朱國生 孫保利 李建民

摘要:基于“Choking”過程理論和以往研究結(jié)論,為建立“Choking”心理機(jī)制的概念模型,通過對11名專業(yè)青少年射擊運(yùn)動員在人為設(shè)置壓力情景下獲得的數(shù)據(jù),利用結(jié)構(gòu)方程模型軟件LISREL 8.54進(jìn)行路徑分析,結(jié)果表明:(1)積極應(yīng)對、個人自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝和自我效能感是“Choking”現(xiàn)象產(chǎn)生的關(guān)鍵因素,能有效預(yù)測“Choking”現(xiàn)象的發(fā)生;(2)競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我取向和任務(wù)取向?qū)乇軕?yīng)對方式產(chǎn)生顯著性效應(yīng);(3)積極應(yīng)對與回避應(yīng)對均不是外源變量產(chǎn)生“Choking”現(xiàn)象的中介變量。

關(guān)鍵詞:運(yùn)動心理學(xué);“Choking”現(xiàn)象;心理機(jī)制;青少年射擊運(yùn)動員

中圖分類號:G804.86文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1006-7116(2009)11-0067-06

Building of a model of the “Choking” mental mechanism for teenage shooters

ZHU Guo-sheng1,SUN Bao-li1,LI Jian-min2

(1.School of Physical Education,Soochow University,Suzhou 215021,China;

2.Department of Physical Education,Weifang University,Weifang 261000,China)

Abstract: Based on theories on the “Choking” process and conclusions drawn by previous theories, the authors established a conceptual model of the “Choking” mental mechanism. The authors performed a path analysis based on the data acquired from 11 professional teenage shooters under the scenes of artificially set pressure and by utilizing LISREL 8.54–a structural equation model software, and revealed the following findings: 1) active response, individuals self awareness, competition characterized anxiety, winning expectation and sense of self efficiency are key factors for the occurrence of the “Choking” phenomenon; they can effectively predict the occurrence of the “Choking” phenomenon; 2) competition characterized anxiety, winning expectation, self orientation and task orientation produce a significant effect on dodging and responding modes; 3) both active dodging and responding are not mediate variables for exogenous variables to produce the “Choking” phenomenon.

Key words: sports psychology;“Choking” phenomenon;mental mechanism;teenage shooter

運(yùn)動競賽中,運(yùn)動員常常會出現(xiàn)一些發(fā)揮失?，F(xiàn)象,即使是優(yōu)秀運(yùn)動員有時也難以把握致勝的機(jī)會。例如:2008年北京奧運(yùn)會上,美國射手馬修?埃蒙斯在男子50 m步槍3×40發(fā)冠軍決賽中,最后一射出現(xiàn)了4.4環(huán)的重大失誤,使自己在領(lǐng)先3.3環(huán)的優(yōu)勢下痛失金牌,并重演了2004年雅典奧運(yùn)會上悲情的一幕。運(yùn)動心理學(xué)界將運(yùn)動員在重大比賽中技術(shù)發(fā)揮失常的現(xiàn)象稱之為“Choking”現(xiàn)象,并將其定義為:在壓力條件下,一種習(xí)慣的運(yùn)動執(zhí)行過程發(fā)生衰變的現(xiàn)象[1]。

