張連成，張力為

1 引言

心理疲勞（Burnout)最初是來源于助人領域（例如教師、警察、醫(yī)護人員等)，同時也是體育運動中經(jīng)常提及的一個詞，由于其對運動訓練以及比賽的消極影響而被體育科學工作者所關注。但是人們對心理疲勞的重視程度和探索深度還遠遠不夠，就目前來看，已有研究還遠遠不能滿足運動實踐的需要。問題之一就是，如何有效評價運動員的心理疲勞?目前的定量評價主要是采用自陳報告法，定性的評價是采用訪談法。就定量的自陳報告法而言，目前在體育運動中，運動員心理疲勞問卷（ABQ)被公認為是最合適的測量工具（Cresswell，Eklund，2006；Goodger，Gorely，Lavallee，Harwood，2007)[25，27]。該問卷包括：情緒/體力耗竭，成就感降低和運動負評價3個維度，3個維度反映了心理疲勞的3個不同方面。

運動性心理疲勞的研究應該考慮到3個維度的獨特性問題，例如，不同的維度代表不同的方面，在不同時期的表現(xiàn)可能也會不同，因此，在進行干預時應該根據(jù)不同維度的表現(xiàn)給予針對性措施。例如，畢曉婷（2009)[1]研究發(fā)現(xiàn)，“運動性心理疲勞”是一種流動的過程，這個概念本身是一個具有三因素結構的動態(tài)構念，其中“情緒和體力耗竭”與“對運動的負評價”兩個因素的變化規(guī)律類似，均在比賽期增加，在調整期降低；而“運動成就感降低”因素則相反，在賽期降低而在休息期提高。

同時，運動性心理疲勞的研究也應該考慮3個維度的整合問題。運動心理疲勞的3個維度雖然反映了3個不同的方面，但是很多情況下，運動實踐需要解決單一指標評價的問題，例如，有多個心理指標需要篩選，這樣，3個維度就需要給出一個綜合評價。再如，調查運動員心理疲勞的流行率，檢驗心理疲勞組與不疲勞的人群在其他變量上的差異，以及干預效果的評價等。另外，在一些復雜的研究設計中（例如有三維交互作用，3個因變量)，可以簡化為一個整體因變量。

但是，該問卷的3個分量表相互獨立，不能合并為一個總分，這就導致一個問題：如何評價運動員心理疲勞程度?要是3個分量表都高，那很明顯是心理疲勞了，但是高到多少才是心理疲勞呢?要是有兩高一低呢，我們如何判斷?因此，非常有必要建立一個運動員心理疲勞的評價標準[29]。同時，考慮到技能類項目運動員與體能類項目運動員在心理疲勞各個維度上的表現(xiàn)可能不一樣，因此，本研究重點考察技能主導類項目運動員的心理疲勞評價問題。本研究通過兩步來建立一個問卷法評定技能類項目運動員心理疲勞的評價標準，為有效檢測和評價運動員心理疲勞，以及干預運動員心理疲勞提供量化依據(jù)，為運動員心理疲勞測試的反饋提供便利。

2 技能類項目運動員心理疲勞評價標準的建立

2.1 研究目的與假設

采用與心理疲勞關系比較密切的訓練比賽滿意感為因變量，以心理疲勞的3個維度為自變量進行回歸分析，并假設心理疲勞不同維度對訓練比賽滿意感的解釋力不同，由此確定心理疲勞3個維度的相對重要性，以建立我國技能類項目運動員心理疲勞的評價標準。

2.2 方法

2.2.1 研究參與者

來自國家健美操隊、國家體操隊、國家藝術體操隊、國家網(wǎng)球隊，浙江省跳水隊、體操隊、拳擊隊、乒乓球隊、射擊隊、羽毛球隊、沙灘排球隊，北京體育大學散打隊、柔道隊、武術套路隊，黑龍江省摔跤隊，遼寧省籃球隊，內蒙古排球隊、籃球隊、體操隊、射擊隊、柔道隊、跆拳道隊、足球隊，河南省射箭隊，北京市壘球隊、射箭隊、北京國安越野足球俱樂部青少年足球隊，廈門市乒乓球隊，共381名運動員參與了本研究，其中，二級運動員88人，一級運動員66人，健將及其以上61人，166名運動員等級信息缺失，平均年齡為18.44±3.58歲，平均訓練年限為6.65±4.14年。

