（体育教育训练学专业论文）基于空间理论下赛时空间理论的探析与模型的研究.pdf

摘要 基于空间理论下赛时空间理论的探析 与模型的研究 体育教育训练学专业硕士研究生：曾 理 指导教师：梁建平教授 摘要 在高水平竞技比赛中常常出现的竞技成绩波动问题己成为当前运动训练学的研究热点问 题，为认识竞赛片段过程中造成竞技成绩波动的复杂因素，本研究尝试运用空间学原理，对 这种存在于现实竞技体育赛事活动中现象进行深入探讨，力求从理论层面上认识它们。本研 究将其概括为竞技空间、赛时行为空间以及赛时行为，并对其概念、内涵及其构成因素进行 分析和验证，从空间学的角度分析竞技能力储备和运动成绩之间的转换载体与时空媒介，既 解读赛时行为即时空间的特征及原理。 首先，本研究基于现有竞技模型理论和空间理论提出理论假设：在高水平竞技比赛中，存 在一种赛时行为空间，它是影响竞技成绩波动的关键因素。并且在此赛时行为空间理论假设 的基础上，通过文献资料法、问卷调查法和数理统计法等方法进行归纳、总结、分析和验证， 结果表明，在竞技体育活动中客观存在一种竞技空间结构，既第一空间：赛时行为空间是随 着竞技赛事的产生而出现的具有即时性特征的第二空间。赛时行为空间，它是由竞技能力的 五个方面能力储备的释放程度所构成的多维空间，且存在于第一空间中。 其次，本研究对该理论进行了不同层面上的验证，力求从一个崭新的角度去认识赛时行为 空间存在的理论依据，找到不同属性运动员在赛时空间下的特征。本研究主要通过三个部分的 内容进行分析和阐述，具体为： 第一部分，在赛时行为空间理论假设的基础上构建赛时行为空间理论模型，并对此理论模 型进行问卷调查和数理统计，验证得出：自我实现欲、自我精神状态、目标清晰度、抗外界干 扰能力、信念确认度等五个维度是影响赛时行为空间的关键因素。本研究考虑到体能、技术、 战术和智能4 种竞技能力是运动员在竞技能力储备阶段能得到适宜训练效应刺激的，而相比之 下心理层面上却存在着训练效应与赛时效应的差异性，运动员在竞赛时所承受心理刺激效应是 训练过程中无法模拟和体验到的，因此本文主要选用心理因素来进行模型的验证。 第二部分，结合赛时行为空间理论，对我国健将级和二级女子短跑运动员进行了赛时心理 状态特征进行调查分析，并运用s p s s l 3 0 对两个独立样本的m a n n - w h i t n e yu 非参检验，结果 表明：自我实现欲望u = 1 0 4 5 0 0 ，p = o 0 6 6 ；目标清晰度u = 1 2 4 0 0 0 ，p = o 2 2 6 ；抗外界干扰能 两南火学硕十学位论文 力u = 1 4 8 0 0 0 ，p = o 6 5 6 ：这三个维度的相伴概率p o 0 5 ，差异不显著。而在自我精神状态 u = 4 9 5 0 0 ，p = o 0 0 0 ；信念确认度u = 7 1 0 0 0 ，p - - o 0 0 4 这两个维度上的相伴概率p 0 0 5 ，b u tt h ed i f f e r e n c e si nt h ed i m e n s i o n ss u c ha st h e m e n t a ls t a t eo fs e l fa n dc o n f i r mb e l i e fd e g r e ea r es a l i e n t ( u = 4 9 5 0 0 ，p = 0 0 0 0 ；u = 7 1 0 0 0 ， p = - 0 0 0 4 ) p 0 8 的严格要求，是由于被试运动专项不同造成的，但从总体 上达到了k m o 0 6 一般统计要求。因此，赛时行为空间量表结构效度较好且适合因子 分析。 4 3 3 赛时行为空间量表因子结构的检验 本研究首先通过s p s s l 3 0 对量表进行探索性因子分析，找到5 个因子，然后运用a m o s 7 0 采用最大似然法进行验证性因子分析，结果表明：x 2 = 1 0 8 6 ( p = 0 4 7 0 0 5 ) ，说明原始数据能 与假设模型拟合，其他拟合指数均达到相关拟合标准( s t e v e n s ，1 9 9 6 ) 怕钔( 见表5 ) ，模型的 路径图见图6 。 f 1 】张力为研究问题与统计方法的有机配合【j 】天津体育学院学报，2 0 0 1 ，1 6 ( 2 ) ：2 3 2 6 f 2 1 赵书详实用体育统计学【m 】北京：北京体育大学出版社，2 0 0 5 ，8 8 9 0 【3 b e n t l e rpm ，d u d g e o np c o v a r i a n c es t r u c t u r ea n a l y s i s ：s t a t i s t i c a lp r a c t i c e ，t h e o r ya n dd i r e c t i o n f l a n n u a lr e v i e wo fp s y c h o l o g y , 19 9 6 4 7 ：5 6 3 5 9 2 【4 】土济川结构方程模型【m 】北京：中国人民大学出版社，1 9 9 9 ，8 6 8 9 2 1 两南人学硕十学位论文 图6 高水平运动员赛时行为空间结构模型路径树形图m 1 注：来源于赛时行为空间理论的研究与量表的构建，体育科学。