由于“Choking”現(xiàn)象在體育競賽中屢見不鮮,諸多優(yōu)秀運(yùn)動員因?yàn)椤癈hoking”而毀掉了自己期待已久的冠軍夢,有的運(yùn)動員可能會因?yàn)橐淮巍癈hoking”體驗(yàn)而成為比賽中的“Choker”。為此,早在20世紀(jì)80年代,國外就有關(guān)于“Choking”現(xiàn)象的研究,而國內(nèi)對該現(xiàn)象的研究始于近幾年,但多是描述性和解釋性研究,實(shí)證研究鮮見,且實(shí)證研究的內(nèi)容及實(shí)驗(yàn)任務(wù)的選擇等也較為局限;關(guān)于“Choking”現(xiàn)象心理機(jī)制的研究主要停留在自我意識、特質(zhì)焦慮、應(yīng)對方式等方面,且重復(fù)研究較多。目前,通過模型建構(gòu)來解釋運(yùn)動員“Choking”現(xiàn)象心理起因的決定變量及其之間因果關(guān)系的研究尚未見報道。為此,本研究以青少年射擊運(yùn)動員為實(shí)驗(yàn)對象,采用被試內(nèi)平衡設(shè)計的方法,試圖通過實(shí)驗(yàn)來揭示“Choking”現(xiàn)象的本質(zhì),探討“Choking”現(xiàn)象的決定因素并通過模型建構(gòu)確定其因果關(guān)系,以便能更好地認(rèn)識和了解“Choking”現(xiàn)象,同時也為該領(lǐng)域的進(jìn)一步研究提供參考。

1理論假設(shè)及概念模型

根據(jù)以往研究,應(yīng)對方式(積極應(yīng)對、回避應(yīng)對)、自我意識(個人自我意識、公眾自我意識)、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、目標(biāo)取向(自我目標(biāo)取向、任務(wù)目標(biāo)取向)以及自我效能感都可能影響“Choking”現(xiàn)象的產(chǎn)生,另外,有研究建議應(yīng)對方式可能是其它7個變量影響“Choking”的中介變量,同時針對目前研究結(jié)論的不一致性,我們以“Choking”與應(yīng)對方式作為內(nèi)生變量,其中應(yīng)對方式又起到中介變量的作用,其它7個變量作為外源變量,建立概念模型,如圖1所示。假設(shè)所有X對所有Y都有影響,而且Y2影響Y1,Y3也影響Y1,但Y2與Y3之間無相互影響(即無路徑關(guān)系);所有X之間容許相關(guān)。具體假設(shè)如下:

假設(shè)一:運(yùn)動員的個人自我意識、公眾自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我目標(biāo)取向、任務(wù)目標(biāo)取向、自我效能感、積極應(yīng)對及回避應(yīng)對均影響“Choking”;

假設(shè)二:運(yùn)動員的個人自我意識、公眾自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我目標(biāo)取向、任務(wù)目標(biāo)取向、自我效能感均分別影響積極應(yīng)對與回避應(yīng)對方式;

假設(shè)三:運(yùn)動員的個人自我意識、公眾自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我目標(biāo)取向、任務(wù)目標(biāo)取向、自我效能感、積極應(yīng)對及回避應(yīng)對之間具有相關(guān)關(guān)系。

該模型中的變量之間只有單向的而沒有循環(huán)的因果關(guān)系,沒有直接或間接的反饋,即變量之間是不可逆的,且所有誤差都彼此不相關(guān),所以該模型屬于遞歸模型(見圖1)。遞歸模型都是可識別的[2];另外,根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型識別性t法則,t=54

2研究過程

2.1研究對象

以蘇州市和徐州市射擊隊(duì)11名(男8名,女3名)青少年氣手槍射擊運(yùn)動員“Choking”心理機(jī)制模型建構(gòu)為研究對象。被試者年齡12～18 (15.640±1.963)歲,訓(xùn)練年限2～5 (3.360±1.567)年,均參加過正式的射擊比賽。有關(guān)研究表明,“Choking”現(xiàn)象在性別上并無差異,所以本研究沒有考慮男、女被試者人數(shù)等同的因素[3]。

2.2研究方法

1)人為設(shè)置壓力情境,測試運(yùn)動員在低壓與高壓情景下的射擊成績,并運(yùn)用競賽狀態(tài)焦慮量表及心率指標(biāo)來檢驗(yàn)設(shè)置的壓力情景是否有效。

