運(yùn)動性心理疲勞的IAT測量

葛 楊，張力為

1 前言

運(yùn)動性心理疲勞的評價(jià)方法和診斷標(biāo)準(zhǔn)是該領(lǐng)域?qū)＜覀兯J(rèn)的研究難點(diǎn)?，F(xiàn)階段國內(nèi)、外的研究者均主要依據(jù)運(yùn)動員的自評報(bào)告對其心理疲勞水平進(jìn)行檢測（Goodger，2007［18］；張 連成，張 力 為，陽 海 英 等，2012［10］），然而，在研究中，自評報(bào)告的方法常常受到兩方面的質(zhì)疑：內(nèi)省局限（introspective limits）和反應(yīng)傾向（response factors）（Greenwald，2002）［19］，即一方面參與者可能對自身的心理狀況缺乏認(rèn)識，存在意識失真（conscious distortion，Egloff和Schmukle，2002）［15］；另一方面，受測驗(yàn)環(huán)境或者印象管 理的影響，參與者傾向于隱藏真實(shí)的自己，如要求特征、社會贊許效應(yīng)和假裝。除此之外，單一的測量范式可能帶來共同方法偏誤，降低測量的準(zhǔn)確性。對于心理疲勞問卷的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，至今也仍然莫衷一是，僅運(yùn)動員心理疲勞量表（Athlete Burnout Questionnaire，ABQ，Raedeke 和 Smith，2001）［29］而言，就有1／3法、中 位數(shù)法、75%標(biāo) 準(zhǔn)、加權(quán) 等多種評價(jià)方法（張連成等人，2012）［10］。這些使得運(yùn)動心理工作者在實(shí)踐中，對運(yùn)動員心理疲勞的診斷往往缺乏客觀的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)和令人信服的依據(jù)。

張力為 等（2006，2012）［7，10］提 出，可 以 嘗 試 用 內(nèi) 隱 態(tài)度來測量運(yùn)動性心理疲勞，以訓(xùn)練場景作為圖片刺激，利用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)（IAT）范式完成圖片—詞匯匹配任務(wù)，檢驗(yàn)參與者是否將更多的消極詞匯與訓(xùn)練場景匹配，以此確定其心理疲勞的程度。本研究將以此構(gòu)想為基礎(chǔ)設(shè)計(jì)內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)并進(jìn)行相關(guān)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)。

1.1 內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)

Greenwald等人1998年提出內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)（Implicit Association Test，IAT），它以人腦中的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型為理論基礎(chǔ)，考察成對的目標(biāo)概念與屬性概念之間聯(lián)系的緊密程度。該理論假設(shè)，人腦中存在一個(gè)認(rèn)知神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)，在網(wǎng)絡(luò)的每個(gè)節(jié)點(diǎn)上，都有一種概念，代表一個(gè)事物或者一個(gè)評價(jià)，如果兩個(gè)概念聯(lián)系緊密，即在網(wǎng)絡(luò)中的距離相近，當(dāng)一個(gè)概念被激活時(shí)，這種激活就會擴(kuò)散到與其聯(lián)系緊密的概念，如一個(gè)事物概念被激活時(shí)，與其聯(lián)系緊密的評價(jià)概念也會隨之被激活，那么，對這兩類概念做同一反應(yīng)較容易（相容任務(wù)）。反之，如果兩個(gè)概念聯(lián)系較遠(yuǎn)，則做同一反應(yīng)便困難（不相容任務(wù)）。由此，我們便可以通過測量兩個(gè)概念之間的聯(lián)系程度，來反映個(gè)體的傾向性。一般以相容任務(wù)的反應(yīng)時(shí)與不相容任務(wù)的反應(yīng)時(shí)之差作為聯(lián)系程度的指標(biāo)。神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型成立的前提在于人腦中概念之間確實(shí)存在穩(wěn)定的內(nèi)隱聯(lián)系，這也是本研究測驗(yàn)編制和結(jié)果解釋的主要依據(jù)。

內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)（以下簡稱IAT）最初用于社會心理學(xué)，后在多個(gè)領(lǐng)域都得到了豐富的應(yīng)用，在運(yùn)動心理學(xué)中，曾被用來測量運(yùn)動員對興奮劑的態(tài)度（Brand Ralf，Marcus和 Norbert，2011［11］）和 內(nèi) 隱 攻 擊 行 為 （Thomas 等［33］）。其主要功用有：1）測量傳統(tǒng)外顯測驗(yàn)所不能測量的潛意識的部分，如內(nèi)隱自尊（Greenwald等）［19］；2）預(yù)測一些敏感或特殊的變量，如種族歧視和非言語行為（Mitchell，Nosek和 Banaji，2003［27］；Egloff和 Schmukle，2002［15］）；3）為外顯測驗(yàn)提供增值效度，如低外顯高內(nèi)隱自我概念的人較其他組合的人收到消極反饋后，智力測驗(yàn)成績反而 有 顯 著 提 高 （Friederike等 ，2013）［16］。 從 方 法 上 ，IAT被認(rèn)為有效的彌補(bǔ)了外顯測驗(yàn)中兩種誤差——內(nèi)省不足和反應(yīng)傾向（Greenwald，2002）［15］。前者是指實(shí)驗(yàn)參與者缺乏自察的能力，無意識地受到自我認(rèn)識程度或指導(dǎo)語的影響，而不能準(zhǔn)確選出符合自己真實(shí)情況的分?jǐn)?shù)；后者是指實(shí)驗(yàn)參與者受社會贊許效應(yīng)或?qū)嶒?yàn)者要求特征的影響，有意偽裝自己的真實(shí)情況。這兩種情況均會影響測驗(yàn)效度，在以甄別個(gè)體差異為目的的研究中，增大虛報(bào)或漏報(bào)率。

1.2 運(yùn)動性心理疲勞的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)

大多數(shù)研究者認(rèn)為，心理疲勞發(fā)生初期是具有情境性的。Smith（1986）［32］最早將運(yùn)動性心理疲勞定義為“由慢性壓力引起的心理、情緒、生理從運(yùn)動中退縮的傾向，是一個(gè)包含環(huán)境刺激、個(gè)體的認(rèn)知評價(jià)、生理行為反應(yīng)的壓力應(yīng)激過程”；Raedeke（1997）［30］認(rèn)為，運(yùn)動性心理疲勞是“運(yùn)動員在運(yùn)動情境中體驗(yàn)到的一種耗竭感和成就感降低，它引起對所從事運(yùn)動項(xiàng)目及一切相關(guān)事物的消極態(tài)度及回避傾向”，二者都強(qiáng)調(diào)了心理疲勞運(yùn)動員對運(yùn)動情境回避退縮的消極反應(yīng)。在國內(nèi)的質(zhì)性研究中，運(yùn)動員也時(shí)常報(bào)告“一想起訓(xùn)練，腦子就疼”，“一看到那個(gè)橫桿，看到那個(gè)墊子，就討厭，不想碰它”，“只要不訓(xùn)練，我精神好得很。一到訓(xùn)練時(shí)，去訓(xùn)練場館的時(shí)候就想，又訓(xùn)練了。”等體驗(yàn)（劉方琳，2005［6］；畢曉婷，2013［1］）。由此可見，運(yùn)動員心理疲勞反應(yīng)與運(yùn)動刺激是相聯(lián)系的。也就是說，運(yùn)動刺激很可能激活了心理疲勞的運(yùn)動員腦中有關(guān)耗竭、低成就感、回避等消極概念，根據(jù)IAT的測驗(yàn)邏輯，即心理疲勞的運(yùn)動員腦中運(yùn)動的相關(guān)概念可能與消極概念的聯(lián)結(jié)更加緊密。

此外，關(guān)于運(yùn)動性心理疲勞運(yùn)動員對運(yùn)動情境反應(yīng)的假設(shè)，還可能存在另一種解釋。Hippel等人（2008）［23］在內(nèi)隱態(tài)度研究發(fā)現(xiàn)，護(hù)士對吸毒、酗酒者的內(nèi)隱偏見越深，他們的工作壓力就越大、改變工作的意向也越強(qiáng)烈；Kelly等人 （2013）［25］的研究表明，教師對孤獨(dú)癥兒童的內(nèi)隱評價(jià)能顯著預(yù)測其外顯態(tài)度和工作倦怠?？梢酝茰y，若運(yùn)動員對所從事的運(yùn)動持消極的內(nèi)隱評價(jià)，那么，他們更傾向于將運(yùn)動中的刺激知覺為壓力，進(jìn)而導(dǎo)致心理疲勞，也就是說，在相同的刺激下，那些對訓(xùn)練情境持有消極內(nèi)隱態(tài)度的運(yùn)動員更可能發(fā)生心理疲勞。