2 0 0 9 表5 量表主要拟合指标结果表 从上述检验的结果来看，经过对前人设计的量表进行严格项筛选和修正，赛时行为空 间量表的各项指标均达到了测量学的要求。 4 4 小结 通过对前人设计的问卷进行修正和再次验证，进一步确认了赛时行为空间量表的实 效，构建了影响赛时行为空间的心里冈素模型，它是由“自我实现欲”、“自我精神状态”、“目 标清晰度”、“抗外界干扰能力”和“信念确认度”5 个维度组成。量表的各项指标达到了心理 测量学的标准，说明该量表能作为赛时行为空间心理因素的测评工具。 5 我国优秀短跑运动员赛时心理状态特征的比较f 第二部分) 5 赛时心理状态特征的实证比较( 第二部分) 5 1 研究目的 本研究认为不同等级、不同性别运动员对复杂的赛时影响因素有不同的反应，其表现出 来了的赛时行为空间也有所不同。拟通过赛时行为空间量表对不同等级、不同性别短跑 运动员的赛时行为空间中心理状态的差异性检验，找到我国优秀女子短跑运动员赛时心理状 态的特征。力求为进一步验证赛时行为空间中心理冈素存在的依据提供数据支撑，为广大体 育科学工作者和实践者在运动训练或者赛前心理干预中提供积极的理论实践参考。 5 2 研究对象与方法 5 2 1 研究对象 研究测试对象来源于两个方面：一是高校大学生高水平( 一、二级) 学生运动员，所测 数据作为原始数据；二是2 0 0 9 年4 月的全国田径锦标赛上i o o h 、2 0 0 m 和4 0 0 m 的健将级短跑 运动员，所测数据作为对比数据。 5 2 2 研究方法 由于采用赛时行为空间量表进行测试，所以本研究需针对该部分被试对象进行问卷 的信度、效度、区分度的检验，以验证问卷的科学性。在特征分析中，分为三个小节，其中 包括健将级女子短跑运动员特征分析；大学生女子二级短跑运动员特征分析；不同性别大学 生田径运动员特征分析。 5 2 2 1 特征分析的数据处理方法 本研究考虑到健将级被试样本较少，于是在大学生被试中一级二级女子短跑运动员的数 据样本进行随机抽样1 8 份，再与健将级运动员所测数据进行比较分析。由于样本量较少，所 以本研究采用非参数检验。 对两个独立样本在总体样本不是很了解的情况下，通过分析样本数据，推断样本来自两 个独立样本的总体分布是否存在显著差异。一般用来对两个独立样本的均数，中位数，离散 趋势，偏度等进行差异比较检验。 由于健将级运动的样本量来源比较有限，当样本个数小于3 0 时，应以u 统计量的相伴 概率值作为判断标准，在样本个数大于3 0 时，属于大样本情况下，应以z 统计量的相伴概率 值作为判断标准。由于此次的样本数为1 8 ，所以应以u 统计量的相伴概率值作为判断标准。 m a n n w h i t n e yu 检验的实现方法是：首先将两组样本数据( x - ，x 2 ，x - ) 和( y 。，y z ，y n ) 混合并按升序排列( m 和n 是两组样本的样本容量) ，求出每个数据各自的秩r ，然后分别对 1 1 胡平体育统计学【m 】高等教育出版社，2 0 0 6 两南大学硕十学伊论文 ( x ，x 。，) 和( y 。，y 。，y n ) 的秩求平均，得到两个平均秩w m 和w n 。如果这两个平均秩 相差很大，一组样本的秩普遍偏小，另一组样本的秩普遍偏大，则h 。假设不成立。 当m n 时，w ii c o x o n w = w ，： 当m = n 时，w il c o x o n w = 第一个观察值所属样本组的w 值。 u ：w 一掣 m a n n - w h i t n e yu 统计量的计算公式为 其中，w 为w i l c o x o nw 统计量； n 为w 对应组的样本容量。根据该u 值的公式还能计算近似服从正态分布的z 的统计量， 计算公式如下：z = 下；= ( m 和n 是两组样本的样本容量) 。 0 春眦( m 帕+ 5 3 结果与分析 5 3 1 量表检验结果与分析 5 3 1 1 结构效度 通过碎石图显示前五个因子的解释率较大，而从第六个因子开始，图型趋于平缓，因此 本研究保留五个因子，因素抽取采用通用的主成分分析法；考虑到职业枯竭不同侧面的内在 联系，选用直接斜交旋转法进行旋转，斜交旋转后得出了5 个因子。球型检验：卡方值为 9 0 2 1 6 6 ；显著性p = o 0 0 0 ，p o 0 0 1 显示成显著性差异。酬o = 0 7 6 8 ，大于0 5 的基本标准且 在0 7 - 0 8 之间，说明量表对于该部分被试测试数据的结构效度较好1 。 5 3 1 2 内部一致性信度 c r o n b a c ha 系数是反映量表内部一致性的指标。