2.2.2 量具

2.2.2.1 運動員心理疲勞問卷

運動員心理疲勞的測量采用 Raedeke和 Smith （2001)[37]研制的《運動員疲勞問卷》，該量表在國內已經(jīng)有人翻譯并使用過。林嶺（2006)[6]的研究發(fā)現(xiàn)，成就感降低分量表的內部一致性系數(shù)為0.62，情緒/體力耗竭分量表的內部一致性系數(shù)為0.68，對運動的消極評價分量表的內部一致性系數(shù)為0.75。趙福蘭（2007)[19]的研究發(fā)現(xiàn)，成就感降低分量表的內部一致性系數(shù)為0.73，情緒/體力耗竭分量表的內部一致性系數(shù)為0.71，對運動的消極評價分量表的內部一致性系數(shù)為0.74。這些研究表明，該心理疲勞問卷在我國運動員中的信度還是可以接受的。畢曉婷（2009)[1]通過對6名藝術體操運動員的訪談發(fā)現(xiàn)，運動員心理疲勞的結構符合 Raedeke和 Smith （2001)[37]提出的三維結構理論。本研究中，成就感降低分量表的內部一致性系數(shù)為0.558，情緒/體力耗竭分量表的內部一致性系數(shù)為0.757，對運動的消極評價分量表的內部一致性系數(shù)為0.667。

2.2.2.2 訓練比賽滿意感量表

運動員訓練比賽滿意感的測量采用張力為、梁展鵬（2002)編制的《訓練比賽滿意感量表》進行測量[14]。本研究中，該量表的內部一致性系數(shù)為0.749。

2.3 結果

2.3.1 運動員心理疲勞3個分量表與訓練比賽滿意感的相關關系

本研究檢驗了心理疲勞的3個分量表與訓練比賽滿意感的相關，結果表明，運動員心理疲勞的3個分量表與其訓練比賽滿意感呈顯著負相關關系，與以往的研究基本一致。而且3個分量表之間，兩兩呈正相關（表1)。

表1 本研究心理疲勞的3個分量表以及訓練比賽滿意感的平均數(shù)、標準差及零階相關一覽表

2.3.2 心理疲勞不同分量表對解釋運動員訓練比賽滿意感的貢獻

為了檢驗技能類項目運動員心理疲勞不同分量表在解釋訓練比賽滿意感上的相對重要性，同時，為了檢驗心理疲勞3個分量表在解釋訓練比賽滿意感時的相對重要性，我們采用優(yōu)勢分析的方法進行分析，該方法是確定不同自變量相對權重的有效方法（謝寶國，龍立榮，2006；張力為，2002；張力為，梁展鵬，2002)[9，12，14]。優(yōu)勢分析是由Budescu（1993)[20]發(fā)展起來的一種確定多元回歸方程中各預測變量相對重要性的方法。與傳統(tǒng)方法相比，優(yōu)勢分析突出的特點是，全面比較了在由全模型所衍生出來的所有子模型情況下，各預測變量（X1，X…XP)在解釋或預測標準變量 Y時，它們之間的相對重要性。

本研究以訓練比賽滿意感為因變量，以心理疲勞不同分量表為自變量進行優(yōu)勢分析。結果表明，心理疲勞可以解釋訓練比賽滿意感總方差的35.30％；同時，在已解釋的那部分方差中，成就感降低貢獻了46.74％，情緒/體力耗竭貢獻了其中的 21.25％，運動的消極評價貢獻了32.01％（表2)。

表2 本研究技能類項目運動心理疲勞3個分量表對訓練比賽滿意感解釋的優(yōu)勢分析一覽表

2.3.3 心理疲勞的標準分與心理疲勞的分類

考慮到運動員心理疲勞原量表的3個維度是相互獨立的，不能直接合成總分，因此，我們對心理疲勞3個分量表的原始分進行標準分轉換，利用標準分進行計算和比較。但是要將不同分量表進行標準分轉換，需要檢驗原始數(shù)據(jù)的分布，只有分布狀態(tài)相同或接近，才能進行轉換計算（戴海崎，張鋒，陳雪楓，2003)[2]。因此，要對心理疲勞的3個維度進行正態(tài)性檢驗，正態(tài)性檢驗結果發(fā)現(xiàn)，心理疲勞的3個維度均呈正偏態(tài)（表3)。