綜上所述，本研究設(shè)想運(yùn)動性心理疲勞和運(yùn)動員對運(yùn)動情境的內(nèi)隱態(tài)度之間可能存在一個(gè)循環(huán)因果的關(guān)系，即運(yùn)動性心理疲勞將會引起運(yùn)動員對訓(xùn)練情境的消極反應(yīng)，且反應(yīng)的消極程度應(yīng)隨運(yùn)動性心理疲勞的嚴(yán)重程度而定，越疲勞的運(yùn)動員腦中有關(guān)運(yùn)動與消極概念的聯(lián)結(jié)越緊密，個(gè)體對此無法進(jìn)行有意控制，這個(gè)聯(lián)結(jié)長久地存在于頭腦中，易化運(yùn)動員對訓(xùn)練中壓力的感知，使再次發(fā)生運(yùn)動性心理疲勞的概率增加。在這個(gè)過程中，運(yùn)動員對訓(xùn)練情境的消極內(nèi)隱態(tài)度是衡量運(yùn)動員心理疲勞的關(guān)鍵，那么，以IAT范式測量運(yùn)動性心理疲勞的基本邏輯是將訓(xùn)練和生活情境作為目標(biāo)刺激，與運(yùn)動性心理疲勞有關(guān)的消極和積極詞匯作為屬性刺激，考察二者之間的內(nèi)隱聯(lián)結(jié)，IAT中“訓(xùn)練”對應(yīng)消極評價(jià)，“生活”對應(yīng)積極評價(jià)，IAT得分越高，參與者的心理疲勞越嚴(yán)重。由此建立的運(yùn)動員心理疲勞操作定義即是“訓(xùn)練情境與消極心理疲勞概念的內(nèi)隱聯(lián)結(jié)”，這與現(xiàn)有外顯測量工具對運(yùn)動員心理疲勞的操作性定義——情緒／體力耗竭，成就感降低，運(yùn)動負(fù)評價(jià)（Raedeke，2001）［29］有所不同。因此，內(nèi)隱和外顯測驗(yàn)之間的關(guān)系，將是本研究著重考察的內(nèi)容之一。

1.2.1 IAT 測驗(yàn)材料

Houwer等人（2009）［24］對IAT 測驗(yàn)的論述 中 提 到 了IAT效應(yīng)受測驗(yàn)材料的影響，主要表現(xiàn)在社會文化（ex－trapersonal knowledge）①社會文化（extrapersonal knowledge）是指IAT可能反映了社會文化中兩個(gè)概念的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度而非個(gè)體的傾向性，是在測驗(yàn)個(gè)人所掌握的社會背景知識而非個(gè)人真實(shí)的信念。如在白人社會中的黑人參與者，仍然會表現(xiàn)出來傾向于白人的IAT效應(yīng)。這類社會認(rèn)知在運(yùn)動領(lǐng)域廣泛存在，特別是在我國，提到“運(yùn)動員”“訓(xùn)練”時(shí)，大多數(shù)人都存在“舉國體制”、“汗水”、“辛苦”等刻板印象。而對運(yùn)動員而言，他們對運(yùn)動的態(tài)度，是否受集體文化的影響，影響多少，我們尚不能確定。本研究旨在用IAT測驗(yàn)反映出個(gè)體個(gè)性化的經(jīng)驗(yàn)態(tài)度，如果混淆了文化和個(gè)體經(jīng)驗(yàn)，便不能對單個(gè)運(yùn)動員進(jìn)行有效的診斷。因此，在編制本研究的IAT測驗(yàn)時(shí)，本研究盡可能屏蔽掉“目標(biāo)刺激”本身所包含積極或消極的刻板印象，使生活和訓(xùn)練情境目標(biāo)刺激誘發(fā)的情緒達(dá)到匹配。以及刺激的代表性和相似性。我們先后邀請了98名大學(xué)生運(yùn)動員前后兩次對有關(guān)訓(xùn)練和生活情境的詞匯和圖片從指代明確性、熟悉度和愉悅度3方面進(jìn)行7級評定，篩選出熟悉度和代表度得分最高，接近中性情緒色彩的5個(gè)訓(xùn)練情境詞：器械、秒表、強(qiáng)度、場館、測試；4個(gè)生活情境詞：鍵盤、衣柜、學(xué)習(xí)、書簽，作為IAT文字測驗(yàn)的目標(biāo)刺激；采用相同的辦法篩選出寢室、教學(xué)樓、圖書館、田徑訓(xùn)練館中的跑道、器械、秒表等生活訓(xùn)練情境圖片各6張作為IAT圖片測驗(yàn)的目標(biāo)刺激。

從中文版《運(yùn)動員心理疲勞問卷》（ABQ）中選取3個(gè)維度下具有積極或消極意義的兩組動詞、形容詞，并補(bǔ)充選出詞匯的反義詞，邀請10位運(yùn)動心理學(xué)專業(yè)的碩士和博士從是否能夠代表其所屬維度的積極或消極意義進(jìn)行評價(jià)。評分采用里克特7點(diǎn)量表，1為非常不合適，7為非常合適，4為中點(diǎn)。評分者一致性信度為0.72，篩選出各維度下平均得分最高的3個(gè)條目，組成18個(gè)IAT測驗(yàn)的屬性詞。

1.2.2 IAT 測驗(yàn)程序

將上述材料編入Inquist所提供的包含7個(gè)試組（block）的IAT 標(biāo)準(zhǔn)程序中（表1），要求參與者按照屏幕左、右上方的分類提示，對在屏幕中央逐個(gè)呈現(xiàn)的詞語分類按鍵。若錯誤則出現(xiàn)提示，改正后繼續(xù)。程序內(nèi)部自動變換相容和不相容任務(wù)出現(xiàn)的先后次序，抵消了相容和不相容任務(wù)的順序效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)考察成對的目標(biāo)概念與屬性概念之間聯(lián)系的緊密程度d值。d值計(jì)算采用Greenwald（2003）［21］所提出的優(yōu)化算法②IAT－d值的具體計(jì)算流程為：1）選取練習(xí)試組（block）和測試組的數(shù)據(jù)；2）刪除反應(yīng)時(shí)大于10 000ms的試次；刪除平均反應(yīng)時(shí)大于8 000ms的參與者；刪除相容或不相容條件下反應(yīng)錯誤率超過20%的參與者；3）計(jì)算每個(gè)試組正確反應(yīng)時(shí)的平均數(shù)；4）分別計(jì)算練習(xí)試組和測試試組反應(yīng)時(shí)的聯(lián)合標(biāo)準(zhǔn)差；5）將所有錯誤反應(yīng)時(shí)替換為（M＋600）ms；6）分別計(jì)算練習(xí)和測試4個(gè)試組的反應(yīng)時(shí)均值；7）計(jì)算練習(xí)試組的效應(yīng)值和測試試組的效應(yīng)值；8）計(jì)算練習(xí)和測試試組效應(yīng)值的平均值。本文研究所采用的IAT得分均以此方法計(jì)算，以下不再贅述。

表1 本研究運(yùn)動性心理疲勞IAT測量樣例一覽表Table 1 Illustration of the Implicit Association Test—Burnout（IAT－Burnout）.

1.3 研究設(shè)計(jì)

目前，國內(nèi)尚沒有出現(xiàn)以內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)的方法來研究心理疲勞的報(bào)告。本研究嘗試解決的問題有：1）運(yùn)動性心理疲勞內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)的信度如何（研究一、二）？2）運(yùn)動性心理疲勞內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)與各效標(biāo)變量的關(guān)系如何（研究三）？3）用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)研究運(yùn)動性心理疲勞是否能反映運(yùn)動員心理疲勞，預(yù)測運(yùn)動員運(yùn)動表現(xiàn)（研究四）？本文將分述所進(jìn)行的4項(xiàng)研究以回答上述3個(gè)問題。

2 研究一：運(yùn)動性心理疲勞IAT測驗(yàn)的跨時(shí)間穩(wěn)定性

2.1 目的

本實(shí)驗(yàn)旨在考察IAT測驗(yàn)內(nèi)部一致性及對同一組參與者前后施測兩次的一致性程度。運(yùn)動性心理疲勞是一段時(shí)間內(nèi)較為穩(wěn)定的心理特質(zhì)，因此在沒有其他變量干擾的情況下，前后兩次測試結(jié)果應(yīng)該保持一致。

2.2 方法

2.2.1 參與者

邀請15位運(yùn)動訓(xùn)練專業(yè)大三學(xué)生，主要為田徑（13人）和網(wǎng)球（2人）專項(xiàng)，平均年齡20.93（SD＝0.88）歲，平均訓(xùn)練年限5.18（SD＝1.96），平均每日訓(xùn)練時(shí)間為2.13 h（SD＝0.68）。均為右利手，視力或矯正視力正常。參與者被告知完成實(shí)驗(yàn)將獲得成績獎勵。

2.2.2 材料

選取所編制的以IAT訓(xùn)練生活情境詞為目標(biāo)刺激的IAT測驗(yàn)。

2.2.3 程序

將所編制的IAT情境測驗(yàn)（文字版）在LENOVEL M6400，Windows XP系統(tǒng)上運(yùn)行，顯示屏為SAMSUNG17寸純平顯示屏，分辨率為1024×768，32位真彩色。所有實(shí)驗(yàn)參與者被告知“將要進(jìn)行一項(xiàng)反應(yīng)能力的測試，測試內(nèi)容是一項(xiàng)分類任務(wù)，屏幕中間會出現(xiàn)一些詞，根據(jù)你的理解把它歸入屏幕上方的兩個(gè)類別中，屬于左上角那一類按E鍵，右上角那一類按I鍵，如果歸錯類了，會有提示，按相反的按鍵改正即可，保證正確率的情況下完成得越快越好?！眳⑴c者來到實(shí)驗(yàn)室后，分配好計(jì)算機(jī)開始測驗(yàn)，第一次測試時(shí)間為2013年10月13日，第二次測試時(shí)間為2013年10月21日。兩次測驗(yàn)均處于正常教學(xué)期，研究參與者報(bào)告兩次測驗(yàn)期間訓(xùn)練生活沒有明顯變化。

