Abstract
Háttér és célkitűzések: Jelen tanulmány célja egy új, sportpszichológiai állapotszorongás skála (Sport Szorongás Skála-2, Sport Anxiety Scale-2, SAS) magyar változatának pszichometriai vizsgálata és az új mérőeszköz reliabilitásának és validitásának ellenőrzése. Módszer: 361 sportoló vett részt a vizsgálatban (Mage = 22,89, SD = 6,44). A fent említett kérdőív mellett a Feladat- és Énorientációs Kérdőívet és a Sport-önbizalom forrásai kérdőívet alkalmaztuk a validálás során. Eredmények: A megerősítő faktoranalízis a háromdimenziós elméleti modellt támogatta, megfelelő illeszkedési mutatókat kaptunk. A skálák belső konzisztenciája megfelelőnek bizonyult (Cronbach α = 0,83–0,93). A konstruktum validitás vizsgálata során a SAS-2 skálái szignifikáns gyenge kapcsolatot mutattak az énorientációval, de nem találtunk kapcsolatot sem az önbizalommal, sem a feladatorientációval. Következtetés: A SAS-2 magyar nyelvű változata megfelelő, megbízható és érvényes mérőeszköznek bizonyult a sportolói állapotszorongás felmérésére.
Bevezetés
A sportpszichológia egyik leggyakrabban vizsgált és vitatott területéhez tartozik a szorongás témaköre, amelyet gyakran hoznak összefüggésbe a (verseny)teljesítménnyel. A versenysportban megtapasztalható szorongás egy olyan tanult negatív érzelmi reakciónak tekinthető, amely megjelenhet az észlelt elvárás vagy egy olyan esetleges vészhelyzet hatására, amely még nem következett be (Frame és Reichin, 2019). Megkülönböztethetünk állapotszorongást, amelyet egy adott helyzet válthat ki, és vonásszorongást, amely az adott egyén viszonylag stabil személyiségvonásának tekinthető (Eysenck, Eysenck, Derakshan, Santos és Calvo, 2007; Spielberger, 1972). A szorongás multidimenzionális természetére utal, hogy a megjelenési formái során megkülönböztetnek szomatikus (testi tünetek) és kognitív (negatív gondolatok) tüneteket (Edwards, Hardy, Kingston és Gould, 2002; Martens, Burton, Vealey, Bump és Smith, 1990).
A szorongáshoz szorosan kapcsolódó fogalom az arousal, amely a szervezet fizikai és pszichikai aktivációs állapotára utal, és amely többek között a test erőforrásait is mozgósítja a fizikai aktiváció során (Arent és Landers, 2003). A Yerkes–Dodson-törvény alapján (Yerkes és Dodson, 1908), ha a sportoló arousal- és szorongásszintje túl alacsony vagy magas, az előidézheti a teljesítmény visszaesését. Hanin IZOF (Individual Zone of Optimal Functioning, 1995 – az egyéni optimális működési zóna) elmélete viszont felhívja a figyelmet az egyéni különbségek szerepére is – sportolóként eltérhet az ideálisnak tartott arousal mértéke. Azaz előfordulhat, hogy míg egyes sportolók magas arousal- és szorongásszint mellett képesek jó teljesítményt elérni, mások számára az alacsony szint lesz a kívánt (Ruiz, Ranglin és Hanin, 2017). Más elmélet (directionality hypothesis – irányultsági elmélet, Jones, Swain és Hardy, 1993) nem a szorongás mértékét, hanem az irányultságát emeli ki: hogy a sportoló a szorongást facilitálónak vagy debilizálónak észleli-e. Azaz ha a sportoló megtanulja saját szorongását pozitívnak észlelni, akkor nagyobb eséllyel fogja alkalmazni a pozitív irányú megküzdési stratégiáit a téthelyzet során. Martens, Burton, Vealey, Bump és Smith (1990) arra hívják fel a figyelmet, hogy míg a szorongás szomatikus komponense a téthelyzetek alatt csökkenni látszik, addig a kognitív oldal mértéke konstansnak hat. A katasztrófaelmélet ezt a gondolatot vitte tovább, mely szerint a kognitív szorongás az, ami meghatározhatja a fiziológiai arousal mértékét (Hardy és Parfitt, 1991). Ha a kognitív szorongás szintje magas, akkor az megnöveli a sportolók arousalszintjét, ami káros hatással lehet a teljesítményre nézve. Az arousal mértékét vagy irányultságát számos tényező befolyásolhatja, ilyen tényező lehet többek között a környezet felől észlelt nyomás nagysága vagy akár az önkontroll mértéke (Frame és Reichin, 2019).
SAS-2 bemutatása
Smith, Smoll és Schutz (1990) az eredeti Sport Anxiety Scale-t (SAS – Sport Szorongás Skála) abból a célból állították össze, hogy hatékonyan fel tudják mérni a sportolók verseny előtti állapotszorongásának mértékét. Az eredeti skála egy összpontszámmal is számol, amely a sportoló észlelt pillanatnyi szorongásának a mértékére utal (1990), továbbá a három skálája közül kettő a kognitív szorongáshoz kapcsolódik (negatív gondolatok és az összpontosítás zavara), egy pedig maga a szomatikus szorongás. A kezdeti 30 tételes skála a feltáró faktoranalízis során 21 itemesre redukálódott, az így keletkezett skálát a megerősítő faktoranalízis alátámasztotta. Az új skála illeszkedési mutatói is megfelelőnek bizonyultak, akárcsak a teszt-reteszt reliabilitása (r = 0,77) is. A validáció során mind a három skála pozitív kapcsolatot mutatott az állapotszorongással (r = 0,38 – 0,49).