表3 本研究心理疲勞3個分量表的正態(tài)性檢驗一覽表

表3的正態(tài)性檢驗結果表明，心理疲勞的3個維度可以進行標準分數(shù)的轉換，同時，根據(jù)表2顯示的優(yōu)勢分析結果，我們首先給心理疲勞不同維度的標準分進行加權之后再計算心理疲勞的標準分（表4)，最后再采用以下公式計算運動員心理疲勞得分：

心理疲勞 Z加權總分=Z成就感降低×0.47+Z情緒/體力耗竭× 0.21+Z運動的消極評價×0.32

同時，在綜合教練員運動員，意見的基礎上，并參照其他人的分類，結合上述公式計算心理疲勞得分，我們將這381名技能類項目運動員分為三類；分別為無心理疲勞（下位25.00％)、輕度心理疲勞（中間50.00％)和嚴重心理疲勞3組（上位25.00％)。也就是按上述公式計算心理疲勞Z加權總分＜-0.55為無心理疲勞，在-0.55～0.50之間為輕度心理疲勞，≥0.50為嚴重心理疲勞（表5)。

表4 本研究心理疲勞3個分量表標準分轉換以及加權標準分一覽表

2.4 分析與討論

將心理疲勞的3個維度作為一個整體來進行評價的好處是：理論上，心理疲勞是一個整體的概念，是一個對癥狀的整體描述；實踐上，更加方便，例如可以調查心理疲勞的流行率，可以檢驗心理疲勞組與不疲勞的人群在其他變量上的差異，以及干預效果的評價等。另外，在一些復雜的研究設計中（例如有三維交互作用，3個因變量)，心理疲勞的3個維度可以簡化為一個整體因變量進行檢驗，為研究提供便利。

表5 本研究不同程度心理疲勞的臨界值以及人數(shù)一覽表

例如Buunk、Ybema、Gibbons、Ipenburg（2001)[21]就是將心理疲勞的3個維度合成一個總分來評價心理疲勞的，并探討了心理疲勞與不同社會比較后的情緒反應之間以及社會比較取向之間的關系。Lemyre、Treasure、Roberts （2006)[32]將心理疲勞 3個維度合并成一個總分加以計算，研究發(fā)現(xiàn)，不同的動機變化可以有效預測運動員心理疲勞的各個維度。動機下降組在心理疲勞總分以及各個不同維度均顯著高于動機上升組，并且，效果量比較大，說明這種差別是有意義的。但是，他們是直接加的總分，而3個分量表最初又是正交的，所以，結果未必合適。

因此，本研究也是將心理疲勞看作是對癥狀整體的描述，并針對心理疲勞3個維度相互獨立，不能合總分的問題，我們首先進行了標準分數(shù)的轉換，然后，根據(jù)優(yōu)勢分析的結果將不同分量表進行加權來求總分，并綜合教練員與運動員的建議，我們將心理疲勞分成了3組。這樣，可以在實踐中為更加有效地區(qū)別不同心理疲勞程度，為運動員心理疲勞的監(jiān)控以及干預提供依據(jù)。

3 技能類項目運動員心理疲勞評價標準的檢驗

3.1 研究目的與假設

本研究第1步建立了一個問卷法評價我國技能類項目運動員心理疲勞的標準，但是，該標準是否合理還需要做進一步檢驗，因此，進行了第2步研究?；舅悸窞椋菏紫?，根據(jù)前期的標準對新選取的運動員進行心理疲勞的定性評價，劃分出不同的組別，然后檢驗該分組是否合理，本研究采用與心理疲勞密切相關的訓練比賽滿意感、運動動機、自尊為效標進行檢驗，并假設嚴重心理疲勞組較輕度心理疲勞組，輕度心理疲勞組較無心理疲勞組有更低的滿意感，更低的運動動機，更低水平的自尊。

3.2 方法

3.2.1 研究參與者

北京市乒乓球隊、體操隊、摔跤隊，浙江省散打隊、排球隊，河南省射擊隊、武術套路隊，河北省跳水隊、射擊隊在內的男131人，女61人共192名運動員參與了本研究；運動級別：二級運動員43人、一級運動員67人、健將及其以上58人，24名等級信息缺失；平均年齡為18.46±4.01歲，平均訓練年限為6.64±3.41年。