2)實(shí)驗(yàn)前一周,由主試者組織并指導(dǎo)參與實(shí)驗(yàn)的運(yùn)動員集體完成中國運(yùn)動員應(yīng)對量表、自我意識測試量表、運(yùn)動競賽焦慮測驗(yàn)、期待取勝量表、射擊運(yùn)動員目標(biāo)取向測驗(yàn)和特質(zhì)運(yùn)動自信心量表。量表當(dāng)場發(fā)放,當(dāng)場收回,有效率為100%。競賽狀態(tài)焦慮問卷是運(yùn)動員在實(shí)驗(yàn)現(xiàn)場完成的,在低壓和高壓兩種實(shí)驗(yàn)條件下分別報告其狀態(tài)焦慮。

對實(shí)驗(yàn)收集并分類整理得到的有效數(shù)據(jù),根據(jù)社會學(xué)統(tǒng)計方法與統(tǒng)計原理,在計算機(jī)上運(yùn)用SPSS 14.0軟件包進(jìn)行分析處理。

2.3研究變量和測量工具

本研究所選取的內(nèi)生變量包括“Choking”和應(yīng)對方式,分別利用實(shí)驗(yàn)法和中國運(yùn)動員應(yīng)對量表進(jìn)行測量;外源變量包括自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、目標(biāo)取向和自我效能感,分別利用運(yùn)動心理學(xué)中常用的自我意識測試量表、運(yùn)動競賽焦慮測驗(yàn)、期待取勝量表、射擊運(yùn)動員目標(biāo)取向測驗(yàn)和特質(zhì)運(yùn)動自信心量表進(jìn)行測量;競賽狀態(tài)焦慮問卷用于測試被試者在低壓與高壓情景下的狀態(tài)焦慮水平,作為檢驗(yàn)設(shè)置壓力情景有效性的心理指標(biāo)。本研究所用量表均符合統(tǒng)計效度及信度要求[4]。

2.4實(shí)驗(yàn)儀器

數(shù)碼攝像機(jī)一臺,進(jìn)行全程攝像;Polar心率遙測儀(PolarS610i,芬蘭產(chǎn))兩部,用于同步測試被試者的心率。

2.5壓力設(shè)置

本研究運(yùn)用了“低壓”和“高壓”兩個壓力條件。將基線測試對被試者引起的壓力定義為“低壓”,必須說明的是,這里的“低壓”并不是一個絕對的概念。也就是說,被試者在面對實(shí)驗(yàn)過程和只有一個主試者時,也可能會感到壓力。也許對某些被試者來說,他們會感到“一些”或“中度”的壓力[3]?；谝郧暗挠嘘P(guān)研究,本實(shí)驗(yàn)中的“高壓”由模擬比賽、觀眾、錄像、金錢鼓勵及懲罰等壓力源組成,且以往研究已證實(shí)這些壓力源足以引起增加的壓力[3,5]。

2.6實(shí)驗(yàn)步驟

本實(shí)驗(yàn)采用被試者內(nèi)平衡設(shè)計,即ABBA設(shè)計(A—低壓,B—高壓)。自變量為壓力,因變量為被試者的射擊成績。實(shí)驗(yàn)具體步驟如下:

1)第1輪測驗(yàn)前測一下被試者每人安靜狀態(tài)下10 s的心臟搏動次數(shù),并填寫一份CASI-2量表。每人打10發(fā)子彈,并記錄成績。

2)第2輪測驗(yàn)前設(shè)置壓力后同步驟1);

3)第3輪同2);

4)第4輪同1)。

2.7數(shù)據(jù)分析步驟及方法

數(shù)據(jù)分析主要分為以下幾步:(1)預(yù)備性分析,采用SPSS14.0對低壓與高壓下被試者的心率、狀態(tài)焦慮水平及射擊成績分別進(jìn)行配對T檢驗(yàn),然后對實(shí)驗(yàn)選取的外源及內(nèi)生變量進(jìn)行描述統(tǒng)計分析和相關(guān)分析;(2)結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn),采用LISREL 8.54軟件的最大概似法(ML,Maximum Likelihood)分析數(shù)據(jù);(3)模型修飾,根據(jù)模型路徑分析結(jié)果,刪除不顯著的路徑,對模型進(jìn)行精簡,并檢驗(yàn)比較[6]197-256。