Smith, Smoll, Cumming és Grossbard (2006) egy későbbi kutatásukban a Sportolói Szorongás Skálát újabb vizsgálatoknak vetették alá, hogy azt hatékony mérőeszközzé alakítsák az utánpótlás korosztályú, akár 10–14 év közötti sportolók számára is. Mivel az új vizsgálatuk során az eredeti kérdőív néhány itemének faktortöltése nem bizonyult megfelelőnek, sem a felnőtt, sem az utánpótlás korosztály mintájában, néhány kérdést elvetettek. A skála új verziója (Sport Anxiety Scale-2 – SAS 2) ugyanúgy három faktorba rendeződött, de a hossza 21 itemről lerövidült 15 tételre. Az így keletkezett új skála erősebb faktoriális validitást mutatott, amely a különböző korosztályi csoportok között is megfelelőnek bizonyult (9 éves kortól). Az új skála összpontszáma és a skálái is pozitív kapcsolatot mutattak az állapotszorongással és a viszonyító (ego/performance) célokkal és negatívat az elsajátítási (task/mastery) célokkal, valamint az önbizalommal (Hashim, Shaharuddin, Hamidan és Grove, 2017; Madrigal, Roma, Caze, Maerlender és Hope, 2018; Silva-Rocha, de Sousa és Osório, 2019; Smith és mtsai, 2006; Tomczak és mtsai, 2022). Nemzetközi szinten több, régebbi mérőeszköz is létezik, amely a sportolói állapotszorongás felmérését szolgálja: az egydimenziós SCAT (Sport Competition Anxiety Test – Sportverseny Szorongás Teszt, Martens, 1977) és a három skálával rendelkező CSAI-2 (Competitive State Anxiety Inventory-2 – Pillanatnyi Sportverseny Szorongás Skála 2 –, Martens és mtsai, 1990). A korábbi kutatások eredményei szerint a SAS-2 skálái pozitív irányú közepes-erős kapcsolatot mutattak a CSAI-2 kognitív és szomatikus állapotszorongás skáláival, akárcsak a SCAT kérdőív összpontszámával, továbbá negatív irányú gyenge-közepes kapcsolatot a CSAI-2 állapot önbizalom skálájával (Hashim és mtsai, 2017; Li, Tang, Guo és Bu, 2023; Madrigal és mtsai, 2018; Silva-Rocha, de Sousa és Osório, 2019).
A SAS-2-t széles körben használják nemzetközi szinten. Bár az eredeti skála kidolgozása során az egydimenziós konstruktum is megfelelőnek bizonyult, a nemzetközi kutatásokban főként a háromdimenziós modellel számolnak, például az amerikai (Madrigal és mtsai, 2018), a koreai (Cho, Choi, Eklund és Paek, 2018), az indonéziai (Putra és mtsai, 2021) vagy a brazil (Silva-Rocha, de Sousa és Osório, 2019) adaptáció során is a háromfaktoros modell illeszkedési mutatói feleltek meg a kritériumoknak. A spanyol, belga és portugál adaptáció (Ramis Laloux, Viladrich Segués, Sousa és Jannes, 2015) során is a skála háromdimenziós modelljét ellenőrizték, nemcsak a három nemzetre lebontva a kérdőív megbízhatóságát, hanem a sportágak típusára (egyéni/csapatsport), életkori csoportokra (13 év alattiak és felettiek), valamint nemre (férfiak, nők) is. Eredményeik szerint a nyelv, a nem, a sportági, valamint az életkori csoportok közül egyedül a nyelvnek volt szignifikáns hatása az állapotszorongás mértékére. A vizsgálat eredményei szerint a flamand kitöltőknél alacsonyabb volt a Negatív gondolatok mértéke, szemben a spanyol kitöltőkével, aminek hátterében a nyelvi megfogalmazásban található különbségek állhatnak. A cseh adaptáció is a háromdimenziós modellt alkalmazta (Květon, Jelínek és Burešová, 2022), és vizsgálatukban pozitív irányú kapcsolatot találtak a SAS-2 három skálája és a Sport Multidimenzionális Perfekcionizmus kérdőív Hibázástól való félelem és az Önmagunkban való kételkedés skálái között (r = 0,21 – 047). Correia és Rosado (2018) kutatásukban azt találták, hogy a hibától való félelem nemcsak a Negatív gondolkodás mértékét jelezheti előre, hanem a Szomatikus szorongásra és a Koncentráció zavaraira is szignifikáns hatással bírhat. Egy lengyel vizsgálat (Tomczak és mtsai, 2022) eredményei szerint amíg a versenyzés szintje nincs hatással az állapotszorongás mértékére, addig a nem igen – a női sportolók nagyobb mértékű állapotszorongással jellemezhetők, mint a férfiak. A maláj adaptáció során (Hashim és mtsai, 2017) csak a Szomatikus szorongás skálában találtak különbséget a nemek között, itt is a nők pontszáma bizonyult magasabbnak. Van Biesen, Marin‐Urquiza, McCulloch és Van Damme (2020) vizsgálatában az intellektuális képességzavarral élő sportolók mintájában is megfelelőnek bizonyult a rövidített skála. Eredményeik szerint a Koncentráció zavarai skálán magasabb, a Szomatikus szorongás és Negatív gondolatok skálákban pedig alacsonyabb pontszámot értek el az intellektuális képességzavarral élő sportolók, összehasonlítva őket az intellektuális képességzavar nélkül élő sportolókkal.
Vizsgálatunk célja, hogy elkészítsük a SAS-2 hazai változatát, valamint elérhetővé és alkalmazhatóvá tegyünk a gyakorlat számára is egy olyan kérdőívet, mely képes megbízhatóan mérni a sportolók állapotszorongásának mértékét, ezáltal segítve őket a hatékony versenyfelkészülés folyamatában.
