教師心理操縱與體育專業大學生訓練投入及消極心理的關聯:來自失敗感與應對效能的序列中介作用*

張致銅 田奔奔△ 王 格 王靖江 簡玉童 汪建一 彭 躍 佟澤昊

①華東交通大學體育與健康學院(江西南昌) 330013 ②華東交通大學體育學院(江西省重點實驗室體質健康與運動干預實驗室) ③山西大學體育學院 △通信作者 E-mail:1152290520@qq.com

訓練投入是指個體在專項訓練過程中具有豐富、舒暢、充實的心理狀態,同時對訓練內容具有極高的期待感與認同感,可以保持個體專注訓練的程度,并且能夠對個體的訓練效果做出有效預測[1]。因此,訓練投入是對個體整個訓練過程質量與訓練成績表現進行量化的重要考察變量[2]。伴隨體育強國戰略的實施,以及國家對于體育專業人才培養的重視,表現體育專業大學生積極訓練狀態與成果的訓練投入愈發受到學界關注。

重點關注訓練投入的同時,對其消極心理情緒的研究也不容缺位。研究表明,體育專業大學生的憂慮、抑郁等消極心理問題呈多發趨勢,同時與體育專業一般學生相比,存在訓練競賽壓力的學生具有更強烈的消極心理[3]。這說明體育專業大學生的消極心理與其訓練表現存在密切聯系。但研究不能將體育專業大學生的消極心理與訓練表現簡單的視為因果關系。首先,體育專業大學生的消極心理情緒能夠對其訓練表現產生顯著影響[4]。其次,體育專業大學生如若在訓練競賽中遭遇困境與失敗,且個體無法及時獲取心理干預與疏導,也會使其出現消極心理狀態[5]。因此,尋找影響體育專業大學生訓練投入與消極心理的共同因素并厘清其作用路徑具有重要理論與實踐價值。

首先,在影響體育專業大學生訓練投入與消極心理的眾多要素中,學習訓練氛圍與自我心理情緒的影響最為顯著[6]。由生態系統理論可知,教學環境對其訓練發展存在長期影響,并且教師的心理操縱是重要影響因素之一[7]。教師心理操縱是指在教學訓練過程中,教師忽視學生自我思維與心理需要,對學生的情感發展、內容認同等心理活動進行攻擊,企圖控制學員思維,嚴重侵害了學生的教學主體定位[8]。且教師產生心理操縱行為的因素多元,研究認為,由年齡增長、工作壓力積累與身心病理性改變引發的內分泌變化是教師產生心理操縱行為的關鍵因素[9]。但教師心理操縱并非絕對不可取。有研究表明,教師采取適當的心理操縱能夠有效提升訓練效率,具體表現在規范訓練行為、增強指令執行、提升心理激勵等[10],同時,也有學者提出[11],采取情境型、引導型、愉悅型等教學策略能夠使教師心理操縱程度維持在適度水平,加快師生融入課堂氛圍,充分發揮教師心理操縱的積極作用。大學區別于其它學段,教師采取的教學策略相對專業化、平穩化,對于學生的行為約束逐漸減弱,但對于心理層面的操縱欲卻逐漸上升,并且這種控制欲在學生處在課堂中時達到頂峰[12],此時,教師與學生自我思維之間產生的分歧可能會愈演愈烈。在訓練效果層面,有研究表明教師心理操縱程度與學生訓練競賽表現之間呈負相關,教師心理操縱能夠對學生的訓練投入做出顯著負向預測[13]。在消極心理層面,有研究發現教師心理操縱是學生產生心理問題的風險要素之一,教師在訓練中的心理操縱程度越強,學生對于教師產生的不滿情緒也越強[14],這種情緒極易促使師生關系出現緊張態勢,甚至引發學生更加嚴重的心理問題。同時,也有證據表明當教師提升心理操縱程度時,學生的焦慮程度也會提升[15]。已有研究說明,教師心理操縱可以對體育專業大學生的訓練投入與消極心理產生影響,因此,本研究提出假設A:教師心理操縱是影響體育專業大學生訓練投入與消極心理的共同外部因素,能夠對訓練投入起到負向預測作用,對消極心理起到正向預測作用。