根据分析，量表具有较好的内部一致性， a 系数= o 8 8 9 ，说明本问卷具有较好的信度h 1 。 5 3 1 3 项目鉴别指数分析 对2 7 个题目进行项目区分度( i t e md i s c r i m i n a t i o n ) 分析，采用精确性较高的相关法计算 区分度，经计算得到的鉴别指数见表6 。 ”宋志刚等，s p s s l 6 使用教程 m ，人民邮电出版社，2 0 0 9 ：2 7 7 2 8 0 2 1 赵书详实用体育统计学【m 北京：北京体育大学出版社，2 0 0 5 ：2 4 3 2 4 5 3 1 李国红，王力高校体育教师职业倦怠量表的编制 j 北京体育学报，2 0 0 8 ，3 1 ( 2 ) ：3 7 3 9 们张力为，运动员赛前心理状态的表述：十项陈述测验的研究 j 中国体育科技，2 0 0 1 ，3 1 ( 8 ) ：6 8 7 1 5 我同优秀短跑运动员赛时心理状态特征的比较( 第二部分) 表6赛时行为空间量表各题项的鉴别指数表 根据心理测量学的一般原理，项目鉴别指数d 0 4 0 的被认为是区分度很好，0 3 0 d 0 4 0 的区分度较好，o 2 0 d o 3 0 区分度尚可，d 0 0 5 ，所以二 级运动员和健将级运动员在抗外界干扰能力这个维度上差异不显著。 在第五个维度信念确认度，二级运动员的平均秩次( m e a nr a n k ) 为1 3 4 4 ，健将级的 平均秩为2 3 5 6 ，u = 7 1 0 0 0 ，w = 2 4 2 0 0 0 ，z = 一2 9 0 0 ，相伴概率为0 0 0 4 0 0 5 ，所以在信念确 认度这个维度上二级运动员和健将级运动员差异显著。 从m a n n w h i t n e yu 检验结果可以看出，健将级和二级女子短跑运动员的赛时心理状态 有不同的差异性，并在第二个维度自我精神状态和第五个维度信念确认度上健将级与二级女 子短跑运动员之间存在着明显的差异，而在其他三个维度上的差异不显著h 1 。 5 3 2 2 特征分析 本研究运用赛时行为空间量表对健将级和二级女子短跑运动员进行相关的分析和检 验，得到高水平运动员赛时心理状态由5 个维度构成。并通过m a n n w h i t n e yu 检验，得至0 健 将级与二级女子短跑运动员在自我精神状态，信念确认度存在显著性差异。 通过对文献资料的整理和归纳得知：心理是人对客观世界的一种反映形式，心理状态是 环境、人的生理状态和认知过程等因素相互作用的产物。短跑是一种竞争非常激烈的体育竞 技运动，除了要求运动员具备较好的生理机能、完善的技术外，对运动员的心理适应能力也 具有较高的要求。比赛中运动员受心理因素影响的现象已屡见不鲜。纵观国内外重大短跑赛 事，由于运动员缺乏足够心理训练，而导致赛前、赛中出现多种心理障碍、心理失常和神经 系统调节失控，从而不能充分发挥应有水平比1 。 而值得我们注意的是，健将级与二级女子短跑运动员之间应该在赛时心理状态中每个维 度上都存在差异，才能更体现出健将级运动员的更为完善的竞技能力。但是从我们的分析结 果看来，健将级与二级女子短跑运动员只在自我精神状态和信念确认度这两个维度上差异显 著，而自我实现欲望，目标清晰度，抗外界干扰能力这三个维度的差异不显著。由此看来， 在这三个差异不显著的维度，赛时心理状态尚有待提高。同时也要注意，这三个维度同样存 在一些细微的差异。这些细微的差异之所以还不足以对运动员在赛时上形成较大影响，是因 为短跑项目自身特点所决定的。随着现代比赛的竞争越来越激烈，对这些细微的差异性同样 会对运动员的赛时心理状态产生影响，有待于我们今后更深入的探索。 5 3 3 对大学生运动员赛时行为空间心理状态特征分析 5 3 3 1 数据处理结果 【1 1 宋志刚等，s p s s l 6 使用教程 m 】，人民邮电f 版社，2 0 0 9 ：2 7 7 - 2 8 0 【2 1 梁建半等，我国优秀运动员竞赛自信心来源比较性分析一以l f i 径和射击为例阴，体育科学，2 0 0 7 ，9 2 7 两南大学硕十学位论文 将样本数据运用s p s s l 3 0 统计软件包进行对比检验。从( m a n n - w h i t n e y ) u 检验结果可 以看出，健将级和大学生优秀二级短跑运动员的赛时心理状态特征有差异性，并在第二个维 度一自我精神状态和第五个维度一信念确认度上健将级与大学生优秀二级短跑运动员之间存在 着明显的差异，而在其他三个维度上的差异不显著。