df=1.734,近似误差均方根RMSEA=0.046,均方根残差RMR=0.067,规准适配指数NFI=0.978,拟合优度指数GFI=0.980,调整拟合优度指数AGFI=0.937,比较拟合指数CFI=0.955,均达到了Bogozzi等[47-49]提出的拟合标准。BPNS-A验证性因子分析结果表明,修订后的量表具有良好的结构效度、聚合与区分效度。根据项目分析和探索性因子分析结果进行BPNS-A各维度内部一致性检验,结果显示BPNS-A各维度的Cronbach α系数为0.85、0.83、0.89,表明修订后量表内部的一致性良好,符合体育科学心理测量标准。为获取重测信度,对60名青少年运动员进行间隔2周的重测,结果显示,BPNS-A各维度相应的重测信度为0.82、0.85、0.91,均达到中等以上水平相关,表明量表具有良好的跨时间稳定性,如表 3所示。

    图  2  青少年运动员基本心理需要量表验证性因子分析模型
    Figure  2.  Confirmatory factor analysis model of BPNS-A
    表  3  青少年运动员基本心理需要量表各维度的内部一致性与重测信度
    Table  3.  Internal consistency and retest reliability of BPNS-A
    参量 自主需要 能力需要 关系需要
    Cronbachα 0.85 0.83 0.89
    重测相关r 0.82 0.85 0.91
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    整体而言,修订后的青少年运动员基本心理需要量表具有良好的信效度,可以作为后续研究的测量工具。

    首先,根据Baron等提出的判定中介作用标准检验基本心理需要的中介效应[50](表 4)。其次,判定完全与部分中介作用[51](图 3)。采用逐步回归分析法,检验分别以完美主义5个维度(即个人标准、反复思考、关注错误、知觉父母压力、知觉教练压力)为自变量,心理疲劳为因变量,基本心理需要3个维度(即自主需要、能力需要、关系需要)为中介变量的中介作用(图 48)。

    表  4  中介作用判定标准
    Table  4.  Decision criteria for the mediating effect
    步骤 判定方法 判定条件
    第1步 因变量对自变量进行回归 回归系数达到显著性水平
    第2步 中介变量对自变量进行回归 回归系数达到显著性水平
    第3步 因变量同时对自变量和中介变量进行回归 中介变量回归系数达到显著性水平;自变量回归系数减小
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    图  3  判定完全中介作用与部分中介作用
    Figure  3.  Decision criteria for complete mediating effect and partial mediating effect
    图  4  个人标准的中介模型
    Figure  4.  Mediation model of personal standards
    图  5  反复思考的中介模型
    Figure  5.  Mediation model of repeated thinking
    图  6  关注错误的中介模型
    Figure  6.  Mediation model of focusing on error
    图  7  知觉父母压力的中介模型
    Figure  7.  Mediation model of perceived parental stress
    图  8  知觉教练压力的中介模型
    Figure  8.  Mediation model of perceived coach stress

    图 4可以看出,运动员个人标准对心理疲劳的标准化回归系数值为0.408(P<0.001),说明个人标准对心理疲劳的正向预测效果显著;个人标准对关系需要的预测效果不显著(β=-0.063,P>0.05),个人标准对自主需要、能力需要的预测效果显著。然后把个人标准和基本心理需要同时代入回归模型后发现,个人标准对心理疲劳的β值分别下降到0.241(自主需要)、0.283(能力需要),均达到显著性水平,相应的基本心理需要的β值也均达到显著性水平;同时整体判定系数R2解释变异量增加了10.5%。这表明,同时以个人标准和基本心理需要为自变量,比仅以个人标准为自变量能更好地预测心理疲劳,自主需要和能力需要在个人标准对心理疲劳的预测中均起了部分中介作用。