2.3 結(jié)果與討論

參考Egloff和Schmukle（2002）［15］提出的計(jì)算方法①IAT內(nèi)部一致性信度的計(jì)算方法：每個(gè)不相容條件下（Block7）試次的反應(yīng)時(shí)減去相應(yīng)的相容條件下（Block4）試次的反應(yīng)時(shí)，對這40對試次的反應(yīng)時(shí)差值計(jì)算克倫巴赫α系數(shù)。，本研究兩次測量的內(nèi)部一致性信度分別為α1＝0.78；α2＝0.82。將兩次測試結(jié)果輸入SPSS 18.0得到兩次測驗(yàn)d值的相關(guān)系數(shù)為0.64，達(dá)到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)α＜0.01的顯著性水平，且與前人研究報(bào)告的IAT重測信度結(jié)果相似：Dasgupta和Greenwald（2001）［14］種族 偏好的IAT 測 驗(yàn)報(bào)告的相 關(guān)系數(shù)為0.65（間隔1天），Greenwald和 Farham（2000）［20］報(bào)告的相關(guān) 系 數(shù) 為 0.52，Egloff和 Schmukle（2002）［15］焦 慮IAT測驗(yàn)報(bào)告的相關(guān)系數(shù)為0.57（間隔一周）。

15名參與者前后兩次測驗(yàn)d值離差絕對值的平均數(shù)為0.39（SD＝0.31），其中1名參與者兩次測驗(yàn)態(tài)度方向變化（d1＝0.77；d2＝ －0.40），其余參與者兩次均保持一致，即IAT的d值前后兩次同為正或同為負(fù)。IAT測試內(nèi)block的順序?qū)值存在顯著影響，相容條件在前的測試d1值得分顯著大于不相容條件在前的d2（d1＝0.56；d2＝－0.10，F(xiàn)＝13.32，p＝0.00，η2＝0.32）。這可能說明參與者的IAT效應(yīng)中混淆了測驗(yàn)的順序效應(yīng)。9名參與者前后兩次測驗(yàn)試組次序改變，即第一次接受的是相容／不相容條件在前，第二次接受不相容／相容條件在前。9人中有1名參與者d值方向發(fā)生變化，其余參與者的成績均有所收斂，即若參與者第一次測試時(shí)相容條件在前，所得d值為正，那么第二次測時(shí)（不相容條件在前），所得d值仍為正，但絕對值小了。說明實(shí)驗(yàn)順序確實(shí)起到了干擾：若一名運(yùn)動員本身傾向于將訓(xùn)練與消極概念相聯(lián)，則相容條件（訓(xùn)練＊消極VS生活＊積極）在前則會強(qiáng)化這種聯(lián)結(jié)，不相容條件（訓(xùn)練＊積極 VS生活＊消極）在前，則會減弱這種聯(lián)結(jié)；而若一名運(yùn)動員本身并無偏向性，那么他的IAT得分d值很大可能取決于何種條件的試組在前。然而，由于實(shí)驗(yàn)參與者人數(shù)較少，做出確切的結(jié)論還需進(jìn)一步研究。

總的來說，本研究所編制的IAT測驗(yàn)保持了較為可靠的信度。若將d＞0看作是對訓(xùn)練持有消極內(nèi)隱態(tài)度，可能發(fā)生心理疲勞；d＜0看作是對訓(xùn)練持有積極內(nèi)隱態(tài)度，沒有心理疲勞，則d值正負(fù)所代表的方向性判斷更為可靠，即對訓(xùn)練的內(nèi)隱評價(jià)是消極或積極的；而d值大小所代表的程度性判斷，即對訓(xùn)練的內(nèi)隱評價(jià)有多積極或消極，還應(yīng)結(jié)合IAT內(nèi)部相容和不相容條件試組出現(xiàn)的先后順序，或選取參照點(diǎn)進(jìn)一步考察。

3 研究二：運(yùn)動性心理疲勞IAT測驗(yàn)的跨情境穩(wěn)定性

3.1 目的

反應(yīng)傾向是影響外顯測量信度的關(guān)鍵因素，IAT設(shè)計(jì)之初也是為了彌補(bǔ)自陳報(bào)告過于依賴主觀反應(yīng)的缺陷（Greenwald等，1998）［22］。前人研究證實(shí)，IAT 對假裝策略（faking）有良好的免疫功能（Melanie，2004）［26］。只有參與者在了解測驗(yàn)原理后，采取加快或放慢反應(yīng)速度的策略（Rohner等，2013）［31］才能偽裝測試結(jié)果。為了驗(yàn)證所編制的運(yùn)動性心理疲勞IAT測驗(yàn)不易受參與者反應(yīng)傾向的影響，研究者設(shè)計(jì)了指導(dǎo)語控制的假裝情境，考察內(nèi)隱和外顯測驗(yàn)在正常和假裝情境中得分的差異。

3.2 方法

3.2.1 參與者

在運(yùn)動訓(xùn)練專業(yè)同一個(gè)班級中選取30名參與者，隨機(jī)分為兩組。情境組8男7女，平均年齡20.9（SD＝0.31）歲，平均參與訓(xùn)練8.2（SD＝0.99）年，每日訓(xùn)練時(shí)1.8（SD＝0.15）h。對照組7男8女，平均年齡20.6（SD＝0.16）歲，平均參與訓(xùn)練8.4（SD＝0.81）年，平均每日訓(xùn)練1.63（SD＝0.17）h。所有參與者均為右利手，視力或矯正視力正常。

3.2.2 材料

IAT測驗(yàn)同研究一，選用文字版IAT測驗(yàn)。

運(yùn)動員心理疲勞問卷（Athlete Burnout Questionnaire，ABQ）由Raedeke和Smith在2001年研制，是目前國內(nèi)、外應(yīng)用最多的測量運(yùn)動員心理疲勞的問卷。問卷有15個(gè)條目，包括情緒和體力耗竭（emotion／physical exhaustion）、成就感的降低（reduced sense of accomplishment）和對運(yùn)動負(fù)評價(jià)（sport devaluation）3個(gè)分量表。要求被調(diào)查者在“從沒有”到“總是”5個(gè)等級上評價(jià)自己一段時(shí)間以來對訓(xùn)練比賽的感受，各維度分值越高，說明心理疲勞程度越高。在本研究中，假裝組克倫巴赫α為0.86；對照組α為0.69，以下簡稱ABQ。

社會贊許性量表（Marlowe－Crowne Social Desirability Scale 13），包含13個(gè)與日常生活相關(guān)的題目，是非選項(xiàng)，被調(diào)查者根據(jù)自身情況在“是”和“否”之間做出選擇，每題“是”計(jì)1分，“否”計(jì)0分，第3題為反向計(jì)分題，得分越高則說明社會贊許傾向越強(qiáng)。

3.2.3 程序

所有參與者提前被告知要進(jìn)行一項(xiàng)大學(xué)生心理健康的測試，以換取成績。提前一個(gè)星期對所有參與者統(tǒng)一施測ABQ問卷，并預(yù)約測試時(shí)間。正式測試前兩組ABQ測驗(yàn)得分分別為：對照組 M＝2.44＋0.51；假裝組 M＝2.61＋0.56。對兩組差異t檢驗(yàn)：t＝ －0.73，P＝0.47。

實(shí)驗(yàn)儀器同研究一。參與者來到實(shí)驗(yàn)室后，主試安排好計(jì)算機(jī)并邀請其坐下，首先采用統(tǒng)一指導(dǎo)語解釋實(shí)驗(yàn)如何操作（同研究一），之后，假裝組被告知“你的測驗(yàn)成績是需要代表班里報(bào)到學(xué)校的，所以請盡可能填答的積極一些”；對照組則被告知“請根據(jù)自身情況認(rèn)真回答”。

實(shí)驗(yàn)分為兩部分，第一部分為IAT測試，采用之前編制的以訓(xùn)練和生活詞為目標(biāo)的IAT測驗(yàn)。第二部分是問卷調(diào)查，包括ABQ，社會贊許性量表（SDS－13）。將IAT測驗(yàn)放在外顯測驗(yàn)之前，是由于部分研究指出外顯測驗(yàn)?zāi)芨深A(yù)內(nèi)隱測驗(yàn)的成績（Egloff等，2002）［15］。與以往研究不同的是，本研究及之后的研究中除了首次集體施測的ABQ問卷外，其余所有量表均被編入計(jì)算機(jī)，應(yīng)用Inquist 3.2軟件在綠色的屏幕背景下，逐條呈現(xiàn)。參與者按鍵選擇最符合其自身狀況的選項(xiàng)，采取機(jī)測是因?yàn)檐浖軠?zhǔn)確記錄參與者作答每一道題的時(shí)間，這不僅提供了問卷測量的又一變量，而且，為后期的篩選數(shù)據(jù)判斷參與者作答是否認(rèn)真提供重要依據(jù)。除此之外，符合運(yùn)動員不喜歡大量文字內(nèi)容同時(shí)呈現(xiàn)的認(rèn)知特點(diǎn)，逐條呈現(xiàn)更為清晰，明確，且大大減少了題目之間的相互影響。所有測試結(jié)束后，向參與者解釋實(shí)驗(yàn)，表示感謝。