( 表1 0 ) 表1 0 不同等级( m a n n - w h i t n e y ) u 检验分析结果表 维度级别平均秩次u 值w 值z 值相伴概率p 健将级 二级 健将级 二级 健将级 二级 健将级 二级 健将级 二级 1 5 3 1 2 1 6 9 1 2 2 5 2 4 7 5 1 6 3 9 2 0 6 1 1 7 7 2 1 9 2 8 1 3 4 4 2 3 5 6 1 0 4 5 0 0 4 9 5 0 0 1 2 4 0 0 0 1 4 8 0 0 0 7 1 0 0 0 2 7 5 5 0 01 8 3 70 0 6 6 2 2 0 5 0 0- 3 5 8 50 0 0 0 # 2 9 5 0 0 0- 1 2 1 2 0 2 2 6 3 1 9 0 0 0一4 4 50 6 5 6 2 4 2 0 0 02 9 0 00 0 0 4 。 注：料p 0 0 1 表示差异性非常显著 极端反应检验是检验大学生二级与健将级运动员之间观测值的散布范围是否有差异存 在，以检验两个样本是否来自具有同一分布的总体。由表1 1 可以看出，大学生优秀二级短跑 运动员和健将级优秀短跑运动员赛时心理状态特征中，f 2 和f 5 这两个维度的跨度存在显著 性差异，f 2 的截头跨度上存在显著性差异，在f 1 ，f 5 的截头跨度上存在差异。而在f 3 与f 4 上差异不显著，在其对应维度上的总体分布没有显著差异。 表11不同等级( m o s e se x t r e m et e a c t i o n s ) 极端反应检验结果表 注：为p o 0 5 显著性差异，料为p o 0 1 显著性非常差异 w a l d w o l f o w i t z 游程检验是考察大学生二级与健将级运动员是否来自具有相同分布的 总体即大学生二级与健将级运动员的总体分布是否显著差异，其计算游程的方法与观察值的 秩有关。根据表5 的检验结果，发现大学生优秀短跑运动员和健将级优秀短跑运动员赛时心 1 宋志刚等，s p s s l 6 使用教程【m 】，人民邮电出版社，2 0 0 9 ：2 7 7 2 8 0 2 8 n 砣 飑 m 陌 5 我同优秀短跑运动员赛时心珲状态特征的比较r 第：部分) 理状态特征中，5 个维度的最小可能游程数均显现出非常强的差异性，而最大可能游科数的 差异不显著。( 表1 2 ) 表1 2 不同等级的( w a l d - w o l f o w i t z ) 游程检验分析结果表 注：料p o 0 1 表示差异性非常显署 5 3 3 2 特征分析 u 检验结果表明，大学生优秀短跑运动员和健将级优秀短跑运动员在“自我精神状态” 和“信念确认度”这两个维度上存在显著性差异。我们认为大学生优秀短跑在这两个维度上 的差异是由于赛时经验的缺乏、比赛等级的限制、相关心理状态特征训练不足所造成的。在 大学生田径训练中多是针对体、技、战这三个方面进行的，而在心理状态特征方面的训练相 对欠缺。 m o s e se x t r e m et e a c t i o n s 极端反应检验结果表明，大学生优秀短跑运动员和健将级短 跑运动员在的跨度存在非常显著的差异性p = o 0 0 1 。跨度是指，控制样本最低秩和最高秩之 间所包含的观测值个数；截头跨度是为控制极端值对分析结果的影响，去掉样本两个最极端 的观测值后的再求跨度。由此可见，大学生优秀短跑运动员和健将级短跑运动员在“信念确 认度”和“自我精神状态”这两个维度上的总体分布存在显著的差异性。并且在“自我实现 欲”和“信念确认度”的截头跨度中存在差异性0 0 0 1 p o 0 5 。这一检验结果说明在除去 影响样本的最极端观察值后的跨度仍然表现出差异性。在极端反应检验中值得我们注意的是 自我精神状态，在这一维度的截头跨度检验中p = o 0 0 0 ，呈现出非常显著的差异性，说明在 自我精神状态这一维度上大学生优秀运动员说表现出来的特征相当集中，且最具影响的极端 观察值与其他观察值的跨度较小，充分说明了这一维度与健将级优秀短跑运动员的这一状态 能力的差异性。我们认为这一维度差异性是由于大学生优秀短跑运动员对自身精神状态的判 1 1 赵书详实用体育统计学【m 】北京：北京体育大学出版社，2 0 0 5 ：2 4 3 2 4 5 两南大学硕十学伊论文 断和把握能力不足，自身状态的感受能力较差造成的。 w a l d w o l f o w i t z 游程检验结果表明，大学生优秀短跑运动员和健将级短跑运动员赛时心 理状态特征中，5 个维度的最小可能游程数均显现出非常强的差异性p o 0 0 1 ( 或p = o 0 1 4 ) ， 而最大可能游程数的差异不显著。这说明大学生优秀二级短跑运动员赛时心理状态特征的总 体情况较健将级运动员的状态特征明显偏低。而在最大可能游程数的比较中差异不显著，说 明极个别的大学生运动员的心理状态特征较强和健将级运动员的差异不明显。这种情况也是 普遍存在的。我们认为造成最大可能游程差异不显著的原冈是人格、情绪、自信心等多因素 造成的，而这一点也与前人的研究相一致。 通过三种不同方法检验结果表明，大学生优秀短跑运动员在赛时心理状态中的每个维度 均与健将级运动员之间存在差异，其突出特征表现在“自我精神状态”和“信念确认度”两 个维度上与健将级运动员之间的差异性，从而反映出大学生优秀短跑运动员对自身精神状态 的判断和把握能力不足，自身状态的感受能力较差的特征。 