丁大偉

摘 要：在體育運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域中，焦慮作為一個(gè)特殊的情緒特征，可以直接影響運(yùn)動(dòng)員比賽或訓(xùn)練時(shí)競(jìng)技水平的發(fā)揮。因此，運(yùn)動(dòng)員的賽前焦慮情況一直是國(guó)內(nèi)外運(yùn)動(dòng)心理學(xué)研究的重點(diǎn)。該文以哈迪與法基突變模型中對(duì)8名女籃球運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行的實(shí)驗(yàn)為依據(jù)，在該視角下，運(yùn)用競(jìng)賽狀態(tài)焦慮問(wèn)卷對(duì)運(yùn)動(dòng)員不同焦慮狀態(tài)下運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)研究，探索不同籃球水平運(yùn)動(dòng)員的認(rèn)知焦慮對(duì)運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)的影響，得到認(rèn)知焦率與運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)的關(guān)系，旨在為運(yùn)動(dòng)員平時(shí)訓(xùn)練及賽前進(jìn)行情緒的自我調(diào)節(jié)，取得良好的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)提供理論參考。

關(guān)鍵詞：認(rèn)知焦慮 運(yùn)動(dòng)表現(xiàn) 自我調(diào)節(jié)

中圖分類號(hào)：G804.82 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095-2813（2017）04（a）-0227-02

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

該研究以43名普通高校大學(xué)生籃球運(yùn)動(dòng)員為研究對(duì)象，其中高水平組男生10名，高水平組女生13名，中等水平（體教組）男生10名，業(yè)余愛好組（普通組）男生10名。

1.2 研究方法

采用 CSAI-2 量表作為測(cè)試工具，對(duì)43名實(shí)驗(yàn)對(duì)象訓(xùn)練前進(jìn)行3次問(wèn)卷測(cè)試[1]：將被試的認(rèn)知焦慮作為控制變量，通過(guò)教練員施加壓力，用競(jìng)賽狀態(tài)焦慮量表CSAI-2 測(cè)定，取3次測(cè)試均值。按分?jǐn)?shù)高低排序，高于2.5分為高認(rèn)知焦慮，1.3分以下則為低認(rèn)知焦慮[2]。

（1）對(duì)4組被試運(yùn)動(dòng)者不同焦慮狀態(tài)下籃球運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)進(jìn)行測(cè)試[3]：進(jìn)行定點(diǎn)罰籃10個(gè)，運(yùn)動(dòng)成績(jī)?yōu)橥吨信c未投中，投中1～2個(gè)得1分，投中3～5個(gè)得2分，投中6～8個(gè)得3分，投中9～10個(gè)得4分。實(shí)驗(yàn)隔一周進(jìn)行1次，每組進(jìn)行3次，1～2 h/次，實(shí)驗(yàn)將由專業(yè)教練員及本人的調(diào)試下進(jìn)行。

（2）最后采用 SPSS 21.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

2 研究結(jié)果

2.1 總樣本各測(cè)試變量的相關(guān)矩陣

相關(guān)分析結(jié)果如表1所示，低生理喚醒成績(jī)與高生理喚醒成績(jī)顯著正相關(guān)；低生理喚醒成績(jī)與認(rèn)知焦率、安靜心率顯著負(fù)相關(guān)；高生理喚醒成績(jī)與安靜心率顯著負(fù)相關(guān)；認(rèn)知焦慮與自信心顯著負(fù)相關(guān)；自信心與安靜心率顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)表明，認(rèn)知焦率、自信心與安靜心率對(duì)高低生理喚醒運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)具有不同程度的影響，可進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。

2.2 總樣本測(cè)試差異變量的逐步回歸模型

為考察被試認(rèn)知焦慮、自信心和安靜心率對(duì)不同生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)的影響，分別以高、低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)?yōu)橐蜃兞?，以被試安靜心率、認(rèn)知焦慮和自信心為自變量，進(jìn)行逐步回歸。結(jié)果如表2所示，進(jìn)入方程的變量有認(rèn)知焦慮、安靜心率，R2分別為0.173、0.230，P 值分別為0.000、0.003（P <0.01）。

結(jié)果表明，自變量認(rèn)知焦慮、安靜心率對(duì)因變量低生理喚醒水平運(yùn)動(dòng)成績(jī)具有顯著影響，模型擬合度較好，建立方程有意義。

進(jìn)一步分析認(rèn)知焦慮、安靜心率對(duì)被試低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)的影響，表3列出了各自回歸系數(shù)。

結(jié)果表明，認(rèn)知焦慮回歸系數(shù)大于安靜心率，即認(rèn)知焦慮是影響低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)的最重要變量，其次安靜心率也對(duì)低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)產(chǎn)生重要的影響。模型方程常量為4.597，兩個(gè)系數(shù)分別為-0.500、-.017，方程為：y=4.597-0.5X1-0.017X2 ，X1表示認(rèn)知焦慮，X2表示安靜心率。

以高生理喚醒運(yùn)動(dòng)成績(jī)?yōu)橐蜃兞浚员辉嚢察o心率、認(rèn)知焦慮和自信心為自變量，結(jié)果如表4所示，進(jìn)入方程的變量只有安靜心率，R2為0.174，P 值為0.000（P <0.01）。

結(jié)果表明，自變量安靜心率對(duì)因變量高生理喚醒水平運(yùn)動(dòng)成績(jī)具有顯著影響，模型擬合度較好，建立方程有意義。

進(jìn)一步分析安靜心率對(duì)被試高生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)的影響，表5列出了安靜心率回歸系數(shù)。

結(jié)果表明，安靜心率對(duì)高生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)產(chǎn)生重要的影響。模型方程常量為4.717，系數(shù)為-0.026，方程為：y=4.717-0.026x，x表示安靜心率。

3 結(jié)語(yǔ)

自變量認(rèn)知焦慮、安靜心率對(duì)因變量低生理喚醒水平運(yùn)動(dòng)成績(jī)具有顯著影響，建立方程為：y=4.597-0.5X1-0.017X2 ，X1表示認(rèn)知焦慮，X2表示安靜心率；安靜心率對(duì)高生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)具有顯著影響，建立方程為y=4.717-0.026x ，x表示安靜心率。通過(guò)回歸系數(shù)的分析，認(rèn)知焦慮回歸系數(shù)大于安靜心率回歸系數(shù)，認(rèn)知焦慮是影響低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)的最重要變量，安靜心率對(duì)低生理喚醒水平下運(yùn)動(dòng)成績(jī)有一定的影響。但在高生理喚醒運(yùn)動(dòng)成績(jī)中，認(rèn)知焦慮在沒(méi)有顯著影響，安靜心率具有顯著影響。

參考文獻(xiàn)

[1] 朱明海.克服賽前緊張和焦慮的基本途徑[J].當(dāng)代教育，2009（2）：78-81.

[2] 耿琳.對(duì)山東高校高水平游沬運(yùn)動(dòng)員賽前焦慮分析與調(diào)整的研究[D].東北師范大學(xué)，2008.

[3] 張力為，毛志雄.運(yùn)動(dòng)心理學(xué)[M].上海：華東師范大學(xué)出版社，2003.