3.2.2 量具

3.2.2.1 運動員心理疲勞問卷

運動員心理疲勞的測量采用 Raedeke和 Smith （2001)[37]研制的《運動員疲勞問卷》，本研究中，成就感降低分量表的內部一致性系數(shù)為0.628，情緒/體力耗竭分量表的內部一致性系數(shù)為0.806，對運動的消極評價分量表的內部一致性系數(shù)為0.694。

3.2.2.2 訓練比賽滿意感量表

運動員訓練比賽滿意感的測量采用張力為、梁展鵬（2002)[14]編制的《訓練比賽滿意感量表》進行測量，本研究中該量表的內部一致性系數(shù)為0.716。

3.2.2.3 尊量表

該量表由Rosenberg于1965年編制，包括10個條目，用于人們對自己的價值、長處等的總體評價，分數(shù)在10～40，分數(shù)越高，自尊水平越高[8]。張力為、符明秋（2000)[13]的一項研究發(fā)現(xiàn)，檢驗此量表內部一致性時，將反向條目進行轉換后，條目8（我希望我能為自己贏得更多尊重)與大多數(shù)條目呈負相關，且項目分析提示，刪除該條目可使克隆巴赫α系數(shù)從0.79提高至0.82。這可能是由于中國人與美國人對該條目的不同理解造成。為了滿足測量等值性的要求，在后續(xù)分析中，特將條目8刪去。其他9個條目之間的相關以及題總相關，在方向上均與原量表一致，因此予以保留。本研究也發(fā)現(xiàn)同樣傾向，刪除該條目可使克隆巴赫α系數(shù)從0.719提高至0.825，以這9個條目構成的自尊量表的內部一致性系數(shù)為0.825。

3.2.2.4 運動動機量表

由張力為（2001)設計的《運動動機量表》[11]，本研究中參與傾向分量表的內部一致性系數(shù)為0.676，回避傾向分量表的內部一致性系數(shù)為0.733。

3.2.2.5 運動情境動機量表

該量表由 Guay等人（2000)編制，田寶和楊銘（2004)應用該量表對我國高校運動員進行施測，并對該量表信度和效度進行了檢驗，結果表明，該量表的信、效度良好[15]。本研究選取了該量表的內部動機分量表和缺乏動機分量表，內部動機分量表的內部一致性信度系數(shù)為0.829，缺乏動機分量表的內部一致性系數(shù)為0.578。

3.3 結果

3.3.1 技能類項目運動員心理疲勞的評價

根據(jù)本研究建立的評價標準，在這192名技能類項目運動員中，有51人被診斷為無心理疲勞，有93人被診斷為輕度心理疲勞，有48人被診斷為嚴重心理疲勞。

3.3.2 不同程度心理疲勞組在各變量上的差異檢驗

為了檢驗上一步建立的心理疲勞評價標準是否合適，本研究檢驗了不同心理疲勞組在訓練比賽滿意感、參與傾向、回避傾向、動機、自尊、內部動機以及缺乏動機上的差異。方差分析的結果表明，不同心理疲勞組在各個變量上的差異均顯著（表6)。后續(xù)檢驗發(fā)現(xiàn)，無心理疲勞組與輕度心理疲勞組在各個變量上差異均達到顯著水平，輕度心理疲勞組與嚴重心理疲勞組在訓練比賽滿意上差異不顯著（P=0.105)，在其他變量上均存在顯著差異。顯著性可以回答某種差異或相關的準確性或可靠性，但無法回答這種差異或相關程度的大小，而要評價差異或相關程度大小的指標為效果量（張力為、祁國鷹，1998)[16]。為了計算各個心理疲勞組在各個因變量上的差異大小，本研究計算了各組之間在因變量上的效果量（表7)。從表7可以看出，無心理疲勞組與輕度心理疲勞組在各個變量上的效果量得分范圍為0.52～0.98，輕度心理疲勞組與嚴重心理疲勞組在各個變量上的效果量得分范圍為0.30～1.15。而根據(jù)張力為等人（張力為、祁國鷹，2000；張力為， 2002)[12，17]的建議，根據(jù)實驗組和控制組兩個隸屬總體其分布的重疊程度，可對效果量的大小大致規(guī)定如下：當兩個分布重疊程度大致為85％時，ES小于0.2，說明效果量較??；當兩個分布重疊程度為67％時，ES接近0.5，說明效果量中等；當兩個分布重疊程度減到53％或更少時，ES超過0.8，說明效果量較大。無心理疲勞組與輕度心理疲勞組在各個變量上具有中等以上的差異，輕度心理疲勞組與嚴重心理疲勞組在各個變量上也具有一定的差異。這一結果提示，不同程度心理疲勞組之間在各個因變量上的差異比較明顯，表明本研究建立的評價標準是具有說服力的。

