疲劳既是一种生理现象，又是一种心理现象，通常被分为躯体疲劳和脑力疲劳。前者主要表现为躯体上的症状，而后者主要表现为精神神经疲劳^[1]。军人是一个相对特殊的职业，复杂的工作环境和高强度的训练导致官兵相较普通人有着更高的疲劳发生率^[2]。有研究证明，军人处于疲劳或疲劳未完全恢复的状态会增加发生认知能力下降的频率，加快认知能力下降的速度^[3]，是导致军事事故发生的常见因素^[4]。

心理控制源是个体对自己在活动中成功与失败的归因倾向，对个体个性特征具有预测作用^[5]。此外，心理控制源还通过影响个性特征进一步影响个体行为和情绪。徐朝艳等^[6]基于急诊科护士群体的研究发现，外控性越高的个体疲劳水平越高。在运动员群体中，外控性与心理疲劳也被证实具有正相关性^[7]。

心理弹性是指在压力情景下，心理和行为上继续保持良好的适应能力^[8]。军人的心理弹性直接影响其在经受重大打击后恢复战斗力的能力。一项基于海军官兵的研究证明，高心理弹性的军人疲劳程度较低^[9]。李永占^[10]研究发现高内控者相比于高外控者表现出更好的心理弹性。目前国内少有关于军人群体心理控制源和疲劳关系的报道。本研究以军人群体为研究对象，探讨心理控制源和疲劳之间的关系，以及心理弹性在其中所起的作用。

采取整群随机抽样方法，对某陆军部队和某海军部队共553名官兵进行问卷调查，回收有效问卷532份，问卷有效回收率为96.2%。532名研究对象中男454人、女78人，年龄(20.50±3.70)岁，独生与非独生子女分别有171人、361人，高中及以下学历和大学及以上学历分别有263人、269人，入伍前户籍在农村和城市的分别为383人、149人，有469人原生家庭结构完整、63人原生家庭结构不完整。

自编人口学信息调查表，主要收集资料包括性别、年龄、是否为独生子女、受教育程度、入伍前户籍和家庭成员情况等。

该量表共24个条目，包含内控性(I)、有势力的他人(P)和机遇(C)3个分量表。内控性量表测量被试相信自己能够驾驭生活的程度，有势力的他人量表测量被试是否相信自己生活中的事件由他人所控制，机遇量表测量被试对机遇影响自己生活与事件结果的相信程度。每个分量表包括8个条目，采用7分制评分，从-3分(很不同意)到3分(很同意)。为抵消负分，计算分量表总分时加上24分，因此每个分量表总分的范围是0~48分。本研究中内控性量表采用反向计分，分数越高表示内控性越低；其余2个分量表的分数越高表示外控性越高。依据本研究样本得出的各分量表内部一致性信度分别为0.805、0.882和0.904。

该量表由25个条目组成，包含坚韧、力量和乐观3个维度。每个条目采用Likert 5级评分法计0分(从不)~4分(几乎总是)。得分越高表示个体的心理弹性越好。该量表的信效度很好，依据本研究样本计算出的内部一致性信度为0.960。

该量表共14个条目，包括躯体疲劳和脑力疲劳2个维度，被试根据自身情况选择“是”或“否”。“是”计1分，“否”计0分，第10、13、14条目为反向计分。第1~8条目分值相加为躯体疲劳得分，第9~14条目分值相加为脑力疲劳得分。疲劳总分为躯体疲劳与脑力疲劳得分之和。该量表信效度良好，依据本研究样本计算出的内部一致性信度为0.763。

应用SPSS 21.0和AMOS 23.0软件进行统计学分析。采用单因素方差分析对不同人口学变量被试的心理控制源、心理弹性和疲劳得分的差异进行比较；根据被试心理控制源各分量表的得分，采用四分位数分割法，取前25%和后25%分别设为高、低组。通过独立样本t检验比较高、低心理控制源军人的疲劳差异；采用Pearson积差相关和多元逐步回归分析研究变量间的关系，并通过构建结构方程模型和偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法检验变量间的中介效应。检验水准(α)为0.05。