    图 5可以看出,运动员反复思考对心理疲劳的β值为0.417(P<0.001),说明反复思考对心理疲劳的正向预测效果显著;反复思考对自主需要、能力需要、关系需要的预测效果均显著;然后分别把反复思考和基本心理需要同时代入回归模型后发现,反复思考对心理疲劳的β值分别下降到0.346(自主需要)、0.378(能力需要)、0.243(关系需要),均达到显著性水平,相应的基本心理需要的β值也均达到显著性水平;同时整体R2解释变异量增加了11.7%。结果表明,同时以反复思考和基本心理需要为自变量,比近以反复思考为自变量能更好地预测心理疲劳,自主需要、能力需要、关系需要在反复思考对心理疲劳的预测中均起了部分中介作用。

    图 6可以看出,运动员关注错误对心理疲劳的β值为0.525(P<0.001),说明关注错误对心理疲劳的正向预测效果显著;关注错误对自主需要、能力需要、关系需要的预测效果均显著;然后把关注错误和基本心理需要同时代入回归模型后发现,关注错误对心理疲劳的β值分别下降到0.423(自主需要)、0.364(能力需要)、0.401(关系需要),均达到显著性水平;相应的基本心理需要的β值除关系需要(β=-0.032,P>0.05)未达到显著性水平外,自主需要、能力需要均达到显著性水平;同时整体R2解释变异量增加了9.8%。结果表明,同时以关注错误和基本心理需要为自变量,比仅以关注错误为自变量能更好地预测心理疲劳,自主需要、能力需要在关注错误对心理疲劳的预测中均起了部分中介作用。

    图 7可以看出,运动员知觉父母压力对心理疲劳的β值为0.402(P<0.001),说明知觉父母压力对心理疲劳的正向预测效果显著;知觉父母压力对能力需要的预测效果不显著(β=-0.163,P>0.05),对自主需要、关系需要的预测效果均显著;然后把知觉父母压力和基本心理需要同时代入回归模型后发现,知觉父母压力对心理疲劳的β值分别下降到0.352(自主需要)、0.223(关系需要),均达到显著性水平;相应的基本心理需要β值除能力需要(β=-0.163,P>0.05)未达到显著性水平外,自主需要、关系需要均达到了显著性水平;同时整体R2解释变异量增加了7.6%。这表明,同时以知觉父母压力和基本心理需要为自变量,比仅以知觉父母压力为自变量能更好地预测心理疲劳,自主需要、关系需要在知觉父母压力对心理疲劳的预测中均起了部分中介作用。

    图 8可以看出,运动员知觉教练压力对心理疲劳的β值为0.657(P<0.001),说明知觉教练压力对心理疲劳的正向预测效果显著;知觉父母压力对自主需要、能力需要、关系需要的预测效果均显著;然后把知觉父母、教练和基本心理需要同时带入到回归模型后发现,知觉教练压力对心理疲劳的β值分别下降到0.355(自主需要)、0.564(能力需要)、0.632(关系需要),均达到显著性水平;相应的基本心理需要β值均达到显著性水平;同时整体R2解释变异量增加了12.4%。这表明,同时以知觉教练压力和基本心理需要为自变量,比只有知觉教练压力能更好地预测心理疲劳。自主需要、能力需要、关系需要在知觉教练压力对心理疲劳的预测中均起了部分中介作用。

    量表修订的被试均来自少体校,为真正具有多年训练经历的青少年运动员,以此被试来修订“青少年运动员基本心理需要量表”具有重要的实际意义。修订后的“青少年运动员基本心理需要量表”共20个条目,3个维度,分别为自主需要维度(6个条目)、能力需要维度(6个条目)、关系需要维度(8个条目)。

    修订后的“青少年运动员基本心理需要量表”适配指标采用多元指标进行评鉴,评价指标分别为χ2/df、RMSEA、RMR、NFI、CFI、GFI、AGFI。χ2/df值为1~3,表示模型有简约适配程度;RMSEA和RMR的值不超过0.05,表示极佳的模型拟合度;模型绝对适配指数采用GFI、AGFI评价,两指标值为0.9~1.0,表示模式可接受;模型相对适配指数采用NFI、CFI评价,两指标值为0.9~1.0,表示模式可接受。