Módszer
Eljárás és adatfelvétel
A skálák fordítása során Banville, Desrosiers és Genet-Volet (2000) ajánlását követtük. A Sportolói Szorongás Skála fordítását angolról magyarra két szakfordító végezte, majd a két változat összevetéséből és megvitatásából készült tételsort egy angol szakfordító fordította vissza az eredeti nyelvre. A visszafordítás ellenőrzését és jóváhagyását egy sportszakpszichológus szakfordító végezte. A kérdőívek magyar nyelvre fordítását a kérdőív jogtulajdonosa jogilag engedélyezte akadémiai kutatók részére.
Az adatfelvétel 2022 szeptembere és 2023 májusa között zajlott le, egyetemi (MTSE) hallgatók közreműködésével, különböző egyetemi kurzusok keretében. Az adatfelvétel kényelmi mintavételi eljárással történt: a beválasztási kritériumnak megfelelő (egyesülethez igazolt, aktív versenyző) hallgatók a szemináriumi munka részeként jutottak el a vizsgálati személyekhez. A kitöltés önkéntes és anonim módon történt, amit a résztvevők bármikor megszakíthattak, és amelyért cserébe nem részesültek semmiféle kompenzációban, illetve az eredményeikről nem kaptak visszajelzést. A kérdőívet egy online felületen lehetett elérni (Qualtrics), kitöltése kb. 15–20 percet vett igénybe. A kutatást az MTSE Kutatásetikai Bizottsága jóváhagyta, az engedély száma: TE-KEB/No6/2023.
Minta
Kérdőívünket összesen 361 résztvevő töltötte ki (Mage = 22,89, SD = 6,44, Min = 16, Max = 66), amelyből 184 férfi, 177 nő. A válaszadók közül 19,9% nemzetközi, 59% hazai szinten versenyzik, 13% helyi versenyeken vesz részt (a kitöltők 8%-a nem jelölte a versenyzés szintjét). A résztvevők közül 15 fő általános, 268 fő középfokú, 46 fő felsőfokú, 3 fő doktori/PhD-végzettséggel rendelkezett (29 kitöltő nem válaszolt). A résztvevők átlagosan heti 10,77 órát edzettek (SD = 5,75, Min = 2, Max = 33), és átlagosan 12,56 éve (SD = 5,80; Min = 0, Max = 55) gyakorolják a sportágukat versenyszerűen. A megkérdezettek több eltérő sportágat gyakoroltak szabadidejükben (38,5% egyéni és 61,5% csapatsportág).
Mérőeszközök
Az összeállított kérdőívcsomagban a kitöltők szociodemográfiai adataira (pl. nem, életkor, végzettség) vonatkozó, valamint a sportolással kapcsolatos általános (pl. sportág megnevezése, heti edzésszám, sportolás szintje) kérdések szerepeltek.
Sport Szorongás Skála-2. A sportolói állapotszorongás mértékét a Sport Szorongás Skála-2-vel vizsgáltuk (Sport Anxiety Scale-2 – SAS-2; Smith és mtsai, 2006). A kérdőív 15 tételt tartalmaz és a válaszadóknak egy 4 fokú Likert-típusú skálán kellett a válaszokat megadniuk (1 = Egyáltalán nem; 4 = Nagyon). A kérdőív három skálája: Szomatikus állapotszorongás (pl. „A testem feszült.”), a kognitív állapotszorongáshoz tartozó Negatív gondolatok (pl. „Aggódom amiatt, hogy nem a legjobb formámat fogom nyújtani.”) és a Koncentráció zavarai (pl. Nem tudok tisztán gondolkodni a verseny alatt.”). A magas pontértékek a szorongás magasabb mértékét jelzik.
Feladat- és Énorientációs Kérdőív. A 13 kérdésből álló kérdőív (Task-, and Ego Orientation Questionnaire – TEOSQ, Duda és Nicholls, 1992; Dorogi, 2012) két skálája a feladat- és énorientáltság sportösszefüggéseit vizsgálja. Az Énorientáció a viszonyítási céloknak (másokhoz viszonyítás, eredményesség, pl. „Akkor érzem magam sikeresnek a sportban, ha jobb vagyok a társaimnál”), a Feladatorientáció az elsajátítási céloknak (cél a fejlődés, önmagához való viszonyítás, pl. „Akkor érzem magam sikeresnek a sportban, ha a legjobbat hozom ki magamból”) feleltethető meg. A kérdőív itemeire egy 5 fokozatú Likert-skálán lehetett válaszolni (1 = egyáltalán nem értek egyet; 5 = teljesen egyetértek). A magas pontértékek az adott orientáció magasabb mértékét jelzik.
Sportönbizalom forrásai kérdőív. A sportönbizalom forrásait elemző kérdőív (Source of Sport Confidence Scale, SSCQ, Vealey 1986; Németh, 2014) két skáláját használtuk fel: a Teljesítmény skálát (11 item), amely az elsajátítási célokat (pl.: „Akkor nyerek önbizalmat a sportban, amikor fejlesztem a képességeimet.”) és a képességek demonstrációját (pl. „Akkor nyerek önbizalmat a sportban, amikor megmutathatom, hogy jobb vagyok másoknál.”) foglalja magába és az Önszabályozás skálát (9 item), amely a fizikai és a mentális felkészülést (pl. „Akkor nyerek önbizalmat a sportban, amikor fel tudom készíteni magam fizikailag és mentálisan is.”), valamint a fizikai szelfreprezentációt (pl. „Akkor nyerek önbizalmat a sportban, amikor úgy érzem, hogy a testem jó formában van.”) foglalja magába. A kitöltők egy 7 fokozatú Likert-skálán jelölhették a válaszukat (1 = egyáltalán nem fontos; 7 = a lehető legfontosabb). A magas pontértékek az adott önbizalom forrásának a magasabb mértékét jelzik.