3結(jié)果與分析

3.1壓力情景的有效性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本實(shí)驗(yàn)壓力情景的有效性,將低壓與高壓條件下運(yùn)動員的10 s心臟搏動次數(shù)和狀態(tài)焦慮水平進(jìn)行配對T檢驗(yàn),結(jié)果見表1。統(tǒng)計檢驗(yàn)表明,高壓下運(yùn)動員的心率及狀態(tài)焦慮水平非常顯著增加,且P<0.01,說明設(shè)置的壓力情景對被試者的生理及心理均產(chǎn)生了明顯反應(yīng),即人為設(shè)置的壓力情景是有效的。事后對被試者的訪談也證明其在高壓情景下確實(shí)有比較緊張的感覺。

3.2壓力下運(yùn)動員的“Choking”現(xiàn)象

本研究將“Choking”指數(shù)定義為:“Choking”指數(shù)=低壓條件下的成績(環(huán))-高壓條件下的成績(環(huán))。如果指數(shù)為正值,則表示被試者在壓力條件下不能保持原有的運(yùn)動水平,即出現(xiàn)“Choking”現(xiàn)象,且指數(shù)越大,說明“Choking”現(xiàn)象越明顯。結(jié)果,“Choking”指數(shù)為正值(低壓186.909±7.021,高壓178.63±7.788;Choking指數(shù)為8.273±2.796),表明已出現(xiàn)“Choking”現(xiàn)象,通過對低壓與高壓下成績的統(tǒng)計處理,P=0.000<0.001(T=9.813,Sig=0.000),出現(xiàn)極其顯著性差異,說明青少年射擊運(yùn)動員在高壓下成績明顯下降。

3.3運(yùn)動員“Choking”與人格特質(zhì)的關(guān)系

本研究所選取的運(yùn)動員人格特質(zhì)主要包括應(yīng)對方式、自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、目標(biāo)取向和自我效能感等指標(biāo),描述統(tǒng)計值見表2。統(tǒng)計結(jié)果表明,實(shí)驗(yàn)所選取的外源及內(nèi)生變量均具有合理的標(biāo)準(zhǔn)差,偏度和峰度的絕對值均小于2,且偏度與峰度值均小于其標(biāo)準(zhǔn)誤的2倍,說明變量數(shù)據(jù)的分布滿足正態(tài)分布假設(shè),也符合路徑分析的前提假設(shè)。

為了進(jìn)一步探索運(yùn)動員產(chǎn)生“Choking”現(xiàn)象的心理因素,將運(yùn)動員的應(yīng)對方式、自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、目標(biāo)取向以及自我效能感和“Choking”指數(shù)進(jìn)行Pearson相關(guān)分析,相關(guān)矩陣見表3。統(tǒng)計表明,運(yùn)動員的“Choking”指數(shù)與個人自我意識呈顯著性負(fù)相關(guān)(r=-0.731,P<0.05);且公眾自我意識與個人自我意識呈極其顯著性正相關(guān)(r=0.756,P<0.01);公眾自我意識與自我取向呈顯著性正相關(guān)(r=0.643,P<0.05)。其余指標(biāo)間相關(guān)不顯著。