其次,教師心理操縱也可能會將自我內部因素作為傳導介質,從而對體育專業大學生訓練投入與消極心理產生潛在效應,其中,失敗感與應對效能是兩種重要自我內部因素。失敗感是指個體由于自身定位偏差,在無法滿足自我需求后產生的身份錯位與心理淪喪的主觀感受[16],而應對效能則是自我效能在應用層面的具體表現,是指個體遭受應激事件時對自我處理與應對能力的評價[17]。在失敗感層面,有研究認為,體育專業大學生體會到失敗感與在訓練過程中存在情緒問題具有緊密聯系,且相較于高中,體育生在進入大學后如若訓練無法達到預期效果,極易產生諸如“我不行”、“我很笨”等失敗心理,進而誘發厭訓情緒,無法全身心投入訓練中[18]。并且,有項Meta分析結果表明,自我失敗感也與焦慮、抑郁等消極心理情緒之間存在密切聯系[19]。產生失敗感是體育專業大學生在訓練與競賽中遭遇壓力事件的直接結果,同時也是一種個體心理狀態的具體體現,這也許會受到教學氛圍環境的潛在影響,但當前學界對于教師心理操縱與失敗感之間的關系研究卻相對匱乏。有研究認為,心理低效能是教師心理操縱的直接體現[20]。有學者提出,教師操縱會降低學生的自我滿足感,同時,教師的冷漠批評與懷疑也會使學生對自我價值產生否定心態,而心理低效能、低滿足感與自我否定心態也正是失敗感的具體內涵[21]。在應對效能層面,由相關研究可知,應對效能是可以對體育專業大學生訓練投入與消極心理產生影響的重要因素。有研究認為,體育專業大學生的訓練投入與自我應對效能之間呈正相關,并且應對效能可以對焦慮、抑郁等消極情緒起到有效負向預測[22]。盡管當前學界有關教師心理操縱與學生應對效能之間的關聯研究相對匱乏,但有研究認為,應對效能作為自我心理系統的重要組成部分,是在環境風險對自我心理防線造成沖擊過程中的重要因素。教師對學生情感與思維的控制,嚴重妨礙了其處理突發應激事件時的能力預期培養,但觀測個體應對效能的重要指標之一也正是這種能力預期[23]。另外,應對效能在教師消極授課對個體心理承受性的影響中具有顯著中介效應。因此,本研究提出假設B:失敗感與應對效能在教師心理操縱對體育專業大學生訓練投入與消極心理的作用路徑中起到中介作用。

根據假設B,失敗感與應對效能在影響路徑中具有中介作用。那么,失敗感與應對效能之間的聯系如何,這個問題同樣值得探討?；谏衔目芍?失敗感主要是關注個體對于過去事件完成情況的主觀評判感知,但應對效能主要是關注個體處理突發應激事件時的能力預期,因此,根據這個維度,前者應為失敗感,后者為應對效能。同時,根據自我圖式理論可知,個體的自我認知將促使其產生與認知相對趨同的行為沖動[24]。體育專業大學生對于自身競賽或訓練的失利情緒可能會導致其應對突發事件時產生無力感?；诖?本研究認為個體失敗感會對應對效能產生不利影響,當遭受的不利事件積累到一定程度,會使個體產生強烈的失敗感,同時也將降低處理應激事件時的能力預期。因此,本研究提出假設C:失敗感與個體應對效能之間呈負相關,并且二者在教師心理操縱對體育專業大學生訓練投入與消極心理的作用路徑中存在序列中介作用。

1 對象與方法

1.1 對象

本研究采用類型抽樣的方式選取江西省某5所大學體育學院一至三年級在籍學生展開分析調查。本次調查組成員均為體育心理與心理學相關方向教師與研究生,測試流程與話術均經過統一培訓,該調查以結果可查與匿名測試為原則,并在獲得學生、學院同意后展開測試。本次測試均以年級為單位展開群體調查,共用時20分鐘。本次調查的問卷收回形式為現場發放且填完后現場收回,共計發放問卷4368份,其中有效問卷為3766份(86.2%)。其中,男性約占53.02%(1997人),女性約占46.98%(1769人),年齡20.33±1.47歲;一年級約占27.92%(1051人),二年級約占48.12%(1812人),三年級約占23.96%(903人);生源地為城鎮的約占55.62%(2094人),農村約占44.38%(1672人);有競賽任務的約占38.72%(1458人),沒有相關任務約占61.28%(2308人)。

1.2 方法

1.2.1 教師心理操縱量表 本研究采用Suenens等學者編制的簡式教師心理操縱量表[25]。該量表采用多維度結構,包含慚愧引發、獎勵限制與認知權威3個維度,共有18個項目。該量表采用5級計分法(5=完全符合,4=相對符合,3=一般符合,2=有點符合,1=完全不符合),得分越低說明教師心理操縱程度越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.92。

