Abstract
Háttér és célkitűzések: A sportpszichológia egyik leggyakrabban kutatott jelensége a versenyszorongás, amely nemcsak a tudományos kutatásokban, hanem a gyakorlati munkában is gyakran megjelenő pszichológiai probléma. A legnépszerűbb elméleti teória ezen a területen a multidimenzionális szorongás modell, amely a versenyszorongás három komponensét emeli ki: kognitív szorongás, szomatikus szorongás és önbizalom. Korábban már lefordították és adaptálták magyar nyelvre a versenyszorongás mérésére alkalmas Versenyszorongás Skálát (CSAI; Competitive State Anxiety Scale), amelyben már akkor is felhívták a figyelmet a szerzők bizonyos tételek nem megfelelő illeszkedésére. Következésképpen jelen tanulmány célja megvizsgálni a magyar nyelvre adaptált CSAI-2H pszichometriai jellemzőit, tehát érvényességét, megbízhatóságát és standard értékeit. Módszer: Kutatásunkban 407 sportoló vett részt: amatőr és profi, egyéni és csapatsportolók egyaránt megtalálhatók a mintában. Tanulmányunkban a magyar nyelvre adaptált 27 tételes Versenyszorongás Skálát (CSAI-2H) használtuk. A validitás feltárásához megerősítő faktorelemzést alkalmaztunk, a reliabilitást belső konzisztencia és teszt-reteszt elemzésekkel vizsgáltuk, valamint különbségvizsgálatok segítségével elemeztük az esetleges életkori és nemi különbségeket a három skála esetében. Eredmények: Az eredeti 27 tételes CSAI-2H illeszkedési mutatói nem mutatnak megfelelő értékeket a mintánkon, ezért 9 item kizárása mellett döntöttünk. A skálánként 3–3 tétel kizárása után a megerősítő faktorelemzés eredményei elérik a validitáshoz szükséges szintet. A módosított magyar Versenyszorongás Skála belső konzisztenciája és teszt-reteszt eredményei megerősítik a mérőeszköz reliabilitását, továbbá eredményeink alapján meghatározhatók a skálák standard értékei, ahol fontos figyelembe venni a nemek és életkorok közötti különbségeket. Következtetések: Összességében eredményeink alapján kijelenthető, hogy sikerült egy olyan módosított Versenyszorongás Skálát létrehozni, amely megfelelő pszichometriai jellemzőket mutat magyar mintán, tehát egyaránt alkalmas a tudományos kutatásokban és a gyakorlati munkában való felhasználásra.
Bevezetés
A pszichológia és a mentális egészségfejlesztés elfogadottsága és népszerűsége hazánkban is növekvő tendenciát mutat, amely sportolói környezetben is megfigyelhető. Nemzetközi és magyar viszonylatban egyaránt az egyik legtöbbet vizsgált jelenség a versenyszorongás (pl. Ong és Chua, 2021), aminek fő oka, hogy a sportolók legtöbbször ezzel vagy ehhez köthető problémával keresik meg a sportpszichológusokat.
A sportban előforduló szorongás megjelenésére és magyarázatára több elméleti modell is született, amelyek elsősorban arra keresték a választ, hogy milyen hatással van a sportoló szorongásszintje a teljesítményére. Yerkes és Dodson (1908) fordított U-hipotézise szerint minden sportolónak van egy optimális arousal (ébrenléti, akitivizációs állapot) szintje, ahol a legjobb teljesítményre képes, tehát a túl alacsony és a túl magas stressz sem ideális a teljesítményt illetően. Később Hanin (2000) azt találta, hogy valóban van optimális stresszszintje minden sportolónak, ahol a legjobb teljesítményre képes, azonban ez teljes mértékben egyénfüggő, tehát a sportoló személyiségétől függ, hogy milyen mértékű stresszre van szüksége ahhoz, hogy csúcsteljesítményre legyen képes. Ezeknek az elméleti megközelítéseknek köszönhetően, valamint az ezzel kapcsolatos kutatások hatására létrejött a sportban a versenyszorongás kifejezés, amely olyan sporttal kapcsolatos stresszhelyzetre adott, az egyén vonásaiból és/vagy állapotából származó válaszreakciót takar, amelyet a sportoló potenciálisan stresszkeltőnek észlel, és kognitív kiértékeléssel, viselkedéses válaszreakciókkal, valamint fiziológiai változásokkal járhat (Ford, Ildefonso, Jones és Arvinen-Barrow, 2017). A versenyszorongás konceptualizálását Martens, Vealey és Burton (1990) multidimenzionális szorongás modelljükben foglalták rendszerbe, amelyben kiemelték azt a három komponenst (kognitív szorongás, szomatikus szorongás, önbizalom), amely véleményük szerint befolyásolja a versenyszorongás kialakulását. A kognitív szorongás negatív mintázatú, aggodalmaskodó gondolatokat foglal magában, amely egyenesen arányos összefüggést mutat a teljesítményromlással. A szomatikus szorongás bizonyos fiziológiai és vegetatív tünetek pszichoszomatikus megjelenését jelenti, ilyen lehet például a tenyérizzadás vagy a szapora szívverés. A szomatikus szorongás esetében azt találták, hogy a teljesítménnyel fordított U-alakú összefüggésben van, tehát a testi tünetek optimális szintű megjelenése segítheti a megfelelő teljesítményt. A modell harmadik komponense az önbizalom, amely a sportoló saját képességeibe és sikerességébe vetett hitét jelenti, és ennek a tulajdonságnak az alacsony szintje egyértelműen hozzájárul a debilizáló versenyszorongás kialakulásához (Martens és mtsai, 1990). Későbbi kutatások szintén megerősítik ezeket a megállapításokat. Woodman és Hardy (2003) metaanalízisükben azt találták, hogy a kognitív szorongás szignifikáns negatív hatással van a sportteljesítményre. További kutatások során bizonyították, hogy a magas versenyszorongás csökkenti a sportolók anticipációs képességeit (Duncan, Smith, Bryant, Eyre és Cook, 2016), információfeldolgozási hatékonyságukat (Nieuwenhuys, Pijpers, Oudejans és Bakker, 2008) és a mozgáskivitelezés pontosságát (Wilson, Wood és Vine, 2009), amelyek azt mutatják, hogy valóban negatív hatással van a sportolók teljesítményére a versenyszorongás. Sőt, nemcsak a teljesítményükre, hanem a sérülés kockázatára és a mentális egészségükre is (pl. Ford és mtsai, 2017).
