Choking nel tiro con l'arco: studio Diotaiuti 2021

Centoquindici arcieri agonisti tesserati nel Lazio, settantadue uomini e quarantatré donne, dai dieci ai settantaquattro anni con una media di trentanove, hanno riempito un questionario in giugno e luglio del 2019. Niente frecce, niente punteggi: si misurano con strumenti standard l'autocoscienza, l'ansia sportiva nelle sue tre componenti, lo stile di adattamento allo stress e il decentramento, cioè la capacità di prendere distanza dai propri pensieri, e si chiede quante volte si sia andati in crisi negli ultimi sei mesi.

Il modello che ne esce ha una forma chiara. Ansia somatica, ansia sociale e difficoltà di concentrazione alimentano insieme il rimuginio, che l'articolo chiama pre-occupazione, e lo spiegano bene, al 63,8 per cento. Lo stile di adattamento media quel passaggio: chi di fronte allo stress si rimette al compito rimugina molto meno, chi usa strategie di controllo emotivo pure, in misura minore. Il rimuginio prevede poi la frequenza delle crisi, mentre il decentramento e il sostegno percepito dall'allenatore vanno nella direzione opposta.

Sul risultato finale, però, i numeri sono modesti e vanno letti per quello che sono. Il modello che prevede la frequenza delle crisi mettendo insieme rimuginio, sostegno dell'allenatore e decentramento spiega il 19,3 per cento della varianza, il 17,2 corretto: quattro quinti di quella frequenza restano fuori. Il decentramento, che il riassunto dice capace di limitare fortemente le crisi, pesa per il 4,7 per cento della varianza.

C'è poi una cosa da sapere sulla variabile principale. La frequenza delle crisi dichiarate va da un minimo di uno a un massimo di sette, con una media di 3,08: non esiste un arciere con zero. Quindi il modello non spiega chi vada in crisi e chi no, spiega quanto spesso vada in crisi un gruppo in cui tutti dichiarano di andarci.

L'articolo, nel titolo, si chiama studio pilota esplorativo, e la cosa va tenuta presente leggendo il riassunto, che invece parla del fattore che influenza direttamente la frequenza delle crisi.

Studio trasversale, una somministrazione sola. Il campione è dichiarato estratto in forma casuale fra i tesserati della federazione italiana del Lazio, in totale 2.325 atleti, e poche righe dopo si legge che i partecipanti sono stati reclutati direttamente durante gare ufficiali: sono due descrizioni diverse dello stesso campionamento, e il tasso di risposta non c'è. Questionario anonimo, online su una piattaforma, con consenso informato.

La parte generale raccoglie dati personali, classe e categoria, tipo di arco, preferenza fra indoor e outdoor, allenamento da soli o in gruppo, sedute settimanali e loro durata, sostegno percepito dall'allenatore in allenamento e in gara, massimo livello di gara nell'ultimo anno e frequenza delle crisi negli ultimi sei mesi. Il campione tira 3,22 sedute a settimana per 2,32 ore, con undici anni di pratica dalla fine del corso base. Arco olimpico il 59 per cento, compound il 23, nudo il 16, longbow il 3.

La parte psicometrica usa quattro strumenti validati, con l'alfa di Cronbach riportato per ogni scala: il questionario di autocoscienza nelle tre sottoscale di autoconsapevolezza privata, pubblica e ansia sociale, da 0,70 a 0,79; la Sport Anxiety Scale con pre-occupazione a 0,90, ansia somatica a 0,92 e disturbo della concentrazione a 0,73; l'inventario degli stili di adattamento con stile di avvicinamento a 0,68 e di evitamento a 0,70; e la scala di decentramento per lo sport a 0,78.

L'analisi è articolata: correlazioni di Pearson e di Spearman, test t, analisi della varianza, tre regressioni gerarchiche, analisi di mediazione con la macro PROCESS e diecimila campioni bootstrap, e un modello a equazioni strutturali. Le verifiche delle assunzioni sono dichiarate e riportate, cosa non frequente: curtosi multivariata di Mardia sotto il valore critico, fattori di inflazione della varianza sotto due, tolleranze sopra 0,60, residui a media zero e test di Durbin e Watson a 1,58.