1.2.2 失敗感測量量表 本研究采用Harrington學者編制的個體失敗感測量量表[26]。該量表采用多維度構造,包含低滿足感與空虛感兩個維度,共有16個項目。該量表采用5級計分法(4=經常,3=較多,2=一般,1=偶爾,0=從不)進行測量,得分越低說明個體感受到的失敗感越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.92。

1.2.3 應對效能評估量表 本研究采用童輝杰編制的應對效能評估問卷中的效能測量量表,對個體應對效能進行測量[27]。該量表采用多維度構造,包含獨立感知、自我認知、自我心態3個維度,共有17個項目。該量表采用4級計分法(4=完全符合,3=相對符合,2=一般符合,1=完全不符合)進行測量,得分越低說明個體應對效能越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.93。

1.2.4 訓練投入量表 本研究采用Alexandris等學者編制的體育訓練投入量表[28]。該量表采用多維度結構,包含目標、耐心、精神3個維度,共有17個項目。該量表采用7級計分法,從7(從來都是)到1(從來都不是)計分,得分越低說明個體訓練投入程度越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.94。

1.2.5 抑郁情緒評估量表 本研究采用Furukawa學者編制的抑郁情緒評估量表[29]。該量表共有9個項目,并采用4級計分法(4=每天都有,3=經常會有,2=偶爾有,1=完全沒有)進行測量,得分越低說明個體抑郁情緒越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.89。

1.2.6 群體性焦慮情緒評估量表 本研究采用Julian學者編制的群體性焦慮情緒評估量表[30]。該量表共有7個項目,并采用4級計分法(4=每天都有,3=經常會有,2=偶爾有,1=完全沒有)進行測量,得分越低說明個體焦慮情緒越弱。該量表檢驗結果良好。在本研究中,克朗巴哈系數值為0.93。

1.3 統計處理

本研究采用SPSS 21.0與專業軟件Mplus 7.0對所獲數據展開描述統計分析與相關分析,并構建結構方程模型,同時借助Bootstrap法展開偏差校正,通過重復抽樣的方式對失敗感與應對效能在該模型中的中介效應展開檢驗。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

本研究采取Harman單因素檢驗法對所有得到的數據進行共同方法偏差檢驗。通過對所有測試項目進行EFA(探索性因子)分析,結果顯示第一個因子解釋的變異量為28.33%,小于臨界標準40%,這表明本研究的共同方法偏差不嚴重。

2.2 描述統計與相關分析

本研究對各變量展開人口學特征統計,見表1。同時,本研究對各變量展開描述統計與相關分析,見表2。需特別說明的是,除抑郁與焦慮評估量表以總分計算外,其它測試量表均以平均分計算。結果顯示各變量之間的相關性顯著,這說明本研究得到的數據可以進一步展開結構方程分析。

表1 各變量人口學特征

表2 各變量描述統計與相關分析(r)

2.3 中介效應檢驗

基于上文所提出的假設,本研究借助Mplus 7.0專業軟件把抑郁變量與焦慮變量統一確定為潛變量,即消極心理,同時,將教師心理操縱確定為自變量,將失敗感與應對效能確定為中介變量,將訓練投入與消極心理確定為結果變量,將受試者人口學特征確定為控制變量,最后,基于上述變量展開結構方程分析,并構建涵蓋兩個結果的序列中介模型。對該模型進行擬合檢驗,結果顯示:比較擬合指數(CFI)為0.921;近似誤差均方根(RMSEA)為0.063;標準化根均方殘差(SRMR)為0.041;TLI值為0.906;χ2/df=8.83;P<0.001,這表明該模型擬合檢驗結果良好。

通過對序列中介模型展開深入分析(見圖1):第一,生源地、性別、年級等人口學特征無法對訓練投入與消極心理做出有效預測,相關性不顯著。第二,教師心理操縱與訓練投入之間呈顯著負相關(β=-0.057,P<0.001),與消極心理之間呈顯著正相關(β=0.195,P<0.001),并且可以對失敗感情緒做出顯著正向預測(β=0.557,P<0.001),可以對應對效能做出顯著負向預測(β=-0.273,P<0.001);第三,失敗感與訓練投入之間呈顯著負相關(β=-0.210,P<0.001),與消極心理之間呈顯著正相關(β=0.533,P<0.001),并且可以對應對效能做出顯著負向預測(β=-0.580,P<0.001);第四,應對效能與訓練投入之間呈顯著正相關(β=0.433,P<0.001),與消極心理之間呈顯著負相關(β=-0.131,P<0.001)。