3.3 結(jié)果與討論

將兩組測試結(jié)果輸入SPSS 18.0，統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)在IAT測驗(yàn)上，假裝組和對照組沒有顯著差異（t＝0.30，df＝28，P＝0.76，cohen’sd＝0.00）。在外顯心理疲勞測驗(yàn)上，假裝組得分低于對照組，邊緣顯著（t＝1.98，df＝28，P＝0.06，cohen’sd＝0.12），且相較于之前的 ABQ測驗(yàn)，假裝組得分顯著降低（t＝5.44，df＝14，P＝0.00，cohen’sd＝0.33），而對照組沒有差異，說明指導(dǎo)語對假裝組起了作用，符合研究假設(shè)。然而，兩組的社會贊許效應(yīng)沒有達(dá)到顯著性差異（t＝－0.00，df＝28，P＝1.00，cohen’sd＝0.03），與之前假設(shè)不符。

與 以 往 研 究 類 似 （Egloff 等，2002［15］和 Melanie，2004［26］），與外顯測驗(yàn)相比，IAT 更少受偽裝指導(dǎo)語的影響，也就是說，在不了解IAT原理的情況下，參與者不易控制IAT的結(jié)果。然而，社會贊許性量表得分上沒有差異，與前人的研究結(jié)果不符。兩組在社會贊許效應(yīng)問卷反應(yīng)時(shí)上的差異邊緣顯著（t＝1.73，df＝28，P＝0.09，cohen’sd＝0.13），這說明，對照組可能比假裝組經(jīng)歷了更復(fù)雜的心理加工過程。本研究認(rèn)為，這可能一方面是由于參與者為學(xué)生，對考試審查等比較敏感，而指導(dǎo)語強(qiáng)調(diào)了偽裝，也可能在暗示參與者“答的要比自身好，還不能被發(fā)現(xiàn)”，而SDS－13為二分問卷，且題目為大多數(shù)人共有的日常經(jīng)驗(yàn)，不涉及好壞之分，且撒謊更容易被識別，因此，參與者在此問卷上也減少了偽裝的程度。本研究認(rèn)為，兩組在SDS－13上的時(shí)間差的部分差異可能來自內(nèi)省，因?yàn)?，在ABQ反應(yīng)時(shí)上，對照組也長于假裝組，我們推測假裝組只需按照指導(dǎo)語偽裝好，而對照組則花了更多時(shí)間權(quán)衡自己的真實(shí)體驗(yàn)。

從實(shí)驗(yàn)結(jié)果上看來，IAT較好的規(guī)避了偽裝指導(dǎo)語的影響，在不了解實(shí)驗(yàn)原理的情況下，參與者較難對IAT結(jié)果進(jìn)行控制①本研究的評閱人提到，假裝組參與者在第一次ABQ測驗(yàn)上得分高，表現(xiàn)出輕微的心理疲勞，在收到指導(dǎo)語之后，可能出于自我保護(hù)心理，傾向于回答的較為積極，而并不是外顯測驗(yàn)的問題。作者認(rèn)為這正說明了外顯測驗(yàn)容易受參與者反應(yīng)傾向的影響。，在今后的研究中，還應(yīng)考慮到參與者的IAT經(jīng)驗(yàn)或?qū)AT原理的熟悉程度等變量影響。

4 研究三：運(yùn)動性心理疲勞IAT測驗(yàn)的效度檢驗(yàn)

4.1 目的

研究三和研究四將要解決的問題是檢驗(yàn)IAT測驗(yàn)?zāi)芊穹从尺\(yùn)動員的運(yùn)動性心理疲勞。Egloff等人（2002）［15］指出，對所測心理特征已知指示變量的預(yù)測是衡量測量工具是否有效的基石。因此，本研究選取心理疲勞外顯測驗(yàn)作為直接效標(biāo)，選取運(yùn)動動機(jī)、訓(xùn)練比賽滿意感作為預(yù)測效標(biāo)，對IAT測量運(yùn)動性心理疲勞的效度進(jìn)行檢驗(yàn)（圖1）。除此之外，本研究還增加了以訓(xùn)練生活場景圖片為目標(biāo)刺激的IAT測驗(yàn)，以考察IAT的匯聚效度。

圖1 本研究內(nèi)隱測量與外顯測量關(guān)系示意圖Figure 1. The Relationship Map of IATs and Criteria

本研究的目的在于考察所編制IAT測驗(yàn)的效度，即驗(yàn)證其能否反映運(yùn)動性心理疲勞。假設(shè)1.文字與圖片IAT相關(guān)，兩個(gè)IAT之間的相關(guān)高于IAT與外顯測驗(yàn)之間的相關(guān)。假設(shè)2.高運(yùn)動性心理疲勞者IAT測驗(yàn)得分大于低運(yùn)動性心理疲勞者。假設(shè)3.IAT測驗(yàn)可以預(yù)測訓(xùn)練動機(jī)和訓(xùn)練比賽滿意感，且能對外顯測驗(yàn)的預(yù)測有增值貢獻(xiàn)。

4.2 方法

4.2.1 參與者

招募運(yùn)動訓(xùn)練85人，經(jīng)過篩選后剩67人①篩選的標(biāo)準(zhǔn)是：在ABQ，IAT文字，IAT圖片，心理疲勞癥狀問卷，運(yùn)動動機(jī)，訓(xùn)練比賽滿意感任何一項(xiàng)測驗(yàn)不符合標(biāo)準(zhǔn)后刪除該參與者所有數(shù)據(jù)。ABQ中刪去出現(xiàn)以下任一情況的問卷：1）一道題目存在兩個(gè)或兩個(gè)以上選項(xiàng)的被算作漏答，有3道以上題目漏答；2）連續(xù)5個(gè)或以上題目選相同選項(xiàng)；3）第1題與14題答案相互矛盾。IAT根據(jù)Greenland（2003）的要求和此次測量的情況，刪除平均反應(yīng)時(shí)大于8 000ms的參與者；刪除相容或不相容條件下反應(yīng)錯誤率超過20%的參與者。其余問卷在計(jì)算機(jī)上施測，沒有漏答或一題多選的現(xiàn)象。但是在計(jì)算機(jī)上答題，更容易形成按鍵定勢，因此刪去連續(xù)5個(gè)選擇同一選項(xiàng)的參與者。計(jì)算機(jī)能夠記錄每道題的答題時(shí)間，這為這部分問卷的篩選提供了主要依據(jù)，根據(jù)實(shí)驗(yàn)?zāi)康?，我們需要參與者對每道題有一定的內(nèi)省時(shí)間，因此根據(jù)樣本的分布，刪去心理疲勞癥狀清單問卷每道題平均作答時(shí)間小于3 000ms或運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練比賽滿意感問卷每道題平均作答時(shí)間小于4 000ms的問卷。，54男，13女。平均年齡20.67＋1.44歲，平均參與訓(xùn)練4.88＋2.30年，平均每日訓(xùn)練1.92＋0.85h，57名二級運(yùn)動員，8名一級運(yùn)動員。其中16人近期有比賽。參與者參與實(shí)驗(yàn)賺取成績，均為右利手，視力或矯正視力正常。

4.2.2 材料

兩個(gè)IAT及ABQ測驗(yàn)（本次測驗(yàn)克倫巴赫α為0.75）前文已介紹，不再贅述。

心理疲勞癥狀問卷：林嶺（2006）［5］博士論文中根據(jù)運(yùn)動員訪談、觀察及概念模型編制的運(yùn)動性心理疲勞5級評定問卷，經(jīng)過兩輪篩選，提取了4個(gè)維度18個(gè)條目，分別為動機(jī)水平下降（α＝0.79）；軀體行為癥狀（α＝0.70），負(fù)性情緒（α＝0.74），負(fù)評價(jià)與成就感降低（α＝0.57）。問卷的條目均來自于運(yùn)動員的自述，題目短小，易于理解，且更符合中國運(yùn)動員的真實(shí)情景。

運(yùn)動動機(jī)量表：張力為（2001）［8］編制，分為參與動機(jī)和回避動機(jī)兩個(gè)維度，每個(gè)維度由三個(gè)題目組成，共6題。要求參與者在不同意和同意之間作5級評判，參與傾向越強(qiáng)，則說明越能夠從本專項(xiàng)訓(xùn)練、競賽中體驗(yàn)到樂趣，回避動機(jī)越強(qiáng)，則表明越傾向于退出訓(xùn)練、比賽。量表所報(bào)告的內(nèi)部一致性信度為0.72。本次測量α信度為0.62。

訓(xùn)練、比賽滿意感：由張力為，梁展鵬（2002）［9］編制，報(bào)告的內(nèi)部一致性信度為0.75。該量表含有6個(gè)條目，第5題為反向計(jì)分題。得分越高，則說明受測者越傾向于對目前的訓(xùn)練比賽持有積極滿意的評價(jià)。本研究中的α信度為0.68。

4.2.3 程序

所有研究參與者被告知要參加一項(xiàng)反應(yīng)能力的測試，分為紙筆測驗(yàn)和計(jì)算機(jī)測驗(yàn)兩部分，先統(tǒng)一施測ABQ問卷，之后，邀請參與者到實(shí)驗(yàn)室，在計(jì)算機(jī)上依次完成兩個(gè)IAT測驗(yàn)，心理疲勞癥狀問卷，運(yùn)動動機(jī)量表和訓(xùn)練比賽滿意感問卷，其中，圖片和文字IAT測驗(yàn)隨機(jī)順序先后呈現(xiàn)。每名參與者完成所有項(xiàng)目需要20～30min，如果做完第一個(gè)IAT測驗(yàn)后感到疲勞，則要求其休息2～5min再繼續(xù)。所有測驗(yàn)完成后向參與者解釋結(jié)果，贈送禮品，表達(dá)感謝。