Il modello strutturale finale ha indici di adattamento buoni, con chi quadro di 21,974 su diciassette gradi di libertà e p uguale a 0,186, indice comparativo a 0,979 e scarto quadratico medio di approssimazione a 0,051. L'intervallo al novanta per cento di quest'ultimo, riportato dagli autori, va però da zero a 0,105, cioè comprende anche un adattamento scadente, e i due indici di parsimonia stanno a 0,557 e 0,594.

La prima cosa da dire riguarda che cosa è stato misurato, perché decide tutto il resto. La variabile dipendente è la frequenza delle crisi dichiarata a memoria sugli ultimi sei mesi. Non è una prestazione: la definizione di crisi che l'articolo stesso cita dalla letteratura è un calo di prestazione sotto pressione, e un calo di prestazione qui non è osservato da nessuna parte, perché non ci sono punteggi, non ci sono risultati di gara e, come gli autori scrivono fra i limiti, i risultati individuali nelle competizioni non sono stati verificati. Quello che si spiega è quanto spesso una persona si attribuisca un'etichetta, non quanto spesso quella persona tiri peggio.

E quella variabile non ha lo zero: il minimo dichiarato è uno. Quindi nel campione non c'è nessuno che in sei mesi non sia andato in crisi, o la domanda non permetteva di dirlo. Le statistiche descrittive su quella variabile, poi, non si tengono: si legge che la durata media delle crisi, espressa in sedute di allenamento, è 6,02 con deviazione 9,75, e che la durata massima registrata è 15,57 con deviazione 33,73, cioè una durata massima che ha una media e una deviazione standard, e che è espressa in episodi dove la frase precedente parlava di sedute.

Tre regressioni su tre hanno i gradi di libertà del denominatore stampati male. Con centoquindici casi e cinque predittori i gradi di libertà residui sono 109, non 114; con quattro predittori 110; con tre, 111. Rifacendo i conti dai valori di R quadro con i gradi di libertà corretti si ottiene F uguale a 38,42, 13,18 e 8,85, cioè i tre valori pubblicati entro sei centesimi, mentre con il 114 stampato si otterrebbe 40,18, 13,66 e 9,09. Quindi i valori di F sono calcolati bene e il numero stampato accanto è un errore ripetuto tre volte: non cambia nessuna conclusione, ma è il tipo di cosa che un lettore usa per capire quanto sia stato guardato il manoscritto.

Nella tabella delle correlazioni due celle non tornano. Il sostegno dell'allenatore in gara correla con le crisi a meno 0,151 ed è marcato come significativo al cinque per cento, mentre con centoquindici casi quel coefficiente dà una probabilità di circa 0,11. La nota della tabella dice che per le crisi è stato usato il coefficiente di Spearman, che sposta la cifra di poco, non abbastanza. La cosa conta perché quella è la correlazione grezza fra sostegno dell'allenatore e crisi, cioè il dato bruto dietro la conclusione più citata dell'articolo: nei modelli multivariati l'effetto esce significativo, con peso meno 0,248, ma da solo il legame vale meno 0,15 e non raggiunge la soglia. All'opposto, la correlazione fra rimuginio e decentramento, meno 0,497, è l'unica di quella taglia senza asterischi, mentre con questo campione sta sotto il millesimo.

Nella sezione dei limiti si legge che la maggior parte dei partecipanti gareggia in prima categoria, la più competitiva, con atleti d'élite della federazione. La tabella dice 33,9 per cento in prima categoria: non la maggior parte, un terzo. E guardando il livello di gara, il 59 per cento sta su regionale o interregionale e l'11 per cento su internazionale. È un campione di agonisti di ogni livello, non un campione d'élite.