Statisztikai módszer
A leíró statisztikai mutatók (átlag és szórás) mellett a JASP szoftverrel konfirmatív (megerősítő) faktoranalízissel megvizsgáltuk a SAS-2 faktorszerkezetét. A maximum likelihood (kb. legnagyobb valószínűség) becslési módszerrel végzett vizsgálatunk eredményeit több erre a célra létrehozott illeszkedési mutatóval elemeztük, úgymint khi-négyzet (χ2); a reziduumok átlagos négyzetgyöke (RMSEA – 0,08 alatti értéknél elfogadható); a Tucker–Lewis-index (TLI – jó illeszkedés 0,95 fölötti értéknél); komparatív illeszkedési mutató (CFI – összehasonlító illeszkedési mutató 0,95 fölötti értéknél); illeszkedés jósága mutató (goodness of fit index, GFI –0,90 fölötti értéknél); sztenderdizált átlagos reziduális (SRMR – jó illeszkedés 0,80 alatti értéknél). Az illeszkedési mutatók elfogadható értékeivel kapcsolatban követtük a szakirodalom ajánlásait (Hu és Bentler, 1999). A konvergens validitás vizsgálatához Pearson-féle product-moment korrelációs elemzéssel teszteltük a SAS-2 skálái és a TEOSQ és az SSCQ skálák közötti kapcsolatokat. Az adatok statisztikai elemzését az IBM SPSS Statistics for Windows, Version 22.0. és JASP szoftverrel végeztük.
Eredmények
Az 1. táblázatban a felhasznált kérdőívek skáláinak leíró statisztikái láthatók. A teljes mintában az összes skála esetében a csúcsosság és a ferdeség értékek elfogadhatónak tekinthetők (Kim, 2013). Elemzésünkben a skála belső megbízhatóságának ellenőrzésére Cronbach α mutatót számoltunk a teljes mintán (2. táblázat). A kapott Cronbach α értékek megfelelőnek bizonyultak.
A felhasznált kérdőívek skáláinak leíró statisztikai és megbízhatósági mutatói
| N | Min. | Max. | M | SD | Ferdeség | Csúcsosság | Cronbach α | ||||
| Érték | SE | Érték | SE | ||||||||
| SAS-2 | Szomatikus | 357 | 5 | 20 | 8,32 | 3,06 | 1,24 | 0,13 | 1,26 | 0,26 | 0,85 |
| Negatív g. | 357 | 5 | 20 | 10,63 | 3,91 | 0,7 | 0,13 | −0,22 | 0,26 | 0,93 | |
| Koncentráció | 356 | 5 | 17 | 7,00 | 2,33 | 1,45 | 0,13 | 2,14 | 0,26 | 0,83 | |
| TEOSQ | Ego | 329 | 6 | 29 | 16,76 | 5,27 | −0,03 | 0,13 | −0,53 | 0,27 | 0,83 |
| Feladatcél | 329 | 7 | 35 | 28,65 | 4,63 | −1,1 | 0,13 | 2,51 | 0,27 | 0,83 | |
| SSCQ | Teljesítmény | 327 | 28 | 77 | 61,85 | 8,94 | −0,67 | 0,14 | 0,42 | 0,27 | 0,84 |
| Önszabályozás | 327 | 26 | 63 | 49,94 | 7,88 | −0,54 | 0,14 | −0,01 | 0,27 | 0,83 | |
SAS-2 illeszkedési mutatói a teljes mintán, valamint almintákra lebontva
| Modell | TLI | CFI | GFI | RMSEA | SRMR | |
| Egydimenziós modell | χ2 = 873,99, df = 90, p < 0,001 | 0,96 | 0,97 | 0,97 | 0,16 [90% CI = 0,15 – 0,17] | 0,12 |
| Háromdimenziós modell (Modellfaktorok korrelációjával) | χ2 = 211,72, df = 87, p < 0,001 | 0,99 | 0,99 | 0,99 | 0,06 [90% CI = 0,05 – 0,07] | 0,06 |
| Háromdimenziós modell (Modell másodrendű faktorral) | χ2 = 327,72, df = 87, p < 0,001 | 0,97 | 0,97 | 0,99 | 0,09 [90% CI = 0,08 – 0,10] | 0,06 |
| Nők | χ2 = 206,58, df = 87, p < 0,001 | 0,91 | 0,93 | 0,86 | 0,08 [90% CI = 0,07 – 0,10] | 0,06 |
| Férfiak | χ2 = 199,94, df = 74, p < 0,001 | 0,88 | 0,90 | 0,86 | 0,09 [90% CI = 0,08 – 0,11] | 0,07 |
| Egyéni sport | χ2 = 174,06, df = 87, p <,001 | 0,95 | 0,96 | 0,91 | 0,07 [90% CI = 0,05 – 0,08] | 0,05 |
| Csapatsport | χ2 = 193,62, df = 87, p < 0,001 | 0,88 | 0,90 | 0,84 | 0,09 [90% CI = 0,07 – 0,11] | 0,07 |
Megjegyzés: TLI = Tucker–Lewis-index; CFI = komparatív illeszkedési mutató; GFI = illeszkedés jósága mutató; RMSEA = reziduumok átlagos négyzetgyöke; SRMR = sztenderdizált átlagos reziduális mutató.