    验证性因子分析结果表明,修订的“青少年运动员基本心理需要量表”具有良好的信效度,后续研究可以利用该量表对青少年运动员的行为进行研究,以探讨基本心理需要对青少年运动员行为及行为结果的影响。

    本文分别以青少年运动员完美主义的5个维度为自变量,心理疲劳对完美主义这5个维度的回归系数分别为0.408(个人标准)、0.417(反复思考)、0.525(关注错误)、0.402(知觉父母压力)、0.657(知觉教练压力)。结果表明,青少年运动员完美主义5个维度对心理疲劳均具有不同程度的显著正向预测作用,且知觉教练压力的预测作用更加重要,假设1得到支持。以往研究也表明,运动员的完美主义可以有效预测心理疲劳。在比赛或训练中,运动员将个人目标设定的过高是导致运动性心理疲劳的原因之一[52];反复思考和关注错误越多,表明个体对内关注也越多,即对自己较为苛刻,从而产生心理疲劳[17];知觉父母压力和知觉教练压力越高,运动员的心理疲劳程度越高,运动员在意父母、教练等对自己的期望和要求,迫切希望得到父母、教练等的支持和信任,以获得社会支持[53]。根据张力为对运动性心理疲劳的定义可以认为,个人标准或个人目标、反复思考、关注错误均是导致心理疲劳的内部因素,即内源性压力;而知觉父母压力和知觉教练压力均是导致心理疲劳的外部因素,即外源性压力。内源性压力与外源性压力共同作用导致了运动员心理疲劳的发生。

    本文还以运动员完美主义和基本心理需要为自变量,以心理疲劳为因变量进行了逐步回归分析,结果表明基本心理需要(自主需要、能力需要、关系需要)在运动员完美主义(个人标准、反复思考、关注错误、知觉父母压力、知觉教练压力)对心理疲劳的预测中均起到了部分中介作用,假设2得到支持。研究发现,完美主义和基本心理需要都是影响心理疲劳的因素。首先,在我国独特的“举国体制”竞技体育管理与训练模式下,运动员的训练、比赛都要服从教练安排,自由选择的权利较少,因此,运动员得到的自主支持也相对较少。有研究认为,教练的执教行为是运动员心理疲劳致因之一[54]。如何解决教练约束与队员自由的矛盾是缓解运动员心理疲劳的必经之路。其次,关系需要对心理疲劳也有很大影响。运动员常年与教练、队友生活在一起,因此与教练、队友的关系直接影响运动员心理疲劳的程度。再次,中国以批评为主的传统教育思想会影响运动员的能力感知,打击其积极性,能力感知的匮乏也是导致运动员心理疲劳的重要因素。合理的组织训练方式、良好的队内环境会让运动员获得一种成就感,这些都是缓解运动员心理疲劳程度的重要因素。因此,运动员心理疲劳的预防与缓解需要多方面人力、财力、物力等的共同作用。如果运动员能够设置合理的目标定位,通过不断练习建立积极的思维、坚定的信念,再加上领导、教练、父母、队友给予的足够的社会支持和全面的人文关怀使其基本心理需要(自主需要、能力需要、关系需要)得到满足,就能预防或缓解运动员心理疲劳的程度。

    修订后的“青少年运动员基本心理需要量表(BPNS-A)”具有可靠的信效度,可作为测量青少年运动员基本心理需要的有效测量工具。

    青少年运动员基本心理需要在完美主义对心理疲劳的预测中起到了部分中介作用。具体而言:自主需要和能力需要2个维度在个人标准对心理疲劳的预测中起部分中介作用;自主需要、能力需要、关系需要3个维度在反复思考对心理疲劳的预测中起部分中介作用;自主需要、能力需要2个维度在关注错误对心理疲劳的预测中起部分中介作用;自主需要、关系需要2个维度在知觉父母压力对心理疲劳的预测中起部分中介作用;自主需要、能力需要、关系需要3个维度在知觉教练压力对心理疲劳的预测中起部分中介作用。