5 3 4 不同性别大学生运动员赛时行为空间心理状态特征分析 5 3 4 1 数据处理结果 运用s p s s l 3 0 对大所测样本中不同性别的大学生短跑运动员进行赛时心理状态的比较， 发现( m a n n w h i t n e y ) u 检验和( m o s e se x t r e m et e a c t i o n s ) 极端反应的检验结果显示，男 性和女性大学生短跑运动员在赛时心理状态中各个维度的差异不显著，p 均大于0 0 5 。( 见表 1 3 ，1 4 ) 表1 3 不同性别( m a n n w ht n e y ) u 检验分析结果表 维度级别平均秩次u 值w 值z 值相伴概率p f 1 f 4 f 5 1 9 4 7 1 7 5 3 1 8 5 0 1 8 5 0 1 8 7 2 1 8 2 8 1 9 1 7 1 7 8 3 2 0 2 2 1 6 7 8 1 4 4 5 0 0 1 6 2 0 0 0 1 5 8 0 0 0 1 5 0 0 0 0 1 3 i 0 0 0 3 1 5 5 0 00 5 5 90 5 7 6 3 3 3 0 0 00 0 0 01 0 0 0 3 2 9 0 0 0- 0 1 2 80 8 9 8 3 2 1 0 0 00 3 8 10 7 0 3 3 0 2 0 0 0 - 0 9 8 80 3 2 3 墚建平，吴鸿春等，不同属性运动员自信心来源差异分析【j 】，体育科学，2 0 0 6 ，2 6 ( 1 2 ) ：5 6 5 9 3 0 男女男女男女男女男女 5 我同优秀短跑运动员赛时心珲状态特征的比较r 第_ 部分) 表14 不同性别( m o s e se x t r e m et e a c to n s ) 极端反应检验结果表 但是从w a l d w o l f o w i t z 游程检验的结果米看，男子和女子大学生优秀短跑运动员赛时 心理状态特征中5 个维度的最小可能游程数均显现出差异性，p o 0 0 1 ，而最大可能游程数 的差异不显著。( 见表1 5 ) 表1 5 不同性别( w ai d - w o i l o w i t z ) 游程检验分析结果表 注：料p o 0 1 爱示差异性非常显看 5 3 4 2 特征分析 对不同性别的大学生短跑运动员进行赛时心理状态的比较中发现，运用( m a n n - w h i t n e y ) u 检验得出男子和女子大学生短跑运动员在各个维度上的差异不显著。运用( m o s e se x t r e m e t e a c t i o n s ) 极端反应的检验结果显示，男性和女性大学生短跑运动员在赛时心理状态中各个 维度的差异也不显著，p 均大于0 0 5 。说明在除去赛时状态能力最强和最弱的个案后，男子 和女子运动员的赛时心理状态的总体分布相对集中。从w a l d - w o l f o w i t z 游程检验的结果来 看，男子和女子大学生优秀短跑运动员赛时心理状态特征中5 个维度的最小可能游程数均显 现出差异性，p o 0 0 1 。说明在男子和女子运动员个案与个案之间的游程比较中存在差异性， 说明不同性别运动员之间在赛时心理状态能力的总体分布上存在显著性差异。 由此得出，大学生男子和女子优秀短跑运动员赛时心理状态能力中5 个维度上的差异不 显著，但从游程检验的结果来看其总体分布上是存在显著性差异的，并通过( m a n n - w h i t n e y ) u 3 l 两南大学硕十学何论文 检验中平均秩次值的比较，表现出女子大学生短跑运动员的赛时状态性能力相对较弱的特征。 根据以上( m a n n w h i t n e y ) u 、m o s e se x t r e m et e a c t i o n s 和w a l d - w o l f o w i t z 等三种方法 对健将级与大学生优秀二级短跑运动员在赛时心理状态特征的5 个维度上的差异性检验，显 示大学生二级与健将级运动员中不同等级运动员在赛时心理状态5 个维度上的总体分布存在 差异，而不同性别运动员之间的游程检验中最小可能游程的差异较显著。 5 4 小结 在本部分中使用的赛时行为空间量表各项指标良好，说明该问卷对评估运动员在赛 时环境下各种心理状态指标有良好的实际效果。通过对女子短跑健将级和二级运动员之间赛 时心理状态的对比研究，结果表明在自我精神状态和信念确认度这两个维度健将级和二级女 子短跑运动员之间差异显著，而在自我实现欲望，目标清晰度，抗外界干扰能力这三个维度 上差异不显著。根据健将级女子短跑运动员在自我精神状态和信念确认度这两个维度上的心 理状态较强，而其他三个维度较二级运动员差异不显著，在今后针对健将级女子短跑运动员 心理技能训练中要加强自我实现欲望，目标清晰度，抗外界干扰能力这三个维度的心理干预 和心理训练，以提升健将级女子短跑运动员的赛时心理状态。 