Megerősítő faktoranalízis – a SAS-2 faktorszerkezete
Első lépésként a SAS-2 faktorstruktúráját ellenőriztük megerősítő faktorelemzéssel, amely során az egy és a háromfaktoros modellt is teszteltük. A többfaktoros megoldásnál ellenőriztük, hogy a faktorok egy magasabb rendű faktorba szerveződnek-e (Modell másodrendű faktorral), vagy hogy függetlenek-e azok egymástól (Modellfaktorok korrelációjával). Az elemzés eredményei alapján az egydimenziós modell illeszkedési mutatói nem bizonyultak megfelelőnek, míg a háromdimenziós modelleké igen. A vizsgálat megerősítette, hogy a kérdőív tételei – a nemzetközileg is használt elméleti modellnek megfelelően – három faktorba rendeződnek, és a teljes magyar mintára nézve az illeszkedési mutatók elérték az elvárt értékeket (lásd 2. táblázat). A két háromfaktoros modell esetén a modellfaktorok korrelációja hatékonyabb illeszkedési mutatókat eredményezett (1. ábra). Fontos kiemelni továbbá, hogy egyes illeszkedési mutatók a férfiak és csapatsportolók almintáiban gyengének bizonyultak.
A SAS-2 faktorszerkezete, faktortöltése és korrelációja
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 2025; 10.1556/0016.2024.00062
Érvényesség – konvergens validitás
A SAS-2 skálái, valamint a sportmotiváció és az önbizalom közötti kapcsolatot Pearson-féle korrelációs vizsgálattal elemeztük. Szignifikáns, pozitív irányú gyenge kapcsolatokat találtunk a Szomatikus szorongás és a Koncentráció zavarai, valamint a TEOSQ skála Ego skálája között (3. táblázat). Szignifikáns, de értékében elhanyagolható kapcsolat jelent meg a Kognitív szorongás és az Ego skála, valamint a Koncentráció zavarai és az önbizalom skála Önszabályozás skálája között.
SAS-2, TEOSQ és SSCQ skálák közötti kapcsolat
| SAS-2 | TEOSQ | SSCQ | |||||
| Szomatikus | Negatív g. | Koncentráció | Ego | Task | Teljesítmény | ||
| SAS-2 | Negatív g. | 0,58* | |||||
| Koncentráció | 0,59* | 0,58* | |||||
| TEOSQ | Ego | 0,22* | 0,18* | 0,20* | |||
| Feladatcél | 0,05 | 0,07 | –0,04 | 0,10 | |||
| SSCQ | Teljesítmény | 0,06 | 0,03 | –0,08 | 0,39* | 0,25* | |
| Önszabályozás | 0,01 | –0,08 | –0,16* | 0,14* | 0,34* | 0,59* | |
Megjegyzés: *p < 0,01.
Megbeszélés és következtetés
A sportolói szorongás, különösen az állapotszorongás vizsgálata komoly múltra tekint vissza. Vizsgálatunk célja egy új mérőeszköz, a Sportolói Szorongás Skála-2 magyar változatának elkészítése volt, hogy így elérhetővé tegyük a hazai szakemberek számára is.
A nemzetközi kutatásoknak megfelelően a megerősítő faktoranalízis során a skála egydimenziós modelljének nem, de a háromdimenziós modelljének illeszkedési mutatói megfelelőnek bizonyultak (Hashim és mtsai, 2017; Silva-Rocha, de Sousa és Osório, 2019; Tomczak és mtsai, 2022; Van Biesen és mtsai, 2020). Az eredmény felhívja a figyelmet az állapotszorongás multidimenziós természetére (Martens és mtsai, 1990), amely megjelenhet mind szomatikus, mind kognitív szinten is. Izgalmas kitekintés, hogy az állapotszorongás kognitív ágense a skálában kettéválik, és ez alapján megkülönböztethetjük annak a gondolatokra irányuló tényezőjét (Negatív gondolatok) és a figyelmet befolyásoló oldalát is (Koncentráció zavarai). A korábbi és sportkörnyezetben gyakran használt mérőeszköz (CSAI-2) nem tesz különbséget a kognitív ágens két jellemzője között, mindeközben a nemzetközi szakirodalomban egyre nagyobb szerepet kap a téthelyzetben fellépő figyelmi változások szerepe és problémái. A szorongás és a sportteljesítmény kapcsolatában gyakran előforduló probléma a nyomás alatt visszaeső teljesítmény (choking) jelensége, amikor is a stressz hatására a megnövekedett szorongás teljesítmény-visszaeséshez vezethet (Hill, Hanton, Matthews és Fleming, 2010; Marquardt, 2009). Ebben az állapotban a sportolók fókusza megváltozhat. Míg egyes elméletek szerint a figyelem iránya befelé fordulhat (befelé fordulás – turning toward), így figyelmen kívül hagyva a releváns külső ingereket, addig más elméletek szerint a figyelem iránya eltolódhat, elfordulhat a releváns ingerektől a verseny szempontjából nem relevánsak felé (elfordulás – turning away) (Gray, 2020; Hill és mtsai, 2010). Mindkét nézőpontban közös, hogy a feladat végrehajtásához szükséges fókusz mértéke túlzottan alacsonnyá válik, mivel a munkamemóriát túlságosan leterhelik a zavaró vagy érzelmileg terhelő tényezők. Az esetleges teljesítmény-visszaesés mögött álló lehetséges okok feltérképezéséhez fontos adalék lehet a Koncentráció problémák skála, amellyel felmérhetővé válhatnak a sportoló észlelt figyelmi zavarai, azzal a megkötéssel, hogy nem ad pontos választ arra a kérdésre, hogy a figyelem iránya milyen módon változik a szorongás hatására.