变量的描述性统计结果见表 1，男性有势力的他人得分和疲劳总分均低于女性(P < 0.05或P < 0.01)；受教育程度为高中及以下的官兵的内控性得分高于受教育程度为大学及以上的官兵(P < 0.05)，但有势力的他人和机遇得分低于受教育程度为大学及以上的官兵(P均 < 0.01)；原生家庭结构完整的官兵心理弹性得分高于原生家庭结构不完整的官兵(P < 0.01)。

表 1 (Tab 1)

表 1 不同人口学信息的军人心理控制源、心理弹性和疲劳的描述性统计  x±s 人口学信息 n 内控性得分 有势力的他人得分 机遇得分 心理弹性得分 疲劳总分 性别   男 454 18.022±9.032 11.974±8.670 11.073±8.930 71.401±17.548 3.386±2.752   女 78 16.871±5.894 14.539±8.079* 11.987±7.952 68.987±15.849 4.397±2.774** 是否为独生子女   是 171 17.673±8.730 12.906±8.815 11.544±9.190 71.456±16.401 3.573±2.888   否 361 17.939±8.620 12.085±8.536 11.047±8.606 70.853±17.752 3.515±2.725 受教育程度   高中及以下 263 18.722±9.636 11.274±8.313 10.004±8.197 70.574±18.494 3.297±2.659   大学及以上 269 17.004±7.480△ 13.402±8.812△△ 12.383±9.202△△ 71.509±16.102 3.766±2.872 入伍前户籍   农村 383 17.953±8.806 11.956±8.693 11.055±8.910 71.172±17.219 3.535±2.720   城市 149 17.597±8.252 13.362±8.398 11.597±8.499 70.725±17.617 3.530±2.926 原生家庭结构   完整 469 17.629±8.614 12.126±8.637 11.096±8.802 71.770±17.168 3.505±2.762   不完整 63 19.524±8.788 14.016±8.427 12.032±8.749 65.667±17.603▲▲ 3.746±2.896 *P < 0.05，**P < 0.01与性别为男性组比较；△P < 0.05，△△P < 0.01与受教育程度为高中及以下组比较；▲▲P < 0.01与原生家庭结构完整组比较.

表 1 不同人口学信息的军人心理控制源、心理弹性和疲劳的描述性统计

由表 2可见，心理控制源各维度得分高、低组在疲劳总分上的差异均有统计学意义(P均 < 0.01)，其中高内控性组脑力疲劳得分低于低内控性组(P < 0.01)，高有势力的他人组的躯体疲劳和脑力疲劳得分均高于低有势力的他人组(P < 0.01或P < 0.05)，高机遇组的躯体疲劳和脑力疲劳得分均高于低机遇组(P均 < 0.01)。上述结果说明相同条件下，低内控性、高有势力的他人、高机遇的官兵更容易疲劳。

表 2 (Tab 2)

表 2 高、低心理控制源军人疲劳水平的比较  x±s 变量a n 躯体疲劳得分 脑力疲劳得分 疲劳总分 内控性   高 141 1.936±2.004 0.993±1.168 2.929±2.587   低 143 2.364±2.381 1.594±1.380** 3.958±2.838** 有势力的他人   高 146 3.466±2.253 1.555±1.495 5.021±2.968   低 150 1.193±1.769△△ 1.200±1.164△ 2.393±2.062△△ 机遇   高 137 3.475±2.301 1.620±1.436 5.095±3.082   低 152 1.211±1.721▲▲ 1.033±1.142▲▲ 2.243±1.973▲▲ a：采用四分位数分割法，取前25%和后25%分别设为高、低组. *P < 0.05，**P < 0.01与高内控性组比较；△P < 0.05，△△P < 0.01与高有势力的他人组比较；▲▲P < 0.01与高机遇组比较.

表 2 高、低心理控制源军人疲劳水平的比较

由表 3可见，除内控性得分与躯体疲劳得分的相关性无统计学意义(P > 0.05)外，心理控制源各维度得分、心理弹性各维度得分、疲劳各维度得分之间均两两相关(P均 < 0.01)。内控性得分与心理弹性各维度得分呈负相关、与脑力疲劳得分呈正相关，由于在本研究中内控性得分越高代表内控性越低，因此内控性与心理弹性呈正相关、与脑力疲劳呈负相关；有势力的他人和机遇与心理弹性呈负相关、与疲劳呈正相关。

表 3 (Tab 3)