圖1 教師心理操縱與訓練投入、消極心理之間的序列中介模型

借助Bootstrap法展開偏差校正,通過重復抽樣的方式對失敗感與應對效能在該模型中的中介效應展開檢驗。見表3,教師心理操縱對訓練投入的中介總效應為-0.419,中介直接效應為-0.058,教師心理控制對消極心理的中介總效應為0.564,中介直接效應為0.195,95%置信區間均不存在0,這表明該序列中介模型影響路徑系數具有顯著性。

表3 失敗感與應對效能的序列中介效應檢驗

3 討 論

本研究對體育專業大學生教師心理操縱、訓練投入以及自我消極心理的關聯展開實證分析。研究結果發現,教師心理操縱能夠對訓練投入起到直接負向預測作用,并能夠正向預測消極心理,這個結果與已有研究相對趨同[31],假設A得到驗證。由生態系統理論可知,教師心理操縱會對學生發展產生長期影響。體育專業大學生正處在心理由青春轉向成熟的時期,且大部分學生是異地就讀,缺乏家庭情感支持[32],此時若教師對學生采用心理操縱策略,極易造成訓練效果下降、師生關系破裂等問題,繼而誘發消極心理情緒的產生[33]。同時,教師心理操縱會使學生過于關注教師態度,當受到教師的懷疑、拒絕時,其心理狀態會極度痛苦[34]。在專項訓練上會對自我能力產生否定心理,且無法全身心投入,也無法享受到專項訓練所帶來的愉悅感,繼而引發訓練投入下降。

另外,教師心理操縱對體育專業大學生訓練投入、消極心理的影響也會借助3條不同的中介作用路徑進行。3條中介路徑分別為:失敗感對其影響的中介作用,應對效能對其影響的中介作用以及二者對其影響的序列中介作用。

第一,本研究發現,失敗感與應對效能在教師心理操縱對訓練投入、消極心理的影響中都起到一定程度的中介效應。教師心理操縱程度越強,體育專業大學生的失敗感也越強,這對于他們應對效能塑造極為不利,并且較強水平的失敗感與較弱程度的應對效能都會對其訓練投入產生影響,消極心理也更為明顯,假設B得到驗證。對于失敗感而言,由自我決定理論可知[35],來自教師的慚愧引發、獎勵限制和認知權威與體育專業大學生的自主創造性發展存在沖突,這對于個體滿足感與自我能力的獲得極為不利,極大降低了個體自我價值評估,繼而誘發個體失敗感心理?，F有研究表明,失敗感情緒是早期抑郁癥狀臨床診斷的核心評估指標之一,存在強失敗感的個體往往其社會心理能力較弱,極易產生消極情緒[36]。而假如體育專業大學生在訓練過程中遭遇困境,并且由這種困境引發的挫敗感持續積累時,就會削弱其訓練熱情,喪失體育自主性,同時,相較于高中訓練體育而言,大學訓練內容更加專業與繁瑣,一旦未能跟上節奏,極易產生強烈的無力感[37];體驗到失敗感的體育生在“想練好”又“練不好”的心理中循環,訓練專注力被分散,導致無法全身心投入訓練中[38]。對于應對效能而言,基于個體權威與間接認知的身旁勸說對其應對效能的影響較大[39],而教師利用自身權威與行為經驗對學生進行批評與否定,這就是心理操縱在個體行為中的具象化。應對效能是個體面對突發事件時的自我保護手段,擁有較高程度應對效能的個體能夠以積極的態度進行自我調節;反之,擁有較低程度應對效能的個體在面對壓力事件時往往會采取消極處理方式,容易出現負向情緒。尤其是當教師處在高程度心理操縱情緒時,極易引發師生間的意識對抗,但由于學生處于相對弱勢地位,因此更容易加劇消極心理[40]。

第二,本研究發現,教師心理操縱能夠通過失敗感與應對效能之間的序列中介作用對其訓練投入、消極心理產生影響,假設C得到驗證。教師過度的心理操縱,對于師生關系從單中心權威向多中心民主轉變極為不利,會削弱學生的自主創造性,從而引發失敗心理,而這種心理消極感知會進一步誘發個體行為負向傾向[41],降低其應對效能程度,最終在個體上的表現為訓練投入與興趣減退以及消極情緒的積累。

綜上,本研究的結論為教師心理操縱程度越高,則體育專業大學生的訓練投入越弱,消極心理越強,而失敗感與應對效能在其中起到序列中介作用。