Kutatásunkban a nemzetközi vizsgálatok eredményeinek megfelelően (Madrigal és mtsai, 2018; Smith és mtsai, 2006) kapcsolatot találtunk a viszonyítási célok (egoorientáció) és a SAS-2 skálái között. Több sportpszichológiai vizsgálat is felhívja a figyelmet a viszonyító célok lehetséges káros következményeire, mint például a teljesítményszorongás (O’Rourke, Smith, Smoll és Cumming, 2011), rossz hangulat, valamint maladaptív megküzdési stratégiák (Keegan, 2019), alacsony sportolói önértékelés és énkép (Reinboth és Duda, 2004) vagy akár a korai lemorzsolódás (Scanlan és Lewthwaite, 1984). Éppen ezért hívják fel a kutatók a figyelmet a megfelelő motivációs klíma megteremtésének szerepére és fontosságára, nemcsak az utánpótlássport (Duda és Appleton, 2016; Harwood és mtsai, 2015), hanem a felnőtt versenysport (Keegan és mtsai, 2014) területén is.
Korábbi kutatásoktól eltérően (Hashim és mtsai, 2017; Madrigal és mtsai, 2018; Smith és mtsai, 2006; Silva-Rocha, de Sousa és Osório, 2019) nem találtunk kapcsolatot az önbizalom és a SAS-2 skálái között. Az önbizalom egy multidimenzionális konstruktum, definíciója alapján egy olyan meggyőződés, amely arra vonatkozik, hogy az egyén képes elérni a sikert, vagy bízik egy feladat sikeres végrehajtásában és amelynek minőségére és mértékére jelentős hatást gyakorolnak a külső tényezők (Vealey és Chase, 2008; Weinberg és Gould, 2019). Egy brit vizsgálat (Beattie, Hardy és Woodman, 2004) eredményei szerint nem az határozta meg a sportolók állapotszorongásának mértékét, hogy a verseny előtt milyennek észlelték az önbizalmukat, hanem sokkal inkább az, hogy mekkora volt az eltérés a vágyott önbizalom mértéke és aközött az „önbizalomhiányos” állapot között, amitől féltek, tartottak. A stabil és magas állapot-önbizalom előfeltétele többek között a korábbi eredményesség vagy siker megtapasztalása, illetve a behelyettesítő tapasztalatok megléte, amely feltételezi, hogy fiatal vagy korosztályt átlépő sportolók, illetve rutin hiányában a versenyző önbizalma téthelyzet előtt nem lesz „tökéletes” (Vealey és Chase, 2008), ami feltételezné, hogy az állapotszorongásuk mértéke magasabb lesz. Bár a szorongás és az önbizalom kapcsolata is sok kérdést vet fel, még megosztóbb a szorongás és önbizalom kapcsolata a versenyteljesítmény viszonylatában. Hanin IZOF (1995) elmélete szerint az egyéni különbségeknek fontos szerepük van a szorongás hatásában – azaz nem minden sportoló számára lesz negatív, debilizáló a magasabb arousal. Másrészt meg kell itt említeni az észlelés szerepét is (Jones, Swain és Hardy, 1993) – lesz olyan sportoló, aki számára az arousal észlelt magasabb értéke pozitív asszociációkkal bírhat, ami facilitálhatja a teljesítményét. Bár a SAS-2H kérdőív skálái között nem jelenik meg az állapot-önbizalom (szemben a korábban említett CSAI-2-vel), az adott konstruktum hiánya egyaránt betudható a mérőeszköz gyengeségének, valamint az állapotszorongáshoz kapcsolódó elméletek fejlődésére utaló jelként. Fontos kutatási irányt mutat annak feltérképezése, hogy az állapot-önbizalom milyen mértékben lehet független az állapotszorongástól, és milyen egyéb változók határozhatják meg a magabiztosság pillanatnyi érzetét.
Az önkitöltős kérdőívek sajátosságai miatt fontos megemlíteni a kutatás limitációjaként a szociális megfelelési torzítás hatását, így a jövőben érdemes lehet a vizsgálatot egy ezt mérő skálával kiegészíteni. További hiányosság, hogy bár a nemzetközi vizsgálat rámutatott a kérdőív időbeli stabilitására, jelen vizsgálatunkban a teszt-reteszt ellenőrzése nem történt meg. Fontos megemlíteni, hogy a férfiak és a csapatsportágakat gyakorlók mintáiban a kérdőív illeszkedési mutatói gyengének bizonyultak, emiatt további vizsgálatokra sarkallnak. Vizsgálatunk egyik legfontosabb korlátja, hogy a kérdőív női sportolók és egyéni sportág gyakorlói között használatható megbízhatóan. Bár a kérdőív kialakítása során a szerzők törekedtek egy olyan mérőeszköz megteremtésére, amely utánpótlás-korosztályoknál is hatékonyan alkalmazható, vizsgálatunk mintájában főként felnőtt sportolók szerepeltek. További kutatás szükséges utánpótlás korosztályú sportolók mintájában. Fontos megemlíteni, hogy a kérdőív diagnosztikai célra jelen formájában nem alkalmazható. További vizsgálatok szükségesek, hogy meghatározzuk a skálákhoz köthető sztenderdeket, amelyek eltérhetnek különböző változók mentén (pl. korosztály, nem).
Összességében a kérdőív jól alkalmazhatónak bizonyult, és megfelelő megbízhatósággal rendelkezik a belső konzisztencia érték mentén. Az új magyar változat tovább gazdagítja a sportpszichológia mind kutatási, mind gyakorlati szegmensét. Segítheti a versenysport területén dolgozó pszichológus szakemberek munkáját, továbbá hozzájárulhat többek között a sportolók, edzők és sportban dolgozó szakemberek pszichoedukációjához, amely a verseny előtti állapotszorongás dinamikájára és jellemzőire vonatkozik.
Irodalom
Arent, S. M., & Landers, D. M. (2003). Arousal, anxiety, and performance: A reexamination of the inverted-U hypothesis. Research Quarterly for Exercise and Sport, 74(4), 436–444.