表 3 军人心理控制源、心理弹性和疲劳的相关性分析  r 变量 内控性 有势力的他人 机遇 乐观 力量 坚韧 躯体疲劳 脑力疲劳 内控性 1 有势力的他人 -0.238** 1 机遇 -0.189** 0.842** 1 乐观 -0.199** -0.295** -0.264** 1 力量 -0.270** -0.264** -0.233** 0.830** 1 坚韧 -0.254** -0.333** -0.315** 0.769** 0.878** 1 躯体疲劳 0.022 0.396** 0.414** -0.257** -0.245** -0.287** 1 脑力疲劳 0.143** 0.150** 0.188** -0.179** -0.204** -0.213** 0.190** 1 **P < 0.01.

表 3 军人心理控制源、心理弹性和疲劳的相关性分析

以心理控制源为自变量、心理弹性为因变量进行多元回归分析(F=46.120，P < 0.001)，结果如表 4所示，心理控制源可解释心理弹性的22.3%，机遇对心理弹性的回归系数无统计学意义(P > 0.05)。以心理控制源和心理弹性为自变量、疲劳为因变量进行多元逐步回归分析，结果如表 5所示，所有变量均进入回归方程(F=46.120，P < 0.001)，可共同解释军人疲劳的22.8%。

表 4 (Tab 4)

表 4 心理控制源对心理弹性的多元回归分析 自变量 B 标准误 β t值 P值 R2 调整后R2 ΔR2 内控性 -0.718 -0.079 -0.359 -9.102 < 0.001 0.227 0.223 0.227 有势力的他人 -0.693 0.144 0.108 -4.805 < 0.001 机遇 -0.145 0.140 0.300 -1.034 0.302 B：回归系数；β：标准化回归系数；R2：决定系数.

表 4 心理控制源对心理弹性的多元回归分析

表 5 (Tab 5)

表 5 心理控制源、心理弹性和疲劳的多元逐步回归分析 分层 自变量 B 标准误 β t值 P值 R2 调整后R2 ΔR2 第一层 内控性 0.059 0.013 0.184 4.621 < 0.001 0.211 0.206 0.211 有势力的他人 0.054 0.023 0.167 2.302 0.022 机遇 0.099 0.023 0.312 4.351 < 0.001 第二层 心理弹性 -0.028 0.007 -0.172 -3.966 < 0.001 0.234 0.228 0.023 B：回归系数；β：标准化回归系数；R2：决定系数.

表 5 心理控制源、心理弹性和疲劳的多元逐步回归分析

根据前述分析，本研究做出假设：(1)心理控制源直接影响疲劳；(2)心理弹性直接影响疲劳；(3)心理弹性在心理控制源和疲劳间起中介作用。因心理控制源中机遇维度对心理弹性的回归系数没有统计学意义，因此在后面的分析中删去了心理控制源的机遇维度。基于假设，构建了以心理控制源为自变量、心理弹性为中介变量、疲劳为因变量的结构方程模型(M1)，模型结果见图 1。在测量模型中，心理弹性的观测变量在其潜变量上的标准化载荷均在0.86以上，对潜变量进行了充分有效的测量。采用最大似然法(maximum likelihood)对模型拟合进行估计，模型拟合指数分别为χ²/df =4.888，拟合优度指数=0.983，调整拟合优度指数=0.940，规范拟合指数=0.983，相对拟合指数=0.957，增值拟合指数=0.986，Tucker-Lewis系数=0.966，比较拟合指数=0.986，近似均方根误差=0.086，均达到测量学标准，数据与模型拟合较好。

图 1 军人心理控制源、心理弹性和疲劳的关系模型 图中数据均为标准化路径系数.