4.3 結(jié)果與討論

對于參與研究的大學(xué)生運(yùn)動員群體而言，此次測試中的相容反應(yīng)時(shí)都略低于不相容反應(yīng)時(shí)，但均沒達(dá)到顯著性水平（文字IAT：t＝ －1.15，df＝66，P＝0.26；圖片IAT：t＝－1.20，df＝66，P＝0.23），也就是說，對于大學(xué)生運(yùn)動員整體而言，并沒有表現(xiàn)出明顯的對訓(xùn)練積極或消極的內(nèi)隱效應(yīng)。參與者的年齡、訓(xùn)練年限、每日訓(xùn)練時(shí)長與兩個(gè)IAT測驗(yàn)為低負(fù)相關(guān)，其中，訓(xùn)練年限與IAT圖片測驗(yàn)相關(guān)最強(qiáng)（r＝－0.26，P＝0.05），其余均未達(dá)到顯著水平。參與者的性別、運(yùn)動等級、近期是否有比賽在兩個(gè)IAT測驗(yàn)得分上均沒有顯著差異。

4.3.1 IAT與外顯心理疲勞測驗(yàn)的關(guān)系

將IAT內(nèi)部試組順序設(shè)為協(xié)變量，做圖片與文字IAT的偏相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)二者之間相關(guān)顯著（rIAT＝0.41）。IAT與外顯測量的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，二者之間相關(guān)不顯著，在ABQ的三個(gè)維度中，以訓(xùn)練生活情境詞匯為目標(biāo)刺激的文字IAT 與運(yùn)動負(fù)評價(jià)相關(guān)最高：r＝0.22，P＝0.07。以ABQ總得分為依據(jù)，將得分最高和最低的各27%的參與者劃分為心理疲勞高分組和心理疲勞低分組，兩組各18人，做獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，兩組在兩個(gè)外顯測驗(yàn)上差異顯著（ABQ：t＝－14.14，df＝34，P＝0.00，cohen’sd＝0.82；癥狀問卷：t＝－3.65，df＝34，P＝0.00，cohen’sd＝0.31），說明分組有效。在文字IAT測驗(yàn)上，ABQ高分組的平均成績大于 ABQ低分組（M高分組＝0.27＋0.54；M低分組＝ －0.02＋0.55），但 未 達(dá) 到α＝0.05的 顯 著 性 水 平（t＝－1.68，df＝34，P＝0.10，cohen’sd＝0.06），在圖片IAT測驗(yàn)上，ABQ高分組平均成績大于低分組（M高分組＝0.11＋0.49；M低分組＝0.09＋0.47），但同樣不顯著（t＝－0.14，df＝34，P＝0.89，cohen’sd＝0.00）。

控制了IAT內(nèi)部試組的順序效應(yīng)后，兩個(gè)IAT和兩個(gè)外顯測驗(yàn)之間分別存在中等程度的顯著相關(guān)，且IAT測驗(yàn)間的相關(guān)大于其與外顯測驗(yàn)間的相關(guān)，符合假設(shè)1，表明IAT具有一定的匯聚效度。值得注意的是，文字IAT測驗(yàn)與ABQ間相關(guān)大于圖片測驗(yàn)。Francesco和Tarik（2010）［17］撰文指出，IAT文字和圖片測驗(yàn)的分離是因?yàn)闃永碳δ繕?biāo)概念的代表性水平不一樣，文字刺激（高代表性水平）更多地利用了語義加工系統(tǒng)，而圖片（低代表性水平）調(diào)動的是視空加工系統(tǒng)，文字刺激可能同時(shí)激活了多個(gè)低代表水平的刺激或樣例特征，具有更復(fù)雜的加工過程，因此，在IAT反應(yīng)中享有更大的效果量。這個(gè)觀點(diǎn)在本研究中得到了支持，問卷中所涉及的概念與文字IAT測驗(yàn)的抽象水平相似，而圖片IAT測驗(yàn)則更為具體，因此，二者相關(guān)不高。同時(shí)，這也可能是導(dǎo)致IAT文字測驗(yàn)與各問卷相關(guān)更高的原因。

表2 本研究運(yùn)動心理疲勞內(nèi)隱外顯測驗(yàn)的關(guān)系一覽表Table 2 Correlations of IATs and Explicit Measures （n＝67）

IAT與運(yùn)動員心理疲勞外顯測驗(yàn)不相關(guān)，且ABQ得分高低分組的參與者在IAT上沒有顯著差異，不支持假設(shè)2。表明運(yùn)動員對訓(xùn)練情境的內(nèi)隱態(tài)度可能并沒有體現(xiàn)心理疲勞；或是IAT測量的心理疲勞是外顯測驗(yàn)沒有涉及的部分。大多數(shù)內(nèi)隱測驗(yàn)都被證明與外顯測驗(yàn)相互獨(dú)立（高旭辰，2004）［2］，IAT 與外顯測驗(yàn)的關(guān)系在0.01～0.62之間，平均在0.60左右，絕大多數(shù)的相關(guān)系數(shù)都低于0.30（侯珂，鄒泓，張秋凌，2004）［3］。由于IAT 與外顯測量對運(yùn)動性心理疲勞的操作定義不同，從相關(guān)矩陣中可以看出，IAT僅與外顯測試的運(yùn)動負(fù)評價(jià)維度相關(guān)邊緣顯著，而在情緒體力耗竭和成就感降低兩個(gè)維度上缺乏解釋力。那么，在此背景下，二者之間的弱相關(guān)顯然是可以理解的。此外，就實(shí)驗(yàn)操作而言，本研究中，ABQ問卷為紙筆測驗(yàn)，集體施測，而IAT為計(jì)算機(jī)任務(wù)，單獨(dú)施測。這很可能造成參與者在完成這兩項(xiàng)任務(wù)時(shí)態(tài)度的精細(xì)加工程度不同（Nosek等，2005）［28］。加之在設(shè)計(jì)之初我們并未考慮到IAT內(nèi)部試組順序的影響，因此，將IAT的結(jié)果用于個(gè)體評價(jià)時(shí)，受到了順序效應(yīng)的干擾，加大了誤差來源?？傊?，對IAT測量運(yùn)動性心理疲勞的效度還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.3.2 IAT與運(yùn)動動機(jī)、訓(xùn)練及比賽滿意感的關(guān)系

與以往研究一致，本研究中運(yùn)動性心理疲勞外顯測試（ABQ）可以預(yù)測運(yùn)動動機(jī)（r＝－0.45，P＝0.00）和訓(xùn)練比賽滿意感（r＝－0.26，P＝0.03）。IAT 對運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練比賽滿意感的相關(guān)和回歸分析發(fā)現(xiàn)：文字IAT測驗(yàn)與運(yùn)動動機(jī)相關(guān)顯著（r參與＝－0.33，P＝0.00；r回避＝0.26，P＝0.03），與訓(xùn)練、比賽滿意感呈負(fù)相關(guān)（r＝－0.23，P＝0.06），邊緣顯著。圖片IAT得分與參與動機(jī)顯著負(fù)相關(guān)，與訓(xùn)練、比賽滿意感正相關(guān)。文字IAT測驗(yàn)與外顯測驗(yàn)間的相關(guān)系數(shù)都高于圖片IAT測驗(yàn)，這可能是由于信息加工的通道不同，問卷測驗(yàn)和文字IAT測驗(yàn)都考察的是對概念的態(tài)度，抽象程度比較一致，而圖片IAT將抽象概念的外延縮小，更加具體化，當(dāng)呈現(xiàn)給運(yùn)動員與訓(xùn)練有關(guān)的圖片時(shí)，被激活的可能僅是對這一個(gè)場景的態(tài)度或情緒。鑒于此，僅采用文字IAT進(jìn)行后續(xù)研究。

以ABQ和文字IAT測驗(yàn)為預(yù)測變量，對運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練、比賽滿意感做標(biāo)準(zhǔn)回歸（表3），回歸方程均達(dá)到顯著性水平，對運(yùn)動動機(jī)方差的解釋（17.6%～17.9%）要大于訓(xùn)練、比賽滿意感（7.9%），ABQ預(yù)測效果要好于文字IAT。嘗試改做分層回歸以檢驗(yàn)文字IAT對ABQ預(yù)測運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練、比賽滿意感的增值貢獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，IAT對參與動機(jī)預(yù)測的增值貢獻(xiàn)最大（ΔR2＝0.08），其次是回避動機(jī)（ΔR2＝0.04），最后是訓(xùn)練、比賽滿意感（ΔR2＝0.03）。統(tǒng)計(jì)結(jié)果為IAT的預(yù)測效度提供了有力的支持，在控制了ABQ的貢獻(xiàn)后，以訓(xùn)練生活情境詞匯為目標(biāo)刺激的IAT測驗(yàn)對運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練、比賽滿意感仍然有少量的增值貢獻(xiàn)。

表3 本研究ABQ和IAT對運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練比賽滿意感的回歸分析一覽表Table 3 Predictions of the Training Measures by the Burnout Measures （n＝67）

傳統(tǒng)的IAT測驗(yàn)多以非言語行為作為預(yù)測效標(biāo)，得出IAT比外顯測驗(yàn)對行為預(yù)測效果更好的結(jié)論。然而，由于運(yùn)動性心理疲勞是個(gè)長時(shí)間積累的過程，難以在實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行操縱，且本研究參與者活動較分散，難以選擇合適的行為效標(biāo)。因此，本研究選用運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練、比賽滿意感的自陳量表作為預(yù)測校標(biāo)。為了盡可能屏蔽內(nèi)隱外顯方法上帶來的誤差，內(nèi)省不足和反應(yīng)傾向，參與者在所有測量中均匿名，且其作答反應(yīng)時(shí)將被用來當(dāng)作加工題目和自省程度的指標(biāo)進(jìn)行篩選。在實(shí)驗(yàn)中，大部分參與者比較認(rèn)同IAT得分的含義，并能根據(jù)自己的訓(xùn)練狀態(tài)對自己的IAT得分進(jìn)行解釋。然而，由于本研究取樣過于集中，且參與者人數(shù)較少，要得出確切的結(jié)論還需進(jìn)一步驗(yàn)證。