表6 本研究不同心理疲勞組在各個變量上的差異一覽表

表7 本研究不同心理疲勞組在各個變量上差異的大?。ㄐЧ?一覽表

3.4 分析與討論

為了檢驗心理疲勞評價標準的區(qū)分效度，本研究選用了和心理疲勞密切相關的訓練比賽滿意感、運動動機以及自尊為同時效標，進行了檢驗。

眾多研究都表明，高情緒衰竭、高人格解體與低工作滿意感有關，高個人成就感與高工作滿意感有關。Koustelios和 Tsigilis（2005)[30]對心理疲勞和工作滿意感進行典型相關分析，發(fā)現(xiàn)二者存在顯著的多元負相關。最近， Meeusen、Dam、Brown等（2010)[34]的研究也發(fā)現(xiàn)，心理疲勞與工作滿意感之間呈負相關關系。張連成、崔浩瀾（2007)[18]通過分層回歸分析發(fā)現(xiàn)，運動員心理疲勞在人口統(tǒng)計學變量、心理控制源以及自尊的基礎上對訓練比賽滿意感的預測仍然能夠起到增值貢獻。這說明，運動員的心理疲勞更能影響運動員的訓練比賽滿意感。此外，很多研究表明了心理疲勞可以有效預測離職意愿[31，35]，這也間接提示，心理疲勞影響了滿意感。這些結果都表明，使用訓練比賽滿意感作為同時效標來檢驗上述評價標準的區(qū)分效度是合適的。本研究的結果也得出，不同心理疲勞組在訓練比賽滿意感上存在著顯著的差異，運動員越是心理疲勞，其訓練比賽滿意感越低。

目前，還沒有研究專門探討參與傾向、回避傾向與心理疲勞的關系。但是在相關領域已有許多研究發(fā)現(xiàn)心理疲勞對離職意愿的消極影響，這似乎可以幫助我們解釋運動動機與心理疲勞的關系。許燕、王芳、蔣獎（2006)[10]認為，枯竭的程度可以在一定程度上預測員工的離職意向及其后的離職行為，深受枯竭感受困擾的員工士氣低落，工作效率下降，與同事的關系惡化，可能會選擇離開這一工作領域。李曉玉、高冬東、高峰（2007)[3]對黨政干部的研究發(fā)現(xiàn)，黨政干部工作倦怠與離職意向存在顯著正相關，工作倦怠可以影響離職意向。李永鑫、李藝敏（2007)[5]對護士的研究發(fā)現(xiàn)，工作倦怠量表包含的3個因素中，耗竭對離職意向有顯著的預測作用。Rainey和Hardy （1999)[38]對橄欖球裁判員的研究也發(fā)現(xiàn)，裁判員的心理疲勞可以預測其退出裁判生涯的意愿。因此，我們可以假設心理疲勞者有更高的回避傾向，更低的參與傾向，動機得分更低。結果也支持了本研究的假設：不同心理疲勞組在參與傾向、回避傾向、動機總分上均存在顯著差異，運動員越是心理疲勞，其參與傾向越低，回避傾向越高，動機得分越低。

另外，Goodger、Gorely、Lavallee等（2007)[27]對相關的運動性心理疲勞研究文獻進行梳理，發(fā)現(xiàn)關于運動心理疲勞與運動動機的研究中，內部動機與心理疲勞存在顯著負相關，缺乏動機與心理疲勞存在顯著正相關。例如，Cresswell和 Eklund（2005a，2005b，2005c)[22-24]、Gould、Udry等（1996)[28]以及 Raedeke、Smith（2001)[37]的研究都發(fā)現(xiàn)，內部動機與心理疲勞是負相關的關系，無動機（或缺乏動機)與心理疲勞是正相關的關系。本研究以內部動機和缺乏動機為效標，檢驗了不同心理疲勞組在這兩個變量上的差異，結果支持本研究的假設，運動員不同程度的心理疲勞在內部動機以及缺乏動機上存在顯著差異，運動員越是心理疲勞，其內部動機越弱，越缺乏動機。