    构建的中介效应模型在一定程度上揭示了青少年运动员完美主义影响心理疲劳的作用机制,对于青少年运动员心理疲劳防治工作具有一定的参考价值。未来可以从完美主义各维度出发,特别是从知觉教练压力这一维度提升青少年运动员基本心理需要的满足度,进而缓解心理疲劳。

  • 图  1   “青少年运动员基本心理需要量表”映射语句

    Figure  1.   Mapping sentence of BPNS-A

    图  2   青少年运动员基本心理需要量表验证性因子分析模型

    Figure  2.   Confirmatory factor analysis model of BPNS-A

    图  3   判定完全中介作用与部分中介作用

    Figure  3.   Decision criteria for complete mediating effect and partial mediating effect

    图  4   个人标准的中介模型

    Figure  4.   Mediation model of personal standards

    图  5   反复思考的中介模型

    Figure  5.   Mediation model of repeated thinking

    图  6   关注错误的中介模型

    Figure  6.   Mediation model of focusing on error

    图  7   知觉父母压力的中介模型

    Figure  7.   Mediation model of perceived parental stress

    图  8   知觉教练压力的中介模型

    Figure  8.   Mediation model of perceived coach stress

    表  1   青少年运动员基本心理需要量表被删除条目

    Table  1   Deleted item analysis table of BPNS-A

    条目 决断值 条目与总分相关 同质性检验 未达标准数量 备注
    条目与总分相关 校正条目与总分相关 条目删除后的α 共同性 因素负荷量
    T3 0.80 0.03 0.07 0.83 0.11 0.24 5 删除
    T5 1.76 0.08 0.08 0.84 0.19 0.30 5 删除
    T19 2.24 0.32 0.27 0.81 0.30 0.47 4 删除
    T27 2.48 0.28 0.20 0.80 0.31 0.32 4 删除
    标准 ≥3.00 ≥0.40 ≥0.40 ≥0.70 ≥0.20 ≥0.50
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    表  2   青少年运动员基本心理需要量表探索性因子分析结果

    Table  2   Exploratory factor analysis of BPNS-A

    条目 F1 F2 F3
    T26 0.864
    T28 0.787
    T25 0.711
    T22 0.673
    T23 0.621
    T21 0.591
    T30 0.557
    T29 0.555
    T11 0.886
    T17 0.806
    T13 0.708
    T12 0.636
    T16 0.514
    T14 0.428
    T1 0.720
    T6 0.768
    T8 0.607
    T9 0.594
    T7 0.596
    T2 0.477
    特征值 6.24 4.38 3.18
    累积解释变异量/% 27.59 54.02 65.88
      注:F1表示关系需要,F2表示能力需要,F3表示自主需要
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    表  3   青少年运动员基本心理需要量表各维度的内部一致性与重测信度

    Table  3   Internal consistency and retest reliability of BPNS-A

    参量 自主需要 能力需要 关系需要
    Cronbachα 0.85 0.83 0.89
    重测相关r 0.82 0.85 0.91
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    表  4   中介作用判定标准

    Table  4   Decision criteria for the mediating effect

    步骤 判定方法 判定条件
    第1步 因变量对自变量进行回归 回归系数达到显著性水平
    第2步 中介变量对自变量进行回归 回归系数达到显著性水平
    第3步 因变量同时对自变量和中介变量进行回归 中介变量回归系数达到显著性水平;自变量回归系数减小
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出版历程
  • 收稿日期:  2017-06-23
  • 修回日期:  2017-09-01
  • 发布日期:  2018-01-29
  • 刊出日期:  2018-01-29

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