Természetesen ahhoz, hogy ilyen következtetéseket vonjanak le a kutatók, szükség van a versenyszorongás mérésére alkalmas megfelelő eszközre is. Martens, Burton, Vealey, Bump és Smith (1990) megalkották a Versenyszorongás Skálát (Competitive State Anxiety Scale – CSAI), amely a multidimenzionális szorongás modell három komponensének mérésére alkalmas önbevallásos mérőeszköz. Habár az eredeti angol nyelvű CSAI-2 validitását és reliabilitását bizonyították a szerzők, több kritika is érte a mérőeszköz tételeinek kiválasztási módszertanát és pszichometriai mutatóit. Cox, Martens és Russell (2003) felülvizsgálták az eredeti Versenyszorongás Skálát, és arra jutottak, hogy a mérőeszköz háromfaktoros struktúrája nem kérdőjelezhető meg, azonban bizonyos itemek kizárása szükséges az érvényes és megbízható használathoz. Eltávolítottak a kognitív szorongás és az önbizalom skálából négy-négy tételt, valamint kettőt a szomatikus szorongás skálából, és létrehozták a felülvizsgált Versenyszorongás Skálát (revised Competitive State Anxiety Scale – CSAI-2R; Cox és mtsai, 2003). Géczi, Tóth, Sipos, Fügedi, Dancs és Bognár (2009) különböző életkorú magyar jégkorongozók pszichológiai profilját határozta meg többek között a CSAI magyar nyelvű változatát is használva. Hasonló pszichológiai profilelemzést végzett Kiss, Fózer-Selmeci, Csáki és Bognár (2015) utánpótláskorú labdarúgóknál.
Fontos kiemelni Sipos és munkatársai (1999) hiánypótló adaptálását hazai sportolói környezetre a CSAI-t illetően, azonban a magyar nyelvű változat megerősítő faktorelemzése azóta sem történt meg, amelyet szükségesnek tartunk a hazai alkalmazás megbízhatósága érdekében. Jelen tanulmány fő célja felülvizsgálni a magyar nyelvre fordított Versenyszorongás Skála pszichometriai jellemzőit, tehát faktorstruktúráját és reliabilitását. Továbbá szeretnénk meghatározni a magyar sportolók kognitív és szomatikus szorongásának, valamint önbizalmának standardizált értékeit és az esetleges életkori és/vagy nemi különbségeit.
Módszer
Minta
A kutatás tervezése során kiemelt figyelmet fordítottunk a minta nagyságának pontos meghatározására, amely kritikus tényező a pszichometriai vizsgálatok validitásának és megbízhatóságának szempontjából. Kline (2023) iránymutatásait követve a résztvevők toborzásakor a tételenkénti 10–15 fő közötti mintanagyságot céloztuk meg, amely esetünkben 27 itemre vonatkozott. Ennek megfelelően a kutatásban 407 sportoló vett részt (Méletkor = 23,77, SDéletkor = 10,34), ami teljesítette a kívánt mintanagyságot. A résztvevők nemi megoszlása arányos volt: 46,9% nő (N = 191) és 53,1% férfi (N = 216). Mintánk heterogenitása különösen fontos tényező volt a kutatás generalizálhatósága szempontjából, hiszen mind amatőr, mind professzionális sportolók, továbbá egyéni és csapatsportágak képviselői egyaránt szerepeltek a résztvevők között. A vizsgált sportágak széles skálája (pl. labdarúgás, kézilabda, jégkorong, úszás, atlétika, gyorskorcsolya stb.) biztosítja, hogy eredményeink relevánsak és széles körben alkalmazhatók legyenek, ezáltal növelve a kutatás általánosíthatóságát.
Eszköz
Kutatásunk során az eredeti angol nyelvű Versenyszorongás Skála (CSAI-2; Martens, Burton és mtsai, 1990) magyar nyelvre adaptált változatát (CSAI-2H; Sipos és mtsai, 1999) alkalmaztuk. Ez a 27 tételt tartalmazó mérőeszköz három alskálára (kognitív szorongás: pl. „Félek attól, hogy rosszul fogok szerepelni.”, szomatikus szorongás: pl. „A szokásosnál gyorsabban ver a szívem”, önbizalom: pl. „Bízom abban, hogy kiállom a próbát.”) tagolódik, amelynek eredményei minden esetben kilenc tétel átlagolása alapján számolhatók ki. Az önbevallásos mérőeszköz során a válaszadók négyfokozatú Likert-skála (1: egyáltalán nem, 2: valamennyire, 3: eléggé, 4: nagyon) segítségével határozhatják meg, hogy verseny vagy mérkőzés előtt mennyire jellemző rájuk az adott állapot. Sipos és munkatársai (1999) a magyar nyelvű CSAI-2 konkurens validitását és belső konzisztenciáját (α > 0,70) bizonyították.