Sul linguaggio causale: il disegno è trasversale e gli autori lo riconoscono chiedendo cautela sulle conclusioni di causalità. Il riassunto, però, scrive che il rimuginio è il fattore che influenza direttamente la frequenza delle crisi e che il decentramento si è dimostrato capace di limitare fortemente quella frequenza. Le frecce di un modello strutturale sono ipotesi messe dentro dal ricercatore, non direzioni trovate nei dati, e con un questionario preso una volta sola il verso si può rovesciare: chi va più spesso in crisi ha più ragioni per rimuginare. Quanto al fortemente, il decentramento aggiunge il 4,7 per cento di varianza spiegata su una frequenza di crisi di cui si spiega il 19,3 per cento in tutto.

Due cose più piccole. La sezione statistica annuncia otto indici per valutare il modello e poi ne elenca dodici. E trentaquattro partecipanti su centoquindici, cioè il 29,6 per cento, hanno dichiarato che il periodo del questionario cadeva dentro una loro fase di crisi: quasi un terzo delle risposte è stato dato durante l'episodio che si chiedeva di ricordare, e questo non è usato come variabile né discusso.

Infine, per il registro, una precisazione che va fatta con cura. L'introduzione descrive il target panic e i suoi segni, il corpo che si irrigidisce, il braccio dell'arco che si blocca, la difficoltà ad ancorare e a passare il clicker, il rilascio anticipato o ritardato, e lo collega alla crisi sotto pressione citando altri autori. Nulla di tutto questo è misurato in questo studio: il questionario chiede della crisi, non del target panic, e non c'è nessuna misura di automatismo, di controllo del movimento o di prestazione. Chi cerca qui un sostegno a un meccanismo del target panic non lo trova, né a favore né contro.

Quello che questo lavoro offre, a chi tira e a chi allena, è una mappa di come si tengono insieme le componenti mentali, non una misura di quanto pesino.

La mappa è questa. L'ansia che conta non è una cosa sola: l'ansia somatica, cioè il battito e la tensione muscolare, l'ansia sociale, cioè la paura del giudizio, e la difficoltà di concentrazione si sommano e alimentano il rimuginio, e insieme ne spiegano quasi i due terzi. Il rimuginio è il passaggio intermedio: è lì, e non direttamente nell'ansia, che il modello vede il legame con la frequenza delle crisi.

In mezzo c'è lo stile con cui si affronta lo stress, e questo è il punto praticamente più utile. Chi risponde allo stress rimettendosi al compito riferisce molto meno rimuginio, con una correlazione di meno 0,58, e meno crisi, meno 0,33. Chi usa strategie di controllo emotivo e di ridimensionamento ottiene lo stesso effetto in misura minore. Sono correlazioni, non prove di efficacia, ma indicano dove guardare: il bersaglio dell'intervento non è l'ansia in sé, è quello che se ne fa.

Il decentramento, cioè riuscire a guardare i propri pensieri senza esserne trascinati, va nella direzione giusta: più ce n'è, meno crisi si riferiscono. È una capacità che si allena, e questo lavoro dà un motivo in più per provarci. Ma il peso, qui, è piccolo: il 4,7 per cento della varianza di una variabile spiegata al 19,3 per cento. Chi la presenta come la soluzione va oltre i dati.

Il sostegno dell'allenatore è la cosa nuova dell'articolo, e la più fragile. Nei modelli esce con un peso dello stesso ordine degli altri, ma la correlazione grezza con la frequenza delle crisi è meno 0,15 e non raggiunge la soglia. Da leggere come indicazione: l'arciere che sta attraversando una fase di crisi non dovrebbe attraversarla da solo. Da non leggere come una quantità.

Due cose che questo studio non dice, e che è importante non prendere da qui. La prima: non dice niente sui punteggi. Nessuno ha tirato, nessun risultato di gara è stato verificato, e la crisi è un'autovalutazione. La seconda: non dice niente sul target panic, nonostante l'introduzione lo descriva. Non si misura il rilascio, non si misura l'automatismo, non si misura il blocco.

Resta una cifra che vale per chi allena: su centoquindici agonisti, tutti dichiarano almeno una crisi in sei mesi, e quasi un terzo risponde al questionario mentre ne sta attraversando una. Qualunque cosa dicano i modelli, il fenomeno nel gruppo è diffuso, non eccezionale.