大学生优秀短跑运动员在赛时心理状态上在“自我精神状态”和“信念确认度”两个维 度上与健将级运动员之间存在差异性，反映出大学生优秀短跑运动员对自身精神状态的判断 和把握能力不足，自身状态的感受能力较差的特征。男、女子大学生二级短跑运动员赛时心 理状态的5 个维度上的差异性不大，但女子大学生运动员的赛时心理状态能力相对总体较弱。 根据三种不同的检验结果来看，有必要加强大学生优秀短跑运动员自我状态的判断和把握能 力，有必要提高信念确认度水平，并有必要在今后加强对女子大学生运动员赛时心理状态的 训练，提高大学生短跑运动员赛时心理状态能力。 本研究认为，赛时行为空间中良好心理状态是现代竞技运动不可缺少的部分，它影响着 整个赛时行为空间体积，即影响运动成绩的发展和提高。因此良好的赛时心理状态可促进赛 时行为空间的不断完善，搭建竞技能力储备与运动成绩之间的时空桥梁，减少赛时时空变化 效应的负面影响，从而充分的发挥所具备的竞技能力储备取得优异的运动成绩。 3 2 6 赛时行为空间心珲状态核心要素的验证f 第部分) 6 赛时行为空间心理状态核心要素的提取与验证( 第三部分) 6 1 研究目的 本研究以验证假设为主，作者认为赛时行为空间能力释放过程的映射结构，它反映出运 动员五种不同的竞技能力。本研究考虑到体能、技术、战术和智能4 种竞技能力是运动员在 竞技能力储备阶段能得到适宜训练效应刺激的，而相比之下心理层面上却存在着训练效应与 赛时效应的差异性，运动员在竞赛时所承受心理刺激效应是训练过程中无法模拟和体验到的， 而在高水平竞技比赛中，运动员赛时心理状态是影响他们赛时行为效益最大化的重要因素。 因此，本研究以赛时行为空间中心理这一事物为验证切点，力求找到赛时行为空间的心理影 响因素。同时对不同属性运动员进行检验，并进一步验证赛时行为空间存在的科学依据，通 过不同模型的比较，找到影响高水平运动员赛时行为的核心要素。 对此，本文以赛时行为空间结构中的赛时心理状态作为验证切点，来求证影响赛时行为 空间的各种复杂因素。对我国健将级短跑运动员进行自编赛时行为空间量表的调查，运 用s p s s l 3 0 统计软件包对原始数据进行分析和研究，并通过结构模型w 0 s 7 0 软件对所测数 据进行模型的构建与验证，进一步提取健将级短跑运动员赛时心理状态的核心要素，以及这 些核心要素与运动等级之间的关系。最终，在一系列的分析和验证下，证明假设。 6 2 研究对象与方法 6 2 1 研究对象 研究被试来源于2 0 0 9 年4 月的全国田径锦标赛上1 0 0 m 、2 0 0 m 和4 0 0 m 的2 0 名健将级短 跑运动员，发放问卷2 0 份，回收1 8 份有效回收率9 0 。 6 2 2 研究方法 6 2 2 1 问卷调查法 本研究在经过多次修正赛时行为空间量表作为有效测评工具。 6 2 2 2 统计数据处理与分析 采用s p s s l 3 o 统计软件包进行数据的管理与分析，运用a m o s 7 o 结构模型软件进行模型的 构建与验证。 6 3 结果与分析 6 3 1 测试量表的检验与分析 6 3 1 1 结构效度 通过碎石图显示前五个因子的解释率较大，而从第六个因子开始，图型趋于平缓，因此 3 3 两南大学硕十学位论文 本研究保留五个因子，因素抽取采用通用的主成分分析法，旋转后得出了5 个因子。球型检 验：卡方值为9 0 2 1 6 6 ；显著性p = 0 0 0 0 ，p o 0 0 1 显示成显著性差异。k m o = o 7 6 8 ，大于0 5 的基本标准且在0 7 - 0 8 之间，说明该量表适合做因子分析。从修订后的赛时行为空间 量表五个维度的相关结果发现：自我精神状态、信念确认度、自我实现欲望和目标清晰度 均存在显著性相关，而抗外界干扰能力与其他几个维度的相关不大，这是由于抗外界干扰能 力的影响主要来源于客观的外环境，但考虑到在运动员赛时心理状态中，抗外界干扰能力是 不可缺少的，所以予以保留( 见表1 6 ) ，说明该问卷的结构效度较好幢1 表1 6 量表各维度间相关 注：料p o 0 1 表示非常显著性差异 6 3 1 2 内部一致性信度 c r o n b a c ha 系数是反映量表内部一致性的指标。根据分析，对健将级运动员的信度检验 得到，内部一致性系数a = 0 8 4 8 ，大于测量学f l 系数= 0 8 的标准，表明此量表对健将级优秀 短跑运动员的测试信度较好旧1 。 6 3 1 3 验证性分析 采用a b l o s 7 0 对赛时行为空间量表所测数据进行验证性因子分析，结果显示模型得 到了理想验证，各项拟合指标达到统计学要求h 5 1 。( 见表1 7 ) 。其结构模型树形图见图6 ， 并将此模型命名为模型1 ( m 1 ) 。 经过以上分析检验，赛时行为空间量表达到心理学测量的各项指标要求。