Statisztikai elemzés
A pszichometriai értelemben vett konstruktumvaliditás feltárásához Schultz és Gessaroli (1993) ajánlásának megfelelően megerősítő faktorelemzést végeztünk JAMOVI statisztikai program segítségével. A megerősítő faktoranalízis elfogadható illeszkedési mutatói esetében Kline (2023) iránymutatását követtük, amely szerint az alábbi statisztikai mutatók mindegyikének értelmezése szükséges: khi-négyzet és szabadságfok hányadosa (χ2/df), középérték hibája (RMSEA), a standardizált gyök-átlag négyzet maradványindexe (SRMR), összehasonlító illeszkedési mutató (CFI). Az elfogadható értékeket Hu és Bentler (1999) ajánlásait követve határoztuk meg minden mutató esetében, amelyet az 1. táblázat szemléltet. Az életkor és nemek közötti esetleges különbségek feltárásához különbségvizsgálatokat végeztünk IBM SPSS 27 programmal.
A magyar Versenyszorongás Skála megerősítő faktorelemzésének eredményei
| χ2 | df | p | CFI | SRMR | RMSEA | |
| H-CSAI-2 | 1503 | 321 | <0,001 | 0,77 | 0,08 | 0,10 |
| CSAI-2-HR | 395 | 132 | <0,001 | 0,91 | 0,06 | 0,07 |
| elfogadható értékek | χ2/df < 3 | <0,05 | >0,90 | <0,08 | <0,08 | |
Megjegyzés: H-CSAI-2: magyar Versenyszorongás Skála (Sipos és mtsai, 1999); CSAI-2-HR: módosított magyar Versenyszorongás Skála.
A reliabilitás vizsgálatának során két elemzést hajtottunk végre. Első körben elemeztük az azonos skálákhoz tartozó tételek közötti együtt járást, tehát a faktorok belső konzisztenciáját, amely esetében a 0,70-nél magasabb Cronbach-alfa együttható (α) jelenti az elfogadható értéket (Terwee és mtsai, 2007). A megbízhatóság és a megismételhetőség további feltárásához teszt-reteszt elemzést is végeztünk a résztvevők egy csoportján (N = 42, Méletkor = 17,98, SDéletkor = 1,83), akik az eredeti mérést követően 4 hét múlva megismételték a kérdőív kitöltését. Az elemzés során osztályon belüli korrelációs együtthatót (interclass correlation cofficients – ICC) alkalmaztunk az értelmezéshez.
Etikai vonatkozások
A kutatásban való részvétel teljes mértékben önkéntes és bármikor megszakítható volt a résztvevők számára. A vizsgálati személyek a kérdőívkitöltés megkezdése előtt tájékoztatva lettek a kutatás részleteiről, amelyet megismertek, és beleegyezésüket adták a kutatásban való részvételhez. Minden résztvevő elektronikus úton töltötte ki a kérdőívet. A kutatást a Magyar Testnevelési és Sporttudományi Egyetem Kutatásetikai Bizottsága engedélyezte (TE/KEB/27/2023).
Eredmények
Az adataink statisztikai feldolgozását a szélsőségesen eltérő adatok, valamint a ferdeség (kognitív szorongás: 0,59; szomatikus szorongás: 0,77; önbizalom: −0,25) és csúcsosság (kognitív szorongás: −0,15; szomatikus szorongás: 0,13; önbizalom: −0,06) vizsgálatával kezdtük, amely alapján a mintánkról elmondható, hogy a normalitás feltétele teljesül.
Megerősítő faktorelemzés eredményei
Az elsődleges statisztikai elemzés során a magyar nyelvre adaptált CSAI-2 kérdőív megerősítő faktorelemzését végeztük el, amely a modell illeszkedésének szignifikáns eredményét mutatta (p < 0,001). Ennek ellenére, ahogyan azt az 1. táblázat is szemlélteti, az illeszkedési mutatók nem érik el az elfogadható értékeket [χ2(321) = 1503, CFI = 0,77, SRMR = 0,08, RMSEA = 0,10]. A faktorokhoz tartozó tételek töltéseit és módosítási indexeit megvizsgálva arra jutottunk, hogy bizonyos itemek kizárása után a modell szignifikáns (p < 0,001) és megfelelő illeszkedési mutatókkal rendelkezik [χ2(132) = 395, CFI = 0,91, SRMR = 0,06, RMSEA = 0,07].
Ez alapján kijelenthető, hogy minden skálából 3–3 item kizárásával a 18 tételes módosított magyar nyelvű CSAI-2H megerősítő faktoranalízise megfelelő, amelynek tételei az adott skálához minden esetben szignifikánsan (p < 0,001) kapcsolódnak, és a faktorok közötti összefüggések szignifikánsak (p < 0,001). Ezeket az item- és faktortöltéseket az 1. ábra szemlélteti. Tovább erősíti a módosított magyar Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR) érvényességét az az eredményünk, miszerint a kognitív és szomatikus szorongás között pozitív szignifikáns együttjárás fedezhető fel (r = 0,62, p < 0,001), az önbizalom pedig mind a kognitív (r = −0,54, p < 0,001), mind pedig a szomatikus szorongással (r = −0,52, p < 0,001) negatív szignifikáns korrelációt mutat (lásd 2. táblázat).