Banville, D., Desrosiers, P., & Genet-Volet, Y. (2000). Translating questionnaires and inventories using a cross-cultural translation technique. Journal of Teaching in Physical Education, 19(3), 374–387.
Beattie, S., Hardy, L., & Woodman, T. (2004). Precompetition self-confidence: The role of the self. Journal of Sport & Exercise Psychology, 26(3), 427–441.
Cho, S., Choi, H., Eklund, R. C., & Paek, I. (2018). Validation and reliability of the Korean version of the sport anxiety scale-2. Journal of Human Kinetics, 61, 217–225.
Correia, M. E., & Rosado, A. (2018). Fear of failure and anxiety in sport. Análise Psicológica, 36(1), 75–86.
Dorogi, L. (2012). A fogyatékos személyek teljesítménysportja és annak hatása a sport különböző színtereire. Semmelweis Egyetem Nevelés- és Sporttudományi Doktori Iskola.
Duda, J. L., & Nicholls, J. G. (1992). Dimensions of achievement motivation in schoolwork and sport. Journal of Educational Psychology, 84(3), 290–299. https://doi.org/10.1037/0022-0663.84.3.290.
Duda, J. L., & Appleton, P. R. (2016). Empowering and disempowering coaching climates: Conceptualization, measurement considerations, and intervention implications. Sport and Exercise Psychology Research, 373–388.
Edwards, T., Hardy, L., Kingston, K., & Gould, D. (2002). A qualitative analysis of catastrophic performances and the associated thoughts, feelings, and emotions. The Sport Psychologist, 16(1), 1–19.
Eysenck, M. W., Derakshan, N., Santos, R., & Calvo, M. G. (2007). Anxiety and cognitive performance: Attentional control theory. Emotion, 7(2), 336–353.
Frame, M. C., & Reichin, S. (2019). Emotion and sport performance: Stress, anxiety, arousal, and choking. In M. H. Anshel, T. A. Petrie, & J. A. Steinfeldt (Eds.), APA Handbook of sport and exercise psychology (Vol.1, pp. 219–243). American Psychological Association. Sport psychology.
Gray, R. (2020). Attentional theories of choking under pressure revisited. In G. Tenenbaum, & R. C. Eklund (Eds.), Handbook of sport psychology (pp. 595–610). John Wiley & Sons, Inc.
Hanin, Y. L. (1995). Individual zones of optimal functioning (IZOF) model: An idiographic approach to performance anxiety. In K. Henschen, & W. Straub (Eds.), Sport psychology: An analysis of athlete behaviour (pp. 103–119). Longmeadow, MA: Movement Publications.
Hardy, L., & Parfitt, G. (1991). A catastrophe model of anxiety and performance. British Journal of Psychology, 82(2), 163–178.
Harwood, C. G., Keegan, R. J., Smith, J. M., & Raine, A. S. (2015). A systematic review of the intrapersonal correlates of motivational climate perceptions in sport and physical activity. Psychology of Sport and Exercise, 18, 9–25.
Hashim, H. A., Shaharuddin, S. S., Hamidan, S., & Grove, J. R. (2017). A multisample analysis of psychometric properties for the Malaysian adapted Sport Anxiety Scale-2 among youth athletes. Psychological Reports, 120(1), 141–157.
Hill, D. M., Hanton, S., Matthews, N., & Fleming, S. (2010). Choking in sport: A review. International Review of Sport and Exercise Psychology, 3(1), 24–39.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cut-off criteria for indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modelling, 6, 1–55.
Jones, G., Swain, A., & Hardy, L. (1993). Intensity and direction dimensions of competitive state anxiety and relationships with performance. Journal of Sports Sciences, 11(6), 525–532.
Keegan, R. (2019). Achievement goals in sport and physical activity. In T. S. Horn, & A. L. Smith (Eds.), Advances in sport and exercise psychology (pp. 265–287). Human Kinetics.
Keegan, R. J., Harwood, C. G., Spray, C. M., & Lavallee, D. (2014). A qualitative investigation of the motivational climate in elite sport. Psychology of Sport and Exercise, 15(1), 97–107. https://doi.org/10.1016/j.psychsport.2013.10.006.
Kim, H. Y. (2013). Statistical notes for clinical researchers: Assessing normal distribution (2) using skewness and kurtosis. Restorative Dentistry & Endodontics, 38(1), 52–54.
Květon, P., Jelínek, M., & Burešová, I. (2022). Psychometric properties of the sport multidimensional perfectionism scale-2 in Czech adolescent athletes: An exploratory approach. SAGE Open, 12(3), 21582440221109581.
Li, S., Tang, C., Guo, C., & Bu, T. (2023). Psychometric properties of the sport anxiety scale-2 for Chinese adolescent athletes taking the national sports college entrance examination. Frontiers in Pediatrics, 11, 1161842.
Madrigal, L. A., Roma, V., Caze, T., Maerlender, A., & Hope, D. (2018). Factor structure and gender invariance testing for the Sport Anxiety Scale-2 (SAS-2). Journal of Clinical Sport Psychology, 12(2), 201–217.
Marquardt, C. (2009). The vicious circle involved in the development of the yips. International Journal of Sports Science & Coaching, 4(1), 67–88.
Martens, R. (1997). The sport competition anxiety test. Champaign, IL: Human Kinetics.
Martens, R., Burton, D., Vealey, R. S., Bump, L. A., & Smith, D. E. (1990). Development and validation of the competitive state anxiety inventory-2. In R. Martens, R. S. Vealey, & D. Burton (Eds.), Competitive anxiety in sport (pp. 117–190). Champaign, IL: Human Kinetics.