3.4模型擬合評鑒及路徑分析結(jié)果

在對概念模型的擬合度進(jìn)行評估時,選取了如下指標(biāo):卡方檢驗(yàn)(?2、?2/df)、適合度指數(shù)(GFI、NFI、IFI)、替代性指數(shù)(NCP、CFI、RMSEA)和殘差分析指數(shù)(RMR、SRMR)[6]69-90。對量表原始數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,擬合優(yōu)度統(tǒng)計量如下:?2(1,N=11)=0.946,P=0.331>0.05、?2/df=0.946<2;GFI= 0.981、NFI=0.981、IFI=1.000;NCP=0.000、CFI=1.000、RMSEA=0.000;RMR=0.005、SRMR=0.005。以上指標(biāo)的擬合程度堪稱理想,表明建立的概念模型具有較高的擬合度,所擬合的模型是一個好模型;另外,未發(fā)現(xiàn)有不恰當(dāng)?shù)膮?shù)估計值。

圖2列出了LISREL路徑分析結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù),其中有9條路徑具有顯著性。

積極應(yīng)對對“Choking”產(chǎn)生非常顯著性負(fù)效應(yīng)(β12=-0.379,P<0.01),即在壓力條件下,青少年射擊運(yùn)動員采用積極應(yīng)對方式能有效降低“Choking”的發(fā)生機(jī)率,這與胡桂英等對青少年籃球運(yùn)動員的研究結(jié)論是一致的。個人自我意識對“Choking”產(chǎn)生非常顯著性負(fù)效應(yīng)(γ11=-0.961,P<0.01),即個人自我意識越弱的運(yùn)動員更容易“Choking”,這可能是因?yàn)樽晕乙庾R強(qiáng)的個體習(xí)慣了自我注意增加的場合,表現(xiàn)出容易應(yīng)付壓力,當(dāng)從一個低壓環(huán)境到高壓環(huán)境時,自我意識弱的個體通常會由于不適應(yīng)變化而“Choking”[7]。競賽特質(zhì)焦慮對“Choking”產(chǎn)生顯著性正效應(yīng)(γ13=0.457,P<0.05),因?yàn)楦傎愄刭|(zhì)焦慮高的運(yùn)動員往往伴隨較高的狀態(tài)焦慮水平,注意容易發(fā)生改變,該結(jié)論與以往的研究結(jié)果相吻合。期待取勝對“Choking”產(chǎn)生極其顯著性正效應(yīng)(γ14=1.173,P<0.001),王進(jìn)[8]解釋這是由于較高的成績期望值,通常會放大對比賽重要性的認(rèn)知,并通過增加額外的努力,引起有意識地控制運(yùn)動過程,導(dǎo)致失誤現(xiàn)象的增加,特別對敏感性強(qiáng)的運(yùn)動員更易如此,增加了“Choking”機(jī)率。自我效能感對“Choking”產(chǎn)生極其顯著性正效應(yīng)(γ17=0.628,P<0.001),這與以往的研究結(jié)論是不一致的。以往研究認(rèn)為,低自我效能感更容易使運(yùn)動員“Choking”。根據(jù)自我效能理論,自我效能越高,努力程度就越高[9],但是根據(jù)努力的“悖理效應(yīng)”,運(yùn)動員在壓力下的努力往往會破壞動作的自動執(zhí)行過程而產(chǎn)生“Choking”現(xiàn)象,這也就是心理學(xué)家常說的,“Choking”是由于運(yùn)動員太努力(trying too hard)的結(jié)果[1]。該結(jié)論也為努力的“悖理效應(yīng)”提供了佐證,所以從這個角度來看,自我效能感對“Choking”能產(chǎn)生顯著性正效應(yīng)也是不難理解的。競賽特質(zhì)焦慮對回避應(yīng)對產(chǎn)生極其顯著性正效應(yīng)(γ33=1.016,P<0.001),因?yàn)?特質(zhì)焦慮高的運(yùn)動員往往伴隨較高的狀態(tài)焦慮水平,為了減輕壓力反應(yīng),采用回避應(yīng)對方式也是明智之舉。期待取勝對回避應(yīng)對產(chǎn)生顯著性正效應(yīng)(γ34=1.119,P<0.05),期待取勝的運(yùn)動員往往過分看重比賽結(jié)果,容易體驗(yàn)更多、更強(qiáng)的狀態(tài)焦慮,采用回避應(yīng)對方式可減輕壓力。自我取向與任務(wù)取向?qū)乇軕?yīng)對均產(chǎn)生顯著性負(fù)效應(yīng)(γ35=-1.931,P<0.001;γ36=-1.557,P<0.05)。模型中的其它路徑不具有顯著性。由此可見,積極應(yīng)對、個人自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝和自我效能感是“Choking”產(chǎn)生的直接原因。另外,在路徑模型中,“Choking”、積極應(yīng)對、回避應(yīng)對的直接前因?qū)@3個內(nèi)生變量方差變異的解釋(平方復(fù)相關(guān)系數(shù),R2)分別為:0.991、0.828、0.913,表明概念模型假設(shè)的外源變量對內(nèi)生變量有非常強(qiáng)的解釋和預(yù)測能力。