A módosított magyar Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR) tétel- és faktortöltései
Megjegyzés: **p < 0,001; KSZ: kognitív szorongás; SSZ: szomatikus szorongás; ÖNB: önbizalom.
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 80, 1; 10.1556/0016.2024.00129
Különböző csoportok invarianciaelemzése
| χ2 | df | p | CFI | RMSEA | SRMR | ΔCFI | ΔRMSEA | ΔSRMR | |
| Nem (nő, férfi) | |||||||||
| Konfigurális | 519 | 264 | 0,001 | 0,91 | 0,07 | 0,06 | 0,020 | 0,015 | 0,006 |
| Metrikus | 540 | 279 | 0,005 | 0,90 | 0,07 | 0,07 | 0,020 | 0,015 | 0,006 |
| Skaláris | 567 | 294 | 0,009 | 0,90 | 0,07 | 0,07 | 0,020 | 0,015 | 0,005 |
| Sportforma (egyéni, csapat) | |||||||||
| Konfigurális | 549 | 264 | <0,002 | 0,91 | 0,07 | 0,06 | 0,060 | 0,018 | 0,015 |
| Metrikus | 571 | 279 | 0,006 | 0,90 | 0,07 | 0,07 | 0,060 | 0,018 | 0,015 |
| Skaláris | 594 | 294 | <0,001 | 0,90 | 0,07 | 0,07 | 0,060 | 0,018 | 0,014 |
| Sportolás szintje (amatőr, professzionális) | |||||||||
| Konfigurális | 552 | 264 | 0,003 | 0,90 | 0,07 | 0,06 | 0,026 | 0,013 | 0,014 |
| Metrikus | 560 | 279 | <0,001 | 0,91 | 0,07 | 0,07 | 0,026 | 0,012 | 0,014 |
| Skaláris | 584 | 294 | <0,001 | 0,90 | 0,07 | 0,07 | 0,026 | 0,013 | 0,013 |
| Életkori kategóriák (serdülő, fiatal felnőtt, középkorú) | |||||||||
| Konfigurális | 769 | 396 | 0,004 | 0,88 | 0,08 | 0,07 | 0,004 | 0,001 | 0,008 |
| 0,253 | 0,103 | 0,076 | |||||||
| 0,250 | 0,092 | 0,084 | |||||||
| Metrikus | 821 | 426 | <0,001 | 0,87 | 0,08 | 0,09 | 0,004 | 0,001 | 0,008 |
| 0,253 | 0,103 | 0,076 | |||||||
| 0,250 | 0,092 | 0,084 | |||||||
| Skaláris | 867 | 456 | <0,001 | 0,87 | 0,08 | 0,09 | 0,004 | 0,001 | 0,008 |
| 0,253 | 0,103 | 0,072 | |||||||
| 0,250 | 0,092 | 0,080 | |||||||
Különböző csoportok (életkor, nem, sportforma, sportolás szintje) standard értékeinek meghatározása, valamint az összehasonlítás érdekében invarianciaelemzéseket (konfigurális, metrikus, skaláris) hajtottunk végre. A minta életkori kategorizálása Erikson (1963) pszichoszociális fejlődéselmélete szerint három csoportba történt: a 18 év alattiak a serdülőkorú/ifjúkori csoportba kerültek (N = 123), a 19–40 év közötti résztvevők a fiatal felnőtt kategóriába (N = 214), míg a 41 év felettiek a középkorúak csoportját alkották (N = 41).
Az invarianciaelemzések minden esetben szignifikáns modellt mutatnak (p = 0,009 – <0,001), azonban az illeszkedési mutatók több esetben nem érik el a megfelelő értéket (ΔCFI < 0,01, ΔRMSEA < 0,015, ΔSRMR < 0,030; Putnik és Bornstein, 2016). A nemek, sportforma és a sportolás szintje esetén végzett invarianciaelemzések esetében a két csoport közötti összehasonlítás középérték hibája (ΔRMSEA = 0,012–0,015, kivéve ΔRMSEAsportforma = 0,018) és a standardizált gyök-átlag négyzet maradványindexe (ΔSRMR = 0,005–0,015) megfelelő értékeket mutat, azonban az összehasonlító illeszkedési mutató (ΔCFI = 0,020–0,060) elfogadható érték felett van. Életkorok esetében a serdülőkorú és fiatal felnőtt sportolók összehasonlítása mindhárom elemzés során megfelelő modellt mutat (ΔCFI = 0,004, ΔRMSEA = 0,001, ΔSRMR = 0,008), szemben a középkorú és serdülőkorú (ΔCFI = 0,253, ΔRMSEA = 0,103, ΔSRMR = 0,072), valamint a fiatal felnőttkorú sportolók (ΔCFI = 0,250, ΔRMSEA = 0,092, ΔSRMR = 0,080–0,084) összehasonlításával.