通过采用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法对心理弹性的中介效应进行检验，从原始数据中随机抽取2 000个Bootstrap样本并计算其95% CI。结果如表 6所示，从心理控制源到疲劳的总中介效应95% CI为0.056~0.222，不包含0，说明心理弹性的中介效应有统计学意义。并且2条子路径的95% CI也不包含0，即心理弹性在内控性-疲劳和有势力的他人-疲劳2条路径中的中介效应均有统计学意义。心理控制源对疲劳的总效应为0.62，模型引入心理弹性后直接效应为0.48，心理弹性的中介效应(间接效应)为0.14，效果量为中介效应占总效应的比例，心理弹性在内控性-疲劳和有势力的他人-疲劳这2条路径中的效果量均为11.29%，即心理弹性总的效果量为22.58%。

表 6 (Tab 6)

表 6 心理弹性在军人心理控制源和疲劳间的中介效应与效果量 项目 效应值 95% 置信区间 效果量/% 直接效应 0.48 (0.314, 0.663) 77.42   内控性-疲劳 0.12 (0.044, 0.203) 19.35   有势力的他人-疲劳 0.36 (0.270, 0.460) 58.06 中介效应 0.14 (0.056, 0.222) 22.58   内控性-心理弹性-疲劳 0.07 (0.026, 0.108) 11.29   有势力的他人-心理弹性-疲劳 0.07 (0.030, 0.114) 11.29 总效应 0.62 (0.370, 0.885)

表 6 心理弹性在军人心理控制源和疲劳间的中介效应与效果量

由于部队特殊的生活环境、严格的管理方式、高强度的军事训练和高风险的作业任务，疲劳在军人群体中十分常见。疲劳与多种因素有关^[14]，分析与疲劳有关的因素及其作用机制有助于制订针对性的干预策略，对改善军人疲劳状况和训练质量有重要意义。

本研究结果显示，女军人比男军人更相信自己的生活会受他人的控制，也更易产生疲劳，这与既往研究结果^[15-16]一致。本研究还发现，原生家庭结构完整的军人表现出较好的心理弹性。有研究结果显示，不完整家庭的子女在遇到困难时更倾向于采用不良应对方式，缺乏自信并体验较多负性情绪^[17]。这些均可能导致原生家庭结构不完整的军人表现出较低的心理弹性水平。有趣的是，本研究结果显示，受教育程度较高的官兵同时表现出较高的内控性和较高的外控性，这提示受教育程度较高的军人不但相信自己的能力和努力，也相信上级的领导和命运与机遇。

本研究结果显示个体外控性越高、内控性越低，则官兵越倾向出现疲劳反应。这与既往对不同群体的研究结果^[6-7]相吻合。偏内控的人认为个人能否取得成功取决于个体人格、能力和努力等，而偏外控的人认为个人的命运主要由有势力的他人和机遇等外界因素决定^[6]。同时通过对部分官兵个案访谈也发现，在军队作业任务中，偏内控的官兵相信可以通过自身的努力和能力打破现状，提升自我，因此他们有着较强的工作热情，工作中不易疲劳。相比之下，偏外控者在面对紧急情况时深感无能为力，往往采取消极应对，工作中易倦怠和疲劳^[9]。本研究还发现个体内控性越高，其心理弹性越好，这与崔浩澜和张连成^[7]的研究结果相吻合。内控性的个体在面对挫折时相信通过自身努力和能力可以改变现状，积极寻找途径使个体重回健康水平。此外，心理弹性越高的个体在疲劳上的得分越低。心理弹性高的个体对环境表现出更高的适应性和更强的抗压性，因而不易出现疲劳症状^[9]。

心理控制源对心理弹性的多元回归分析结果显示，机遇维度的回归系数没有统计学意义，这可能是因为机遇与有势力的他人之间存在多重共线性。多元分层回归分析表明，心理控制源和心理弹性可解释官兵疲劳变异的22.8%。

本研究通过构建结构方程模型探讨了心理控制源、心理弹性和疲劳间的关系，发现内控性和外控性均可直接影响官兵疲劳，也可通过心理弹性对官兵疲劳产生间接影响，提示可以通过训练心理弹性干预偏外控性官兵的疲劳情况。心理弹性是一种动态的变化过程，其一方面受个人先天因素影响，另一方面也与后天训练有关。左昕等^[18]研究表明对海军艇员进行心理弹性训练可以有效降低疲劳。有效的心理弹性训练从认知、情感、精神和行为入手，可以增强个体对情绪的管理能力、问题解决能力和自我意识等^[19]。

综上所述，心理控制源不仅直接影响军人的疲劳程度，还通过心理弹性间接影响疲劳水平。在日常工作生活和执行军事任务时，应重点关注偏外控性官兵的疲劳程度，并有针对性地进行心理弹性训练，降低其疲劳程度，提高军事作业效能。