對外源變量和內(nèi)生變量進(jìn)行總效應(yīng)、直接效應(yīng)及間接效應(yīng)檢驗(yàn)后,結(jié)果(略)表明,個人自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝及自我效能感對于“Choking”均有顯著的直接效應(yīng),標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為:γ11=-0.961(P<0.01)、γ13=0.457(P<0.05)、γ14=1.173(P<0.001)、γ17=0.628(P<0.001),但由于它們對于積極應(yīng)對方式的預(yù)測力不足(路徑系數(shù)分別為:γ21=-1.730、γ23=-0.357、γ24= 0.082、γ27=0.020),直接效應(yīng)不明顯,因此它們無法通過積極應(yīng)對間接影響“Choking”。另外,雖然競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我取向及任務(wù)取向?qū)乇軕?yīng)對方式有顯著的直接效應(yīng),標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為:γ33=1.016(P<0.001)、γ34=1.119(P<0.05)、γ35=-1.931 (P<0.001)、γ36=-1.557(P<0.05),但回避應(yīng)對方式與“Choking”之間無直接效應(yīng)(路徑系數(shù)分別為:β13

=-0.067),所以這幾個指標(biāo)也無法通過回避應(yīng)對來間接影響“Choking”的產(chǎn)生。以上分析表明,積極應(yīng)對與回避應(yīng)對方式均不是其它外源變量產(chǎn)生“Choking”的中介變量,而是這些變量獨(dú)自對“Choking”產(chǎn)生影響。

3.5模型修飾

為了使模型有效的關(guān)系更加清晰,對路徑模型進(jìn)行修飾。通過將不顯著路徑的參數(shù)固定為零即剔除不顯著的路徑從而得到了原模型的一個嵌套模型(原模型嵌套新模型)。但是經(jīng)修飾后的新模型的擬合優(yōu)度統(tǒng)計量為:?2(15,N=11)=39.934,P=0.000<0.05、?2/df=2.662>2;GFI= 0.673、NFI=0.222、IFI=0.314;NCP=9.316、CFI= 0.000、RMSEA=0.455;RMR=0.135、SRMR=0.122。與原模型相比,修飾后的模型擬合指數(shù)非常不理想。所以,取原模型為最終的理想模型。當(dāng)然上述的分析,只能說明該模型在所考慮的模型中是最好的,但不能保證其是所有模型中最好的,因?yàn)榭赡艽嬖谝粋€沒有考慮到的更簡潔又?jǐn)M合得很好的模型。

4結(jié)論

1)積極應(yīng)對、個人自我意識、競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝和自我效能感是影響“Choking”現(xiàn)象產(chǎn)生的關(guān)鍵因素,能有效預(yù)測“Choking”現(xiàn)象的發(fā)生。

2)競賽特質(zhì)焦慮、期待取勝、自我取向及任務(wù)取向?qū)乇軕?yīng)對方式產(chǎn)生顯著性效應(yīng)。

3)積極應(yīng)對與回避應(yīng)對均不是其它外源變量產(chǎn)生“Choking”的中介變量。

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[編輯:李壽榮]