Belső konzisztencia, teszt-reteszt és standard értékek
A módosított Versenyszorongás Skála reliabilitásának vizsgálata során először az azonos skálához tartozó tételek belső konzisztenciáját vizsgáltuk. A 3. táblázat jól szemlélteti, hogy a CSAI-2HR skálák elérik a szükséges megbízhatósági értéket (αkognitív szorongás = 0,88, αszomatikus szorongás = 0,79, αönbizalom = 0,78). A reliabilitás további vizsgálataként teszt-reteszt módszerrel vizsgáltuk a kérdőív megismételhetőségének megbízhatóságát. Az osztályon belüli korrelációs együtthatók (ICCkognitív szorongás = 0,89, ICCszomatikus szorongás = 0,86, ICCönbizalom = 0,66) alapján ez a megbízhatósági tényező is teljesül.
Módosított magyar Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR) leíró megbízhatósági mutatói és standard értékei
| M | α | Kognitív szorongás | Szomatikus szorongás | |
| (SD) | ||||
| Kognitív szorongás | 1,97 | 0,88 | – | 0,62** |
| (±0,72) | ||||
| Szomatikus szorongás | 1,91 | 0,79 | 0,62** | – |
| (±0,61) | ||||
| Önbizalom | 2,72 | 0,78 | −0,54** | −0,52** |
| (±0,59) |
Megjegyzés: ** p < 0,001.
A 3. táblázat szemlélteti a vizsgálati mintánk skálákon elért átlagpontszámait (Mkognitív szorongás = 1,97, Mszomatikus szorongás = 1,91, Mönbizalom = 2,72) és szórását (SDkognitív szorongás = 0,72, SDszomatikus szorongás = 0,61, SDönbizalom = 0,59).
Különbségvizsgálatok
A különbségvizsgálatok során két különböző elemzést futtattunk le, amelyek az esetleges életkori és nemi különbségeket vizsgálják a Versenyszorongás Skála mindhárom faktorán. Egyszempontos varianciaanalízis segítségével vizsgáltuk az esetleges életkori különbségeket, amely során arra jutottunk, hogy a sportolók kognitív szorongás szintje {F (2,125) = 19,83, p <0,001, CI [95%] = 0,02–0,11} és önbizalma {F (2,404) = 3,96, p = 0,02, CI [95%] = −0,01–0,05} szignifikánsan különbözik egymástól az életkor függvényében (lásd 4. táblázat).
CSAI-2-HR egyszempontos varianciaanalízise (ANOVA) életkori kategóriák alapján
| df | F | p | ω2 | CI | |
| Kognitív szorongás | 2,125 | 19,83 | <0,001 | 0,06 | 0,02–0,11 |
| Szomatikus szorongás | 2,404 | 1,89 | 0,15 | 0,04 | −0,01–0,03 |
| Önbizalom | 2,404 | 3,96 | 0,02 | 0,01 | −0,01–0,05 |
A kognitív szorongásra közepes (ω2 = 0,06), míg az önbizalomra kis (ω2 = 0,01) hatással van az életkor. A szomatikus szorongás esetében nincs szignifikáns különbség az életkori kategóriákat illetően. A Games-Howell post hoc teszt alapján ez az esetünkben azt jelenti, hogy a középkorú sportolók (M = 1,48, SD = 0,54) a fiatal felnőtteknél (M = 1,95, SD = 0,72) és a serdülőknél (M = 2,12, SD = 0,71) egyaránt szignifikánsan alacsonyabb (p < 0,001) kognitív szorongás pontszámot mutatnak. Az önbizalom esetében a középkorú sportolók (M = 2,95, SD = 0,50) pedig szignifikánsan (p = 0,01) magasabb önbizalomszinttel rendelkeznek, mint a serdülő (M = 2,67, SD = 0,57) és fiatal felnőtt társaik (M = 2,71, SD = 0,61). A serdülőkorú és fiatal felnőtt sportolók a Versenyszorongás Skála egyik faktorában sem mutatnak szignifikáns különbséget.
A nemi különbségek vizsgálata során független mintás t-próbát alkalmaztunk, amelyben a női (N = 191) és férfi (N = 216) csoportokat vizsgáltuk a versenyszorongás három komponensét illetően. A női és férfi sportolók szignifikáns különbséget mutatnak a kognitív szorongásban {t (366,50) = 6,85, p < 0,001, CI[95%] = 0,34–0,61}, a szomatikus szorongásban {t(364,83) = 3,83, p < 0,001, CI[95%] = 0,11 – 0,35} és az önbizalomban {t (405) = −5,81, p < 0,001, CI[95%] = −0,44 – –0,22} egyaránt. A hatásnagyságokat tekintve a kognitív szorongásra (d = 0,69) és az önbizalomra (d = −0,58) közepes, míg a szomatikus szorongásra (d = 0,39) kis hatással van a sportoló neme. A kognitív (Mférfi = 1,75, SDférfi = 0,62; Mnő = 2,22, SDnő = 0,76) és a szomatikus szorongás (Mférfi = 1,80, SDférfi = 0,57; Mnő = 2,03, SDnő = 0,66) esetében egyaránt magasabb pontszámot mutatnak a nők, mint a férfiak (lásd 5. táblázat).
Nemek közötti különbségek a CSAI-2-HR mérőeszközön
| Nő | Férfi | |||
| N | M (SD) | N | M(SD) | |
| Kognitív szorongás | 191 | 2,22 (±0,76) | 216 | 1,75 (±0,62) |
| Szomatikus szorongás | 191 | 2,03 (±0,66) | 216 | 1,80 (±0,53) |
| Önbizalom | 191 | 2,55 (±0,58) | 216 | 2,87 (±0,56) |
Az 5. táblázat alapján az is kijelenthető, hogy a férfiak önbizalomszintje magasabb (M = 2,87, SD = 0,56), mint a nőké (M = 2,55, SD = 0,58).