綜上所述，研究三表明，運(yùn)動性心理疲勞文字和圖片IAT測驗(yàn)有良好的匯聚效度，二者和外顯心理疲勞測驗(yàn)相分離，可能的原因是內(nèi)隱外顯測驗(yàn)測量內(nèi)容和方法不同。IAT測驗(yàn)與運(yùn)動動機(jī)和訓(xùn)練、比賽滿意感相關(guān)，且方向與理論假設(shè)相符，表明IAT測驗(yàn)具有一定的預(yù)測效度。

5 研究四：運(yùn)動性心理疲勞IAT測驗(yàn)的追蹤研究

5.1 目的

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)IAT測驗(yàn)的預(yù)測效度，同時(shí)考察其生態(tài)學(xué)效度，設(shè)計(jì)研究四以檢驗(yàn)在運(yùn)動實(shí)踐中IAT成績對運(yùn)動員賽前心理狀態(tài)和比賽表現(xiàn)的預(yù)測。在運(yùn)動隊(duì)中，賽前給運(yùn)動員施測心理量表往往帶有很大的風(fēng)險(xiǎn)性，一方面，運(yùn)動員可能會由于某些原因偽裝自己的真實(shí)情況；另一方面，測量方式和量表內(nèi)容解釋不當(dāng)可能會影響運(yùn)動員后續(xù)的比賽。因此，如果IAT測驗(yàn)，這種不容易為運(yùn)動員意識控制的測驗(yàn)，能較準(zhǔn)確地反映出運(yùn)動員賽前身心狀態(tài)，那么，就能為心理工作者的服務(wù)提供依據(jù)。本研究嘗試用IAT測驗(yàn)對即將參加世界錦標(biāo)賽和全國運(yùn)動會的田徑運(yùn)動員進(jìn)行測查，考察比賽之前一個(gè)月（集訓(xùn)開始）的IAT測驗(yàn)成績是否能對比賽前（集訓(xùn)結(jié)束）的訓(xùn)練、比賽滿意感和比賽成績進(jìn)行預(yù)測。

5.2 方法

5.2.1 參與者

參加2013世界田徑錦標(biāo)賽（俄羅斯·莫斯科）備戰(zhàn)集訓(xùn)的中國國家隊(duì)運(yùn)動員22人，其中男13人，女9人，平均年齡21.64（SD＝2.97）歲，平 均 訓(xùn) 練 年 限6.23 （SD＝2.69）年，每日訓(xùn)練時(shí)長3.16（SD＝0.92）h，均為右利手，視力或矯正視力正常。

5.2.2 材料

以訓(xùn)練生活情境詞匯為目標(biāo)刺激的IAT測驗(yàn)、ABQ、訓(xùn)練、比賽滿意感問卷同研究三。

5.2.3 程序

實(shí)驗(yàn)分兩部分，兩次測驗(yàn)時(shí)間間隔19天，在國家體育總局運(yùn)動員公寓一對一單獨(dú)完成。由教練員通知運(yùn)動員參加心理測試，集訓(xùn)開始時(shí)（6月26日）請運(yùn)動員先后完成IAT，ABQ測試，之后根據(jù)運(yùn)動員得分向運(yùn)動員解釋測驗(yàn)內(nèi)容，給予成績反饋，每位運(yùn)動員完成用時(shí)15min左右。集訓(xùn)即將結(jié)束時(shí)（7月15日）再次邀請運(yùn)動員填答《訓(xùn)練比賽滿意感問卷》，并對個(gè)別運(yùn)動員進(jìn)行了半結(jié)構(gòu)化訪談。2013年世界田徑錦標(biāo)賽結(jié)束之后，邀請兩位教練對參賽運(yùn)動員表現(xiàn)評分。本研究IAT測試在GATEWAY T3200筆記本上完成，所有問卷均由紙質(zhì)發(fā)放。

5.3 結(jié)果與討論

將兩次測量數(shù)據(jù)錄入SPSS 18.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，職業(yè)運(yùn)動員的測試中，IAT－情境測驗(yàn)的內(nèi)隱效應(yīng)不顯著（t＝0.57；P＝0.57）。與大學(xué)生運(yùn)動員不同的是，職業(yè)運(yùn)動員IAT 效應(yīng)（M＝－0.11＋0.48）小于大學(xué)生運(yùn)動員（M＝0.11＋0.57）：t＝1.61，df＝87，P＝0.11，cohen’sd＝0.03。且采用不同block次序的IAT測驗(yàn)得出的d值沒有顯著差異（t＝1.42，df＝20，P＝0.17，cohen’sd＝0.09），說明IAT內(nèi)部的順序誤差在職業(yè)運(yùn)動員中降低，IAT測驗(yàn)似乎也更準(zhǔn)確地反映了個(gè)體的心理情況。

本研究中，IAT與ABQ的測驗(yàn)相關(guān)比研究三有所提高（r＝0.34），這很可能是由于測試過程中采取單獨(dú)施測，且ABQ與IAT同時(shí)施測，參與者對自陳問卷的加工精細(xì)程度更高。而在心理疲勞三維度中，IAT得分與運(yùn)動負(fù)評價(jià)的相關(guān)降低（r＝0.23），與情緒體力耗竭相關(guān)最高（r＝0.37），且IAT測驗(yàn)與集訓(xùn)后訓(xùn)練、比賽滿意感之間的相關(guān)降低（r＝－0.06），這可能由于測量的樣本群體不同，也可能是IAT結(jié)果不穩(wěn)定或是兩次施測間隔時(shí)間較長以及外顯和內(nèi)隱測量的方法差異造成。集訓(xùn)前外顯心理測驗(yàn)ABQ的成績與集訓(xùn)后訓(xùn)練、比賽滿意感顯著相關(guān)（r＝－0.59，P＜0.01），而集訓(xùn)前IAT 成績僅與集訓(xùn)后訓(xùn)練、比賽滿意感呈微弱的負(fù)相關(guān)（r＝－0.06）。測驗(yàn)結(jié)果不支持假設(shè)，說明僅用IAT不能預(yù)測運(yùn)動員自我報(bào)告的集訓(xùn)后訓(xùn)練、比賽滿意感。

在2013年世界田徑錦標(biāo)賽中，中國代表隊(duì)短跑、跨欄、跳躍類項(xiàng)目共有10名運(yùn)動員取得參賽資格，本研究收集其中9人的IAT測驗(yàn)成績，比賽后請中國隊(duì)短跨跳項(xiàng)目兩位負(fù)責(zé)人分別為這9名運(yùn)動員的比賽表現(xiàn)進(jìn)行1到10點(diǎn)打分，1為十分不理想，10為特別理想，超常發(fā)揮。兩位負(fù)責(zé)人均為國內(nèi)短跨跳項(xiàng)目訓(xùn)練的直接管理者，肩負(fù)著提高我國田徑短跨跳項(xiàng)目成績的重任。因此，對各位運(yùn)動員的訓(xùn)練情況、比賽情況都有全面的了解，兩位評分者的評分具有權(quán)威性，可以信賴。兩位評分者均以6為及格分，評分者信度為0.752。

表4 2013年世界田徑錦標(biāo)賽中國隊(duì)總教練對運(yùn)動員表現(xiàn)的評分與各心理變量的相關(guān)一覽表Table 4 Correlations between Coach－rated Performance and Psychological Variables

由表5可以看出，教練員B評價(jià)的運(yùn)動員表現(xiàn)與IAT和ABQ得分分別呈顯著高相關(guān)，教練員A的評分與二者不顯著，訓(xùn)練、比賽滿意感與兩位教練的評分均沒有顯著相關(guān)。用IAT和ABQ分別單獨(dú)預(yù)測教練員平均評分，均得到顯著的回歸方程（R2IAT＝0.37，P＝0.04；R2ABQ＝0.41，P＝0.06）。以IAT和ABQ同時(shí)對教練員評分做回歸，所得方程達(dá)到臨界顯著性水平（R2IAT＋ABQ＝0.50，P＝0.06），由于IAT和ABQ的相關(guān)較高 （r＝0.54，P＝0.13），因此，合并預(yù)測后顯著性水平降低是可以理解的。以上結(jié)果表明，集訓(xùn)前的IAT測試結(jié)果至少能對一位教練員評價(jià)運(yùn)動員的比賽表現(xiàn)做出預(yù)測，且預(yù)測的可靠程度與ABQ相似。由于該樣本量過小，因此，是否能夠排除方法誤差，證明二者所測量的心理特質(zhì)是相同的，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