并且能体现 出运动员的赛时心理状态特征的各维度指标，问卷结构设计合理伯1 。经检验本人所采用的赛 时行为空间量表达到心理测量的各项指标要求，该量表能够体现运动员在参加竞赛时受赛 场环境影响的各个维度的特征。该量表能为运动员以及教练员在日常的运动训练和竞赛中提 供积极的赛时心理状态指标依据。 李国红，王力高校体育教师职业倦怠量表的编钳j r r 1 北京体育学报，2 0 0 8 ，3 1 ( 2 ) ：3 7 3 9 【2 】张力为研究问题与统计方法的有机配合阴天津体育学院学报，2 0 0 1 ，1 6 ( 2 ) ：2 3 2 6 【3 】张力为，运动员赛前心理状态的表述：1 。项陈述测验的研究【j 】中围体育科技，2 0 0 1 ，3 l ( 8 ) ：6 8 7 1 h 】毛志雄我国部分项目运动员对兴奋剂的态度和意向：t r a 与t p b 两个理论模型的检验【d 】北京体育大学 博士学位论文，2 0 0 1 “b e n t l e rpm ，d u d g e o np c o v a r i a n c es t r u c t u r ea n a l y s i s ：s t a t i s t i c a lp r a c t i c e 。t h e o r ya n dd i r e c t i o n j 细n u a lr e v i e wo fp s y c h o l o g y , 19 9 6 ，4 7 ：5 6 3 5 9 2 1 6 1b e n t l e r p m c o m p a r a t i v ef i ti n d e x e si ns t r u c t u r a lm o d e l s 【j 】p s y c h o l o g i c a lb u l l e t i n , 1 9 9 0 ，1 0 7 ：2 3 8 - 2 4 6 3 4 6 赛时行为空问心理状态核心要素的验证f 第部分) 表8m 1 验证- 陛分析量表主要拟合指标结果 注：来源于要时行为空间理论的研究与量爱的构建，体育科学，2 0 0 9 6 3 2 对健将级短跑运动员测试的再分析 本研究之所以再次进行分析，是为了在高水平运动员中进一步构建的赛时行为空间理论 中的心理状态特征的因素模型，找高水平运动员赛时心理状态的核心要素，力求从结构模型 层面上验证赛时行为空间的客观存在。同时找到高水平运动员赛时心理状态的特征，以及心 理状态和运动等级、性别等因素之间的动态关联，力求为指导运动训练或者赛前心理干预中 提供积极参考依据。据此，本研究运用赛时行为空间量表对健将级短跑运动员进行测试， 并根据测试结果建立健将级短跑运动员赛时心理状态核心要素结构模型。其测试样本来源于 2 0 0 9 年4 月的全国田径锦标赛上l o o m 、2 0 0 m 和4 0 0 m 的2 0 名健将级女子短跑运动员，发放 问卷2 0 份，回收1 8 份有效回收率9 0 。 由于考虑到设计赛时行为空间量表时的被试样本来源于不同项目和不同等级的运动 员，所以在对健将级短跑运动员测试之前，有必要对测评量表的信度、效度与结构进行分析 和调整，以提高测评的科学性。 根据短跑运动的特点与制胜规律，本研究在问卷测试后对问卷进行了再分析，即对问卷 的题项和维度进行了调整，拟找到在赛时行为空间结构中短跑运动员赛时心理状态的核心要 素结构模型。通过再分析，本研究在赛时行为空间量表的基础上，形成了针对性更强的 且更具有代表性的3 个维度1 2 个题项的健将级短跑运动员赛时行为空间量表，该量表反 映出健将级短跑运动员赛时行为空间中心理状态所包含的核心要素。 6 3 2 1 信度分析 运用s p s s l 3 0 对健将级短跑运动员赛时行为空间量表所测数据进行内部一致性分 析，本研究采用c r o n b a c ha l p h a 一致性系数对问卷进行了信度检验，从信度分析来看，量表 的总体信度a = o 8 7 3 ，说明量表的总体信度较高。并且在每个维度上的一致性系数均达到o 。8 以上。根据张力为的观点，任何测验或量表的信度系数如果在0 9 0 以上，表示测验或量表的信 度甚佳，在o 7 0 以上，是一个可接受的范围。为此，该量表的信度达到统计要求。 6 3 2 2 项目区分度分析 对2 7 个题目进行项目区分度( i t e md i s c r i m i n a t i o n ) 分析，采用精确性较高的相关法计 算区分度，经计算得到项目区分度d ，根据心理测量学的一般原理，项目鉴别指数d 0 4 0 的 被认为是区分度很好，0 3 0 d o 4 0 的区分度较好，0 2 0 d o 3 0 区分度尚可，d o 2 0 区分度 【1 张力为，运动员赛前心理状态的表述：十项陈述测验的研究f j 】中国体育科技，2 0 0 1 ，3 1 ( 8 ) ：6 8 7 1 3 5 两南大学硕 学何论文 差。