Megbeszélés
Tanulmányunk fő célja a magyar nyelvű Versenyszorongás Skála (CSAI-2H) pszichometriai jellemzőinek felülvizsgálata. Sipos és munkatársai (1999) átfogó tanulmányukban több releváns statisztikai elemzés segítségével bizonyították a CSAI-2H skáláinak konkurens validitását. Ebből adódóan jelen kutatásban a hangsúlyt a tételek és faktorok közötti kapcsolatra, a skála validitásának vizsgálatára helyeztük. Megerősítő faktorelemzésünk azt bizonyítja, hogy vannak olyan tételek, amelyek nem mutatnak megfelelő értéket az adott skálával, tehát az eredeti 27 tételes változat magyar mintán nem erősíthető meg. Sipos és munkatársai (1999) is felhívták a figyelmet arra, hogy bizonyos tételek rész-egész korrelációja (IRC) nem éri el a szükséges szintet. A kognitív szorongás esetében az első (1: „I’m concerned about this competition – Nagyon foglalkoztat ez a verseny”) és tizenkilencedik (19: „I’m concerned about reaching my goal – Arra gondolok, hogy elérem a célomat”) tételnél állapítottak meg alacsony IRC szintet. Jelen tanulmány eredményei is megerősítik ezt a megállapítást, továbbá javasoljuk a skála negyedik itemének kizárását is, mivel annak mutatói nem feleltek meg a szükséges pszichometriai kritériumoknak (4: „I have self doubts – Kevés az önbizalmam”). A Cox és munkatársai (2003) által létrehozott átdolgozott Versenyszorongás Skálában (CSAI-2R) szintén kizárásra került ez a három tétel a kognitív szorongás skálából. A korábbi empirikus bizonyítékokon túl azt gondoljuk, hogy azért mutathatnak gyengébb illeszkedési mutatókat ezek a tételek, mert az angol és a magyar kifejezések fordítása nem minden esetben értelmezhető egyértelműen. A kognitív szorongás skála esetében a „concern” kifejezés véleményünk szerint az „aggódásra” utal, amely a kognitív szorongás definíciójának egy nagyon fontos pontja. Véleményünk szerint Sipos és munkatársainak (1999), valamint Cox és munkatársainak eredményei (2003) alapjában véve megerősítik a mi indoklásunkat a tételek kizárását illetően. Hasonlóan a szomatikus szorongás skála esetében is javaslunk kizárni három tételt. Ezek közül a tizennegyedik (14: „My body relaxed – Testem ellazult”) item alacsony IRC szintjét Sipos és munkatársai (1999) szintén kiemelték, valamint Cox és munkatársai (2003) CSAI-2R verziójukból is kizárták. Alacsony faktortöltéssel és nem megfelelő módosítási mutatóval rendelkezett a nyolcadik (8:) és a huszadik (20:) tétel is a szomatikus szorongás skálán. Következtetésképpen hasonlóan a kognitív szorongás skálához a szomatikus alskála esetében is három item kizárása szükséges a megfelelő illeszkedési mutatók eléréséhez. Továbbá az önbizalom alskála esetében is további három tétel kizárását tartottuk indokoltnak a statisztikai értékek és a szakmai megfontolások után. A kilencedik (9:), tizennyolcadik (18:) és a huszonhetedik (27:) tételek kerültek kizárásra ebből a skálából.
A pszichológiai mérőeszközök másik fontos pszichometriai jellemzője a reliabilitás, esetünkben a módosított Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR) megbízhatósági mutatói. A belső konzisztencia és a teszt-reteszt vizsgálatok is azt mutatják, hogy az azonos skálákhoz tartozó tételek korrelációi megfelelők, valamint a kérdőív megismételhető, hiszen az azonos mintán, időbeli eltéréssel mért adatok összefüggenek. Sipos és munkatársai (1999) az eredeti magyar nyelvre adaptált változatban már bemutatták ezeket a pszichometriai értékeket. Jelen kutatás eredményei megerősítik a korábbi értékeket a módosított 18 tételes mérőeszköz esetében is.
A mérőeszköz pszichometriai vizsgálatának harmadik kulcsfontosságú lépése a standard értékek meghatározása. Mivel a szükséges mintanagyságot sikeresen biztosítottuk, releváns normatív értékeket tudunk megállapítani. Ezeket az értékeket úgy definiáljuk, hogy az adott skála átlagpontszámához hozzáadjuk és utána levonjuk annak szórását, így elkülöníthetők az átlag feletti és alatti pontszámok. Eredményeink azt mutatják, hogy a női sportolók szignifikánsan magasabb kognitív és szomatikus szorongásszinttel, valamint alacsonyabb önbizalommal rendelkeznek, mint a férfi társaik. Következésképpen a normák meghatározásánál a nők esetében az alábbi értékeket javasoljuk: magas kognitív szorongás (>2,98; M = 2,22, SD = 0,76), magas szomatikus szorongás (>2,69; M = 2,03, SD = 0,66), valamint alacsony önbizalom (<1,97; M = 2,55, SD = 0,58). A magyar férfi sportolók esetében az alábbi normákat javasoljuk: kognitív szorongás (>2,37; M = 1,75, SD = 0,62), szomatikus szorongás (>2,33; M = 1,80, SD = 0,53), önbizalom (<2,31; M = 2,87, SD = 0,56). A nemek szerinti normatív tartományokat a 6. táblázat szemlélteti.