Németh, E. (2014). Küzdősportolók edzettségi állapotának csoportos és individuális diagnosztikai jellemzése. Testnevelési Egyetem Sporttudományok Doktori Iskola.
O’Rourke, D. J., Smith, R. E., Smoll, F. L., & Cumming, S. P. (2011). Trait anxiety in young athletes as a function of parental pressure and motivational climate: Is parental pressure always harmful? Journal of Applied Sport Psychology, 23(4), 398–412.
Putra, M. F. P., Guntoro, T., Wandik, Y., Ita, S., Sinaga, E., Hidayat, R., … Rahayu, A. (2021). Psychometric properties at Indonesian version of the sport anxiety scale-2: Testing on elite athletes of Papua, Indonesian. International Journal of Human Movement and Sports Sciences, 9(6), 1477–1485.
Ramis Laloux, Y., Viladrich Segués, M. C., Sousa, C. D. P. D., & Jannes, C. (2015). Exploring the factorial structure of the Sport Anxiety Scale-2: Invariance across language, gender, age and type of sport. Psicothema, 27(2), 174–181.
Reinboth, M., & Duda, J. L. (2004). The motivational climate, perceived ability, and athletes’ psychological and physical well-being. The Sport Psychologist, 18(3), 237–251.
Ruiz, M. C., Raglin, J. S., & Hanin, Y. L. (2017). The individual zones of optimal functioning (IZOF) model (1978–2014): Historical overview of its development and use. International Journal of Sport and Exercise Psychology, 15(1), 41–63.
Scanlan, T. K., & Lewthwaite, R. (1984). Social psychological aspects of competition for male youth sport participants: I. Predictors of competitive stress. Journal of Sport & Exercise Psychology, 6(2), 208–226.
Silva-Rocha, V. V., de Sousa, D. A., & Osório, F. L. (2019). Psychometric properties of the Brazilian version of the sport anxiety scale-2. Frontiers in Psychology, 10, 806.
Smith, R. E., Smoll, F. L., Cumming, S. P., & Grossbard, J. R. (2006). Measurement of multidimensional sport performance anxiety in children and adults: The Sport Anxiety Scale-2. Journal of Sport & Exercise Psychology, 28(4), 479–501.
Smith, R. E., Smoll, F. L., & Schutz, R. W. (1990). Measurement and correlates of sport-specific cognitive and somatic trait anxiety: The sport anxiety scale. Anxiety Research, 2(4), 263–280.
Spielberger, C. D. (1972). Anxiety as an emotional state. In C. D. Spielberger (Ed.), Anxiety: Current trends in theory and research (Vol. 1, pp. 23–49). New York: Academic Press.
Tomczak, M., Kleka, P., Walczak, A., Bojkowski, Ł., Gracz, J., & Walczak, M. (2022). Validation of Sport Anxiety Scale-2 (SAS-2) among Polish athletes and the relationship between anxiety and goal orientation in sport. Scientific Reports, 12(1), 1–11.
Van Biesen, D., Marin‐Urquiza, A., McCulloch, K., & Van Damme, T. (2020). Comparison of sport competitive anxiety levels of flemish athletes with and without intellectual disability. Journal of Applied Research in Intellectual Disabilities, 34(2), 516–524.
Vealey, R. S. (1986). Conceptualization of sport-confidence and competitive orientation: Preliminary investigation and instrument development. Journal of Sport Psychology, 8(3), 221–246.
Vealey, R. S., & Chase, M. A. (2008). Self-confidence in sport. In T. S. Horn (Ed.), Advances in sport psychology (pp. 68–97). Human Kinetics. 430–435.
Weinberg, R. S., & Gould, D. (2019). Foundations of sport and exercise psychology (7th ed.). Human Kinetics.
Yerkes, R. M., & Dodson, J. D. (1908). The relation of strength of stimulus to rapidity of habit formation. Journal of Comparative Neurology & Psychology, 18, 459–482.
Melléklet
SAS-2
A sportolásra adott reakciók
Kérjük, olvassa el az egyes kérdéseket, ezután karikázza be azt a számot, amelyik a legjobban jellemzi azt, hogy ÁLTALÁBAN hogyan érzi magát téthelyzet előtt vagy közben.
Nincsenek helyes vagy helytelen válaszok, kérjük, legyen olyan őszinte, amennyire csak tud.
Verseny előtt vagy alatt…
| Egyáltalán nem | Kicsit | Eléggé | Nagyon | |
| 1. Nehéz a feladatra/játékra koncentrálni. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 2. A testem feszült. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 3. Aggódom, hogy nem fogok jól játszani/teljesíteni. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 4. Számomra nehéz arra koncentrálni, amit tennem kell. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 5. Félek attól, hogy csalódást okozok. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 6. Görcsbe rándul a gyomrom. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 7. Megtörik a figyelmem a mérkőzés/verseny alatt. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 8. Aggódom amiatt, hogy nem a legjobb formámat fogom nyújtani. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 9. Aggódom amiatt, hogy rosszul fogok játszani/teljesíteni. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 10. Remegnek az izmaim. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 11. Aggódom, hogy elszúrom a versenyt. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 12. Fáj a gyomrom. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 13. Nem tudok tisztán gondolkodni a verseny alatt. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 14. Az izmaim azért feszülnek, mert ideges vagyok. | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 15. Nehezen tudok arra koncentrálni, amit az edzőm mond nekem. | 1 | 2 | 3 | 4 |
Kiértékelés:
A skálaképzés a hozzájuk tartozó tételek összeadásával történik. Nincs fordított tétel.
Szomatikus: 2, 6, 10, 12, 14
Kognitív: 3, 5, 8, 9, 11
Koncentráció zavarai: 1, 4, 7, 13, 15