除此之外，本研究發(fā)現(xiàn)本研究所測試的職業(yè)運(yùn)動員比大學(xué)生運(yùn)動員IAT得分更低，即更傾向于將訓(xùn)練場景與積極詞匯相聯(lián)系。這一方面可能是測試的職業(yè)運(yùn)動員都是備戰(zhàn)世界田徑錦標(biāo)賽的運(yùn)動員，正值備戰(zhàn)“拼”的時(shí)期，運(yùn)動動機(jī)更強(qiáng)，這點(diǎn)從研究三中近期有比賽的運(yùn)動員比無比賽的運(yùn)動員IAT 得分更低（M有比賽＝－0.01，M無比賽＝0.14），運(yùn)動參與動機(jī)更強(qiáng)（t＝2.21，df＝37.05，P＝0.03），心理疲勞水平更低（t＝－1.94，df＝64，P＝0.05）上得到證據(jù)。另一方面，也可能是由于這些運(yùn)動員從事運(yùn)動的時(shí)間較長，且都達(dá)到了該項(xiàng)目上的全國最高水平，其對運(yùn)動的內(nèi)化程度更高。研究三中大學(xué)生運(yùn)動員和研究四中的職業(yè)運(yùn)動員訓(xùn)練年限與IAT測試都呈低的負(fù)相關(guān)（r大學(xué)生運(yùn)動員＝－0.23，r職業(yè)運(yùn)動員＝－0.13），說明訓(xùn)練年限越長，IAT得分越低，越傾向于將訓(xùn)練與積極詞匯相聯(lián)系。

6 總討論

本研究通過四個(gè)連續(xù)的實(shí)驗(yàn)對IAT訓(xùn)練生活情境測驗(yàn)測量運(yùn)動員心理疲勞的信效度進(jìn)行探究。研究一和研究二表明，IAT訓(xùn)練生活測驗(yàn)具有跨時(shí)間和跨情境的穩(wěn)定性，即信度，這保證了IAT用于心理測量的基本要求。研究三考察了IAT與運(yùn)動性心理疲勞及其相關(guān)變量的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，以訓(xùn)練生活情境為目標(biāo)刺激的IAT與外顯心理疲勞測驗(yàn)并沒有相關(guān)，IAT能夠預(yù)測大學(xué)生運(yùn)動員的運(yùn)動動機(jī)，并對外顯測驗(yàn)預(yù)測效標(biāo)有一定的增值貢獻(xiàn)。在研究四中，將所編制的測驗(yàn)在運(yùn)動隊(duì)真正的備戰(zhàn)階段中施測，發(fā)現(xiàn)IAT訓(xùn)練生活測驗(yàn)預(yù)測了一位教練員對運(yùn)動員比賽狀態(tài)的評價(jià)?？偟膩碚f，IAT測驗(yàn)一定程度上反映了運(yùn)動員的消極心理狀態(tài)，然而，以個(gè)體對運(yùn)動情境的內(nèi)隱態(tài)度來反映運(yùn)動員的心理疲勞水平還需進(jìn)一步斟酌。

6.1 IAT是否測量了運(yùn)動性心理疲勞？

IAT通過考察訓(xùn)練情境與運(yùn)動性心理疲勞概念內(nèi)隱聯(lián)結(jié)的相對強(qiáng)度來反映運(yùn)動員運(yùn)動性心理疲勞水平。本研究部分假設(shè)沒有得到支持，IAT和外顯測驗(yàn)之間相關(guān)較弱，且IAT與其他變量的關(guān)系也并不穩(wěn)定。外顯的運(yùn)動性心理疲勞反映了個(gè)體對自我和對運(yùn)動的主觀評價(jià)，IAT測量的是運(yùn)動員對運(yùn)動情境的內(nèi)隱態(tài)度，這種不對位的相互驗(yàn)證建立在運(yùn)動性心理疲勞會導(dǎo)致運(yùn)動員在腦內(nèi)建立運(yùn)動情境與消極概念的自動化聯(lián)結(jié)的假設(shè)上。然而，這種僅從理論推理出來的邏輯顯然不夠完備，我們未能發(fā)現(xiàn)心理疲勞的運(yùn)動員與不疲勞運(yùn)動員之間在IAT得分上存在顯著差異。這提示人們，除了方法本身和測量方式之間存在差異外，可能還反映了內(nèi)隱和外顯所測量的是不同的心理過程、不同的意識內(nèi)容，亦或是在訓(xùn)練的內(nèi)隱態(tài)度與外顯心理疲勞之間存在更多的因素的影響，如運(yùn)動員的自我掩飾；過往運(yùn)動經(jīng)歷；運(yùn)動動機(jī)等。廖翌凱等人（2008）［4］指出，與自我相關(guān)的內(nèi)隱測量主要包含兩個(gè)成分，一是潛意識的自我知覺，即個(gè)體沒有察覺到自己的思維、情緒或行為受到的影響或這些影響的來源；二是潛意識的自我控制，即個(gè)體能夠察覺到其思維、情緒或行為所受到的影響甚至這種影響的來源，但不能對自己的思維、情緒或行為傾向進(jìn)行有效控制，更多地表現(xiàn)為前語言社會化過程中體驗(yàn)到的高度概括化的情感偏好，或是個(gè)體經(jīng)歷在潛意識水平上所建立的條件反射。

由于運(yùn)動性心理疲勞是長期積累的個(gè)人感受，是需要個(gè)體能明確感受到，并影響行為表現(xiàn)的一種心理過程，本研究認(rèn)為，并不存在潛意識水平的運(yùn)動性心理疲勞。那么，IAT則更可能部分來自于那些被隱藏的過往經(jīng)驗(yàn)產(chǎn)生的情感偏好。在實(shí)驗(yàn)中，本研究還發(fā)現(xiàn)，有參與者在IAT上得分較高，而自身并未覺心理疲勞或是對訓(xùn)練有消極態(tài)度，經(jīng)過訪談，往往能追溯到他們過去訓(xùn)練中曾經(jīng)出現(xiàn)的傷痛厭煩無助等長時(shí)間的消極體驗(yàn)。這提示人們，傷痛事件也許在腦內(nèi)建立“訓(xùn)練——消極”的條件反射，隨著環(huán)境的變化與成長，這些條件反射被隱藏或覆蓋在潛意識里，但仍然影響著個(gè)體對運(yùn)動情境的感知。

再者，內(nèi)隱測量所遷移的意識內(nèi)容可能更加復(fù)雜①本文的評閱人認(rèn)為IAT測試結(jié)果與ABQ不相關(guān)，很可能是就參與者而言，IAT測試的內(nèi)容實(shí)際上是遷移了的意識內(nèi)容。由于ABQ測試的是意識上的心理疲勞，而IAT測試的意識上內(nèi)容則是“運(yùn)動場”和“生活”的內(nèi)容。因此，每個(gè)人對遷移“對象”和“偏好”不同可能造成有的參與者出現(xiàn)了心理疲勞，他（她）可能遷移的并不是運(yùn)動場，有可能是人際關(guān)系。本研究認(rèn)為，這也可能是內(nèi)隱外顯測驗(yàn)不相關(guān)的原因之一。。由于IAT考察的是兩個(gè)對立概念的評價(jià)，得到的結(jié)論只能是相對的，本研究無法確切解釋一名運(yùn)動員內(nèi)隱效應(yīng)顯著，究竟是因?yàn)槠鋵τ?xùn)練持消極評價(jià)，還是因?yàn)槠鋵ι畛钟懈e極的評價(jià)。這點(diǎn)可能也是導(dǎo)致IAT和外顯測驗(yàn)在大學(xué)生運(yùn)動員中產(chǎn)生分離的原因之一，對大學(xué)生運(yùn)動員而言，生活和訓(xùn)練幾乎是平等重要的，訓(xùn)練和生活中都充斥了各種壓力源，他們既需要完成訓(xùn)練上的任務(wù)，又需要努力完成學(xué)習(xí)課業(yè)上的要求，所以，兩個(gè)情境對于他們而言，都有充斥著各種壓力源。而對于正值備戰(zhàn)期的職業(yè)運(yùn)動員，訓(xùn)練、比賽是他們的主要壓力源，而日常生活，以我國現(xiàn)有體制的保障幾乎不用他們有任何后顧之憂。因此，IAT在職業(yè)運(yùn)動員中更純粹反映他們對于訓(xùn)練的內(nèi)隱態(tài)度，IAT內(nèi)部試組順序效應(yīng)消失，IAT與ABQ測驗(yàn)的相關(guān)系數(shù)提高證明了這一點(diǎn)。因此，在包含180試次的IAT測試中，由于參與者個(gè)人經(jīng)歷不同，可能受到不同意識內(nèi)容的影響。

除此之外，本研究中IAT與參與和回避動機(jī)的相關(guān)提示，運(yùn)動員對訓(xùn)練情境的內(nèi)隱態(tài)度可能更多地體現(xiàn)在動機(jī)過程中，對訓(xùn)練情境內(nèi)隱聯(lián)結(jié)也許反映了運(yùn)動員內(nèi)心對運(yùn)動的認(rèn)同程度，評價(jià)越積極的個(gè)體對運(yùn)動的喜愛也就越多，參與運(yùn)動的動機(jī)就越強(qiáng)。比如，備戰(zhàn)比賽的運(yùn)動員IAT成績低于無比賽的運(yùn)動員；再比如，高水平職業(yè)運(yùn)動員，由于其有較為明確的角色定位，較強(qiáng)的運(yùn)動隊(duì)歸屬感，對運(yùn)動訓(xùn)練的自我認(rèn)同感更高，則比由專項(xiàng)特長的學(xué)生和退役年輕運(yùn)動員組成的大學(xué)生運(yùn)動員群體IAT得分更低。