Módosított Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR) standard értékei
| Nők | Férfiak | |
| Kognitív szorongás | 1,46–2,98 | 1,13–2,37 |
| Szomatikus szorongás | 1,37–2,69 | 1,27–2,33 |
| Önbizalom | 1,97–3,13 | 2,31–3,43 |
A kognitív és szomatikus szorongás esetében az átlag feletti értéket az átlag plusz a szórás eredményeként határoztuk meg, míg az önbizalom esetében az átlag mínusz a szórás mutatja az átlag alatti értéket. Sipos és munkatársai (1999) azt találták, hogy a magyar férfi sportolók kognitív szorongás szintje átlagosan 1,90 és 2,24 közötti intervallumban van, míg a szomatikus szorongásuk 1,75 és 2,23 között található, valamint az önbizalmuk 2,51 és 3,25 között helyezkedik el. A nők esetében az alábbi intervallumokat határozták meg átlagértékként: kognitív szorongás (2,20–2,23), szomatikus szorongás (2,34–3,17), önbizalom (2,22–2,39). Fontos kiemelni, hogy Sipos és munkatársai (1999) kutatásukban leginkább utánpótláskorú és egyetemista sportolókat vizsgáltak, míg jelen tanulmányban más életkorú sportolók is részt vettek. Eredményeinkből megállapíthatjuk, hogy szignifikáns különbség lehet bizonyos életkorú sportolók kognitív szorongás és önbizalom szintjében, ami néhány korábbi kutatási eredményt is megerősít (pl. Marín-González és mtsai, 2022), aminek egyik legfőbb oka az lehet, hogy az idősebb sportolók tapasztalataikból adódóan több és megfelelőbb megküzdési stratégiával rendelkezhetnek (Craft és mtsai, 2003).
Jelen tanulmánynak vannak bizonyos limitációi. Habár Sipos és munkatársai (1999) a magyar nyelvre adaptált Versenyszorongás Skála (CSAI-2H) konkurens validitását bizonyították, jelen kutatásban nem vizsgáltuk egyéb hasonló konstruktumot mérő eszközzel való összefüggését a módosított magyar Versenyszorongás Skálának (CSAI-2-HR). Továbbá a skálák standard értékeinek meghatározásánál a nemen és életkoron kívül egyéb más tényezők is befolyásolhatják a normák meghatározását, mint például a sportág jellege és a versenyzési szint. Invarianciaelemzéseink azt mutatják, hogy nem egyértelműen bizonyítható különböző csoportok esetén külön-külön az eredeti faktorstruktúra, ezért ezek további vizsgálatokat igényelnek.
Következtetések
Összességében megállapítható, hogy jelen tanulmányban sikerült egy már magyar nyelvre adaptált mérőeszköz szükséges pszichometriai módosításait megtenni. Mindez nem csak a sportpszichológia magyar nyelven elérhető és tudományos kritériumoknak megfelelő mérőeszközeit bővíti, hanem hozzájárul releváns empirikus kutatások tervezéséhez és végrehajtásához egyaránt. Továbbá gyakorlati hasznosulása is van, hiszen a sportpszichológusok a Függelékben található kérdőív felvételével és kiértékelésével rendkívül hasznos információhoz juthatnak az adott sportoló versenyszorongását illetően, amely az egyik leggyakoribb sportpszichológiai probléma napjainkban.
Irodalom
Cox, R. H., Martens, M. P., & Russell, W. D. (2003). Measuring anxiety in athletics: The revised competitive state anxiety inventory–2. Journal of Sport & Exercise Psychology, 25(4), 519–533. https://doi.org/10.1123/jsep.25.4.519.
Craft, L. L., Magyar, T. M., Becker, B. J., & Feltz, D. (2003). The relationship between the competitive state anxiety inventory-2 and sport performance: A meta-analysis. Journal of Sport & Exercise Psychology, 25, 44–65.
Duncan, M. J., Smith, M., Bryant, E., Eyre, E., Cook, K., Hankey, J., … Jones, M. V. (2016). Effects of increasing and decreasing physiological arousal on anticipation timing performance during competition and practice. European Journal of Sport Science, 16(1), 27–35. https://doi.org/10.1080/17461391.2014.979248.
Erikson, E. H. (1963). Childhood and society (2nd ed.). New York, NY: Norton.
Ford, J. L., Ildefonso, K., Jones, M. L., & Arvinen-Barrow, M. (2017). Sport-related anxiety: Current insights. Open Access Journal of Sports Medicine, 8, 205–212. https://doi.org/10.2147/OAJSM.S125845.
Géczi, G., Tóth, L., Sipos, K., Fügedi, B., Dancs, H., & Bognár, J. (2009). Psychological profile of Hungarian national young ice hockey players. Kinesiology, 41(1), 88–96.
Hanin, Y. (2000). Emotions in sport. Human Kinetics.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), Article 1. https://doi.org/10.1080/10705519909540118.
Kiss, Z., Fózer-Selmeci, B., Csáki, I., & Bognár, J. (2015). Bentlakó labdarúgó-korosztályok pszichés-mentális jellemzői. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 16(4), 331–347. https://doi.org/10.1556/0406.16.2015.4.2.
Kline, R. B. (2023). Principles and practice of structural equation modeling (5th ed.). The Guilford Press.