我们对量表从严要求，低于o 4 0 的题都予以删除，经过再分析后1 2 个题项的项目区分 度见表1 8 。 表1 8 1 建将级短跑运动员赛时行为空间量表各题项项目区分度一览表 题项 d 题项 d v l v 2 v 3 v 4 v 5 0 7 1 5 0 7 5 2 0 6 2 5 0 6 8 4 0 8 2 2 v 7 v 8 v 9 v l o v l l 0 5 4 2 o 5 1 3 0 5 1 6 0 5 0 1 0 4 3 2 v 60 6 3 7v 1 20 4 2 4 6 3 2 3 结构效度分析 表1 9 健将级短跑运动员赛时行为空间量表各维度与题总之间相关一览表 v 2v 3v 4v 5v 6v 7v 8v 9v i ov l lv 1 2f lf 2f 3 题总 v l1 v 20 7 1 r 1 v 30 6 7 2 。0 8 0 8 。1 v 40 7 2 0 。0 7 9 4 。0 7 7 8 -1 v 50 6 3 1 ”0 6 2 5 ”0 5 0 5 0 5 5 6 + 1 v 60 4 1 10 4 3 80 4 7 8 0 2 6 60 6 1 0 。1 v 70 4 1 00 4 5 50 2 8 20 1 8 30 6 5 0 。0 5 6 0 1 v 80 1 6 10 4 1 30 0 9 20 1 8 00 6 6 1 。0 6 4 9 。0 6 1 5 。1 v 90 4 8 2 + 0 4 6 00 2 6 50 2 0 90 6 5 7 。0 6 1 1 。0 6 0 6 。0 6 9 4 。l v l o0 3 2 40 2 6 50 3 5 70 6 4 6 。0 3 5 40 2 7 00 0 4 60 2 0 4 - 0 0 9 31 v 1 10 3 6 40 2 8 90 2 3 30 4 5 90 2 8 90 2 2 00 1 5 00 0 9 5 0 0 7 60 7 1 4 。1 v 1 20 2 5 4 0 0 0 00 0 6 40 2 5 10 3 1 60 1 2 10 1 4 40 1 3 1 0 1 6 60 6 7 1 ”0 6 3 9 。1 f l0 8 3 4 。0 9 2 3 。0 9 2 2 。0 9 1 7 。0 6 3 1 ”0 4 4 30 3 5 70 2 2 90 3 7 40 4 4 60 3 6 40 1 4 5l f 20 4 6 30 5 4 0 3 6 80 2 9 50 8 1 2 。0 8 3 2 。0 8 5 0 。0 8 6 4 。0 8 1 9 。0 1 7 90 1 6 50 1 3 20 4 5 41 f 30 3 5 60 2 0 9 0 2 4 10 5 0 3 0 3 5 90 2 2 80 1 3 20 1 5 8o - 1 2 60 8 8 7 。0 8 9 7 。0 8 6 9 。0 3 5 60 1 7 81 题总0 7 6 2 。0 8 0 9 。0 7 2 3 。0 7 5 7 “0 8 4 3 。0 7 2 2 。0 6 6 0 “0 6 1 i 。0 5 7 9 0 5 7 2 0 5 2 7 0 3 9 20 8 4 0 。0 8 0 1 。0 5 6 0 1 注：料p 0 0 1 表示非常显著的相关性 1 1 毛志雄我国部分项目运动员对兴奋剂的态度和意向：仉与t p b 两个理论模型的检验【d 】北京体育大学 博士学位论文，2 0 0 1 3 6 6 赛时行为空间心理状态核心要素的验证( 第二部分) 按照心理学家b e n t l e r 的理论，构造健全的项目所需要的项目和测验的相关在0 3 0 0 8 0 之间，项目间的组间相关在0 1 0 0 6 0 之间，在这些相关矩阵之内的项目为测验提供的是满 意的信度和效度。本研究对3 个维度以及总分之间计算相关性，以考察各因素之间的关系， 进一步验证本量表的结构效度，从表1 9 的结果来看，本量表的效度较好。 6 3 2 4 探索性因子分析 首先，我们对该量表进行了取样适当性量数及球形检验，结果，k m o 值等于0 6 2 7 ，球形 检验的卡方值为5 5 4 8 4 0 4 ，并达到显著水平p = o 0 0 0 ( p o 0 5 ) 。一般而言k a i s e r - m e y e r o l k i m 检验中：k m o 系数在0 9 以上非常适合于做因素分析，在0 8 0 0 9 0 之间为比较 适合做因素分析，在0 7 0 0 8 0 之间为可以做因素分析，在o 6 一o 7 之间为一般，但在0 6 以下则不适合作因素分析，在这里本量表达到较好的统计要求，说明该量表的基本适合进行 因素分析。 对所测数据进行正交最大化旋转，求出旋转因素负荷矩阵，从统计结果表2 0 来看，在3 个维度中各个题项的因素载荷较高，说明该问卷的结构较好。并根据主成分分析抽取公共因 素，以及各维度下的因子载荷确立维