6.2 如何改進(jìn)IAT測量運(yùn)動性心理疲勞？

鑒于以上的討論，在今后的研究中，可以嘗試使用單目 標(biāo) 刺 激 的IAT 測 試 （Single Target IAT，Bluemke，2008）［12］以減少結(jié)果相對性的困擾。其次，本研究中IAT內(nèi)部相容／不相容實(shí)驗(yàn)順序?qū)?shí)驗(yàn)結(jié)果的影響較大，相容實(shí)驗(yàn)順序在前，則更容易出現(xiàn)傾向于將訓(xùn)練情境與消極相聯(lián)的結(jié)果，而外顯測量卻不受順序影響，這增加了內(nèi)隱測量的系統(tǒng)誤差。建議在對運(yùn)動員個(gè)體施測時(shí)，盡量將不相容條件放在前，如此若訓(xùn)練消極的內(nèi)隱效應(yīng)依然顯著，則較為可靠的說明，參與者確實(shí)對訓(xùn)練持消極的內(nèi)隱態(tài)度。除此之外，IAT樣例刺激的代表性仍有待提升，已有研究表明個(gè)性化的測試，即選取與運(yùn)動員個(gè)人有關(guān)的目標(biāo)詞，如姓名、項(xiàng)目等，能更好的符合運(yùn)動員的個(gè)人態(tài)度（Bluemke，2012）［13］，使得分更有針對性。

在這四個(gè)連續(xù)研究中，除偽裝情境下外，外顯測驗(yàn)與心理疲勞相關(guān)變量的關(guān)系都比IAT高，且更穩(wěn)定，研究三和研究四中，控制了ABQ的貢獻(xiàn)后，IAT對運(yùn)動動機(jī)、訓(xùn)練、比賽滿意感和教練員評價(jià)僅表現(xiàn)出少量的增值貢獻(xiàn)，因此，筆者認(rèn)為，在資源有限的情況下，選擇ABQ更節(jié)省成本，效果更好；而若需要深入的了解個(gè)別運(yùn)動員，不妨嘗試綜合內(nèi)隱和外顯兩種測驗(yàn)方式，給予更全面的解釋。在未來研究中，我們可以嘗試探討不同內(nèi)隱外顯測試得分組合的運(yùn)動員認(rèn)知、情緒、動機(jī)、訓(xùn)練、比賽中的表現(xiàn)等方面的差異。

本研究嘗試考察運(yùn)動性心理疲勞IAT測量方法的測量學(xué)特征，研究過程涉及到眾多的環(huán)節(jié)：如IAT實(shí)驗(yàn)材料的編制、信效度評價(jià)指標(biāo)選擇、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、IAT技術(shù)本身的質(zhì)疑、心理疲勞的外顯測量工具、內(nèi)隱和外顯心理疲勞的構(gòu)念、相關(guān)的變量選擇及統(tǒng)計(jì)分析過程等等。本研究的研究一、二分別檢驗(yàn)了跨時(shí)間和跨情境下的穩(wěn)定性，證明了IAT可以不受時(shí)間和假裝指導(dǎo)語的影響，保持一定的穩(wěn)定性。然而，根據(jù)以往IAT的相關(guān)研究，是否能夠屏蔽掉諸如參與者、情緒、表象等因素的影響還有待考察。在效度方面，缺乏參與者相關(guān)的行為、生理校標(biāo)上的效度，且樣本人數(shù)較少，取樣范圍窄，今后研究應(yīng)當(dāng)在這些方面進(jìn)行改進(jìn)，做進(jìn)一步驗(yàn)證。

［1］畢曉婷，張力為.運(yùn)動性心理疲勞成分的動態(tài)變化及其歸因［J］.天津體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2013，28（5）：408－413.

［2］高旭辰，內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)影響因素研究［D］.上海：華東師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2004.

［3］侯珂，鄒泓，張秋凌.內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)：信度、效度及原理［J］.心理科學(xué)進(jìn)展，2004，12（2）：223－230.

［4］廖翌凱，黃希庭，張子霽，等.內(nèi)隱自我與心理健康［J］.西南大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，34（6）：11－15.

［5］林嶺.運(yùn)動性心理疲勞的概念模型，多維檢測，影響因素及干預(yù)措施［D］.北京：北京體育大學(xué)博士學(xué)位論文，2006.

［6］劉方琳.運(yùn)動情境中心理疲勞的性質(zhì)，原因及應(yīng)對［D］.北京：北京體育大學(xué)碩士學(xué)位論文，2005.

［7］張力為，林嶺，趙福蘭.運(yùn)動性心理疲勞：性質(zhì)，成因，診斷及控制［J］.體育科學(xué)，2006，26（11）：49－56.

［8］張力為.賽前情緒的因素結(jié)構(gòu)、特質(zhì)測量及注意特征［D］.北京：北京體育大學(xué)博士學(xué)位論文，2001.

［9］張力為，梁展鵬.運(yùn)動員的生活滿意感：個(gè)人自尊與集體自尊的貢獻(xiàn)［J］.心理學(xué)報(bào)，2002，34（2）：160－167.

［10］張連成，張力為，楊海英，等.運(yùn)動性心理疲勞的測量與評價(jià)研究進(jìn)展［J］.中國運(yùn)動醫(yī)學(xué)雜志，2012，32（2）：180－185.

［11］BRAND RALF M，MARCUS H，NORBER T.Towards an implicit association test（IAT）for measuring doping attitudes in sports.Data－based recommendations developed from two recently published tests［J］.Psychol Sport Exe，2011，12（3）：250－256.

［12］BLUEMKE M，F(xiàn)RISES M.Reliability and validity of the single－target IAT （ST－IAT）：assessing automatic affect towards multiple attitude objects［J］.Eur J Soc Psychol，2008，38（6）：977－997.

［13］BLUEMKE M，F(xiàn)RISES M.On the validity of idiographic and generic self－concept implicit association tests：A core－concept model［J］.Eur J Personal，2012，26（5）：515－528.

［14］DASGUUPTA N，GREENWALD A G.On the malleability of automatic attitudes：Combating automatic prejudice with images of admired and disliked individuals［J］.J Personality Soc Psychol，2001，81：800－814.

［15］EGLOFF B，SCHMUKLE S C.Predictive validity of an implicit association test for assessing anxiety［J］.J Personal Soc Psychol，2002，83（6）：1441－1455.

［16］FRIEDERIKE X R G，ROLAND I，RAINER B，et al.How implicit－explicit consistency of the intelligence self ‐ concept moderates reactions to performance feedback［J］.Eur J Personality，2013，27（3）：238－255.

［17］FRANCESCO F，TARIK B B.Picture－IAT versus word－IAT：Level of stimulus representation influences on the IAT［J］.Eur J Soc Psychol，2010，40：321－337.

［18］GOODGER K，GORELY T，LAVALLEE D，et al.Burnout in sport：a systematic review［J］.Sport Psych，2007，27：127－151.

［19］GREENWALD A G，BANAJI M R，RUDMAN L A，et al.A unified theory of implicit attitudes，stereotypes，self－esteem，and self－concept［J］.Psychol Rev，2002，109：3－25.

［20］GREENWALD A G，F(xiàn)ARHAM S D.Using the implicit association test to measure self－esteem and self－concept［J］.J Personality Soc Psychol，2000，79（6）：1022－1038.

［21］GREENWALD A G，NOSEK B A，BANANJI M R.Understanding and using the implicit association test I：An improved scoring algorithm［J］.J Personality Soc Psychol，2003，85（2）：197－216.

［22］GREENWALD A G，MCGHEE D E，SCHWARTZ J L K.Measuring individual differences in implicit cognition：The implicit association test［J］.J Personal Soc Psychol，1998，74（6）：1464－1480.

［23］HIPPEL W，BRENER L，HIPPEL C.Implicit prejudice toward injecting drug users predicts intentions to change jobs among drug and alcohol nurses［J］.Psychol Sci，2008，19（1）：7－11.

［24］HOUWER J D，SARAH T M，ADRIAAN S，et al.Implicit measures：a normative analysis and review［J］.Psychol Bulletin，2009，135（3）：347－368.

［25］KELLY A，BARNES H D.Implicit attitudes towards children with autism versus normally developing children as predictors of professional burnout and psychopathology［J］.Res Developmental Disabilities，2013，34（1）：17－28.

［26］MELANIE C S.Is the implicit association test immune to faking？［J］Experimental Psychology，2004，51（3）：165－179.

［27］MITCHELL J P，NOSEK B A，BANAJI M R.Contextual variations in implicit evaluation［J］.J Exper Psychology：General，2003，132：455－469.

［28］NOSEK B A，GREENWALD A G，BANAJI M R.Understanding and using the implicit association test II：method variables and construct validity［J］.Personality and Soc Psychol Bulletin，2005，31（2）：166－180.

［29］RAEDEKE T D，SMITH A L.Development and preliminary validation of an athlete burnout measure［J］.J Sport Exe Psychol，2001，23：281－306.

［30］RAEDEKE T D.Is athlete burnout more than just stress？A sport commitment perspective［J］.J Sport Exe Sport，1997，19：396－417.

［31］ROHNER J，SCHRODER A M，SCHUTZ，A.What do fakers actually do to fake the IAT？An investigation of faking strategies under different faking conditions［J］.J Res Personality，2013，47（4）：330－338.

［32］SMITH R E.Toward a cognitive－affective model of athletic burnout［J］.J Sport Psychol，1986，8：36－50.

［33］THOMAS T，JENS B A，RAUBER B.Implicit but not explicit aggressiveness predicts performance outcome in basketball players［J］.Int J Sport Psychol，2011，42（4）：390－400.