Marín-González, F. H., Portela-Pino, I., Fuentes-García, J. P., & Martínez-Patiño, M. J. (2022). Relationship between sports and personal variables and the competitive anxiety of Colombian elite athletes of Olympic and Paralympic sports. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(13), Article 13. https://doi.org/10.3390/ijerph19137791.
Martens, R., Burton, D., Vealey, R. S., Bump, L. A., & Smith, D. E. (1990). Development and validation of the competitive state anxiety inventory-2 (CSAI-2). In R. Martens, R. S. Vealey, & D. Burton (Eds.), Competitive anxiety in sport (pp. 117–213). Human Kinetics Books.
Martens, R., Vealey, R. S., & Burton, D. (1990). Competitive anxiety in sport. Human Kinetics Books.
Nieuwenhuys, A., Pijpers, J. R., Oudejans, R. R. D., & Bakker, F. C. (2008). The influence of anxiety on visual attention in climbing. Journal of Sport & Exercise Psychology, 30(2), 171–185. https://doi.org/10.1123/jsep.30.2.171.
Ong, N. C. H., & Chua, J. H. E. (2021). Effects of psychological interventions on competitive anxiety in sport: A meta-analysis. Psychology of Sport and Exercise, 52, 101836. https://doi.org/10.1016/j.psychsport.2020.101836.
Putnick, D. L., & Bornstein, M. H. (2016). Measurement invariance conventions and reporting: The state of the art and future directions for psychological research. Developmental Review: DR, 41, 71–90. https://doi.org/10.1016/j.dr.2016.06.004.
Schultz, R. W., & Gessaroli, M. E. (1993). Use, misuse, and disuse of psychometrics in sport psychology research. In R. N. Singer, M. Murphey, & L. K. Tennant (Eds.), Handbook of research on sport psychology (pp. 901–917). Macmillan. http://www.gbv.de/dms/bowker/toc/9780028971957.pdf.
Sipos, K., Kudar, K., Bejek, K., & Tóth, L. (1999). Standardisation and validation of the Hungarian Competitive State Anxiety Inventory-2 (CSAI-2) of Martens et al. (1990). In 20th international Conference of Stress and anxiety abstract book (pp. 131).
Terwee, C. B., Bot, S. D. M., de Boer, M. R., van der Windt, D. A. W. M., Knol, D. L., Dekker, J., … de Vet, H. C. W. (2007). Quality criteria were proposed for measurement properties of health status questionnaires. Journal of Clinical Epidemiology, 60(1), Article 1. https://doi.org/10.1016/j.jclinepi.2006.03.012.
Wilson, M. R., Wood, G., & Vine, S. J. (2009). Anxiety, attentional control, and performance impairment in penalty kicks. Journal of Sport & Exercise Psychology, 31(6), 761–775. https://doi.org/10.1123/jsep.31.6.761.
Woodman, T., & Hardy, L. (2003). The relative impact of cognitive anxiety and self-confidence upon sport performance: A meta-analysis. Journal of Sports Sciences, 21(6), Article 6. https://doi.org/10.1080/0264041031000101809.
Yerkes, R. M., & Dodson, J. D. (1908). The relation of strength of stimulus to rapidity of habit-formation. Journal of Comparative Neurology and Psychology, 18(5), Article 5. https://doi.org/10.1002/cne.920180503.
Függelék
Módosított magyar Versenyszorongás Skála (CSAI-2-HR)
Néhány olyan megállapítást olvashatsz az alábbiakban, melyekkel a sportolók verseny előtti állapotukat szokták jellemezni. Olvasd el valamennyit, és jelöld meg a megfelelőt attól függően, hogy ebben a pillanatban – éppen most – hogyan érzed magad. Amennyiben jelen pillanatban nem közvetlen verseny/mérkőzés előtt állsz, akkor gondolj arra, hogy verseny/mérkőzés előtt általában milyen állapotban szoktál lenni, és aszerint válaszolj a kérdésekre.
Nincsenek helyes vagy helytelen válaszok. Ne gondolkozz túl sokat, hanem a jelenlegi érzéseidet legjobban kifejező választ jelöld meg.
| Egyáltalán nem | Valamennyire | Eléggé | Nagyon | |
| 1. Aggódom amiatt, hogy ezen a versenyen nem fogok úgy szerepelni, ahogy szeretnék. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 2. Ideges vagyok. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 3. Gondtalannak érzem magam. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 4. Félek attól, hogy veszíteni fogok. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 5. Nyugtalannak érzem magam. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 6. Kellemesen érzem magam. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 7. Arra gondolok, hogy verseny közben leblokkolok. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 8. Összeszorul, remeg a gyomrom. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 9. Biztonságban érzem magam. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 10. Félek attól, hogy rosszul fogok szerepelni. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 11. A szokásosnál gyorsabban ver a szívem. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 12. Bízom abban, hogy kiállom a próbát. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 13. Félek attól, hogy a teljesítményem csalódást okoz. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 14. Nedves a tenyerem. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 15. Nyugalmat érzek magamban. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 16. Félek attól, hogy nem tudok koncentrálni. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 17. Megfeszülnek az izmaim. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 18. Bizakodó vagyok, mert el tudom képzelni, hogy elérem a célomat. | 1 | 2 | 3 | 4 |
Pontozás:
Kognitív szorongás: (1 + 4 + 7 + 10 + 13 + 16) / 6.
Szomatikus szorongás: (2 + 5 + 8 + 11 + 14 + 17) / 6.
Önbizalom: (3 + 6 + 9 + 12 + 15 + 18) / 6.