李永鑫、李藝敏（2006)[4]也發(fā)現(xiàn)，不同倦怠組在自尊上存在顯著性差異，也就是說，運動員的高自尊可能有助于緩解其心理疲勞。本研究將自尊作為運動員心理疲勞的鑒別指標，結果發(fā)現(xiàn)，運動員的心理疲勞與自尊存在顯著負相關。將不同程度心理疲勞組在自尊上的差異進行了檢驗，結果差異顯著。后續(xù)檢驗發(fā)現(xiàn)，兩兩之間也存在顯著的差異，表明任何兩個心理疲勞組在自尊水平上確實存在差異，運動員越是心理疲勞，其自尊水平越低，結果支持了本研究假設。

通過檢驗不同心理疲勞組在各個效標上的差異，可以看出，無心理疲勞、輕度心理疲勞以及嚴重心理疲勞三組之間確實存在著差異。這表明，本研究建立的心理疲勞評價方法是可行的，能夠有效鑒別出運動員心理疲勞者的程度。

4 總的討論

在運動實踐中，心理疲勞越來越受到教練員、體育科研人員的關注。因此，有效的測量評價以及合理的干預和控制運動員的心理疲勞就成為體育運動實踐中的熱點問題。鑒于目前尚無評價運動員心理疲勞的標準，本研究已有相關領域研究的基礎上，通過2個研究建立了技能類項目運動員心理疲勞的評價標準。通過研究1，以訓練比賽滿意感為因變量，以心理疲勞的3個分量表為自變量進行多元回歸分析，并使用優(yōu)勢分析的方法，根據(jù)心理疲勞不同分量表對訓練比賽滿意感的解釋度，將心理疲勞的3個維度進行了適當?shù)募訖?，同時，考慮到心理疲勞各分量表相互獨立，首先將原始分進行標準分數(shù)轉換，再合并為一個總標準分，并綜合運動員和教練員的意見，建立了技能類項目運動員心理疲勞的評價標準。在研究2中，本研究對該評價標準進行了檢驗，檢驗結果表明，該評價標準的區(qū)分效度是比較好的。

本研究在借鑒助人領域心理疲勞評價標準的基礎上，分別采用標準分數(shù)轉化和加權計算兩個環(huán)節(jié)來解決以往研究中出現(xiàn)的分量表相互獨立和不同權重問題，為有效評價運動員心理疲勞狀況提供了一個參考依據(jù)，而且可以用于評價運動員心理疲勞的變化情況，以及不同干預手段的優(yōu)劣評價等，為運動實踐提供了一定的便利。

但是，本研究也存在一些不足，例如，運動員心理疲勞問卷的個人成就感降低維度的內部一致性信度有些低，個別條目不是很理想，未來的研究可能要考慮這個問題，給予適當處理，以提高心理疲勞測量的可靠性和有效性；再如，本研究的參與者均來自技能類項目，不能涵蓋運動項目的總體，因此，該評價標準在評價體能主導類項群運動員心理疲勞時應該謹慎，未來研究應該擴展體能主導類項群運動員心理疲勞評價的研究。

5 結論

1.技能類項目運動員心理疲勞的標準分可以采用下面的公式進行計算：心理疲勞 Z加權總分=Z成就感降低×0.47+ Z情緒/體力耗竭×0.21+Z運動的消極評價×0.32。

2.技能類項目運動員心理疲勞可以定性的分為3類，分別為無心理疲勞、輕度心理疲勞和嚴重心理疲勞3組。也就是按上述公式計算心理疲勞 Z加權總分＜-0.55為無心理疲勞，在-0.55～0.50之間為輕度心理疲勞，≥0.50為嚴重心理疲勞。嚴重心理疲勞者需要盡快干預，否則會影響到訓練，甚至會退出訓練和比賽；輕度心理疲勞者應該給予提前監(jiān)測，防微杜漸，避免嚴重化。

3.經(jīng)過檢驗，該評價方法適合評價我國技能類項目運動員的心理疲勞，可以作為其他指標評價運動員心理疲勞。

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