大學(xué)生籃球隊員情緒調(diào)節(jié)能力的實證研究

王彩云

摘要：通過對14所高校20支籃球隊員的調(diào)查，探討了負(fù)性情緒調(diào)節(jié)能力的四個因子對情緒彈性的二個因子之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）籃球隊員情緒調(diào)節(jié)量表具有很好的信效度。（2）接受調(diào)節(jié)能力對情緒彈性的二個因子、積極重評能力和主動調(diào)節(jié)能力對情緒恢復(fù)能力、回避調(diào)節(jié)能力對積極情緒能力均有顯著影響。積極重評能力和主動調(diào)節(jié)能力對情緒彈性的積極情緒能力、回避調(diào)節(jié)能力對情緒恢復(fù)能力均無顯著影響。

關(guān)鍵詞：情緒調(diào)節(jié) 大學(xué)生 籃球隊員 情緒彈性

1前言

個體都面臨著情緒彈性，Davidson的研究認(rèn)為是個體情緒系統(tǒng)個別差異所致，情緒彈性高者，他們能夠從各種情緒中獲得正面積極情緒，即使產(chǎn)生負(fù)性情緒，也能很快地從中解脫出來，情緒彈性低者，則反之。隨著SUBA和CUBS在全國各大高校的推廣與深入，越來越受到各高校管理者的重視和廣大大學(xué)生的喜愛。

本研究選取了籃球隊員的情緒調(diào)節(jié)能力對情緒彈性二個變量因素積極的情緒能力、積極的恢復(fù)能力進(jìn)行研究，研究假設(shè)是：籃球運動員負(fù)性情緒調(diào)節(jié)能力是情緒彈性的預(yù)測變量。

2研究對象與方法

2.1研究對象

本研究調(diào)查對象是江蘇省14所普通本科院校20支籃球隊共258人。

2.2研究方法

2.2.1文獻(xiàn)資料法。查閱與本研究相關(guān)的期刊文獻(xiàn)。

2.2.2問卷調(diào)查法。發(fā)出調(diào)查問卷258份，收回試卷242份，有效試卷231（男165、女66）份，有效試卷回收率91.3%。

2.2.3數(shù)理統(tǒng)計法。通過SPSS17.0軟件包對量表進(jìn)行驗證因子分析方差分析，對多組數(shù)據(jù)進(jìn)行顯著性進(jìn)行檢驗，回歸分析，利用回歸方程由自變量的值估計預(yù)測因變量。

3數(shù)據(jù)統(tǒng)計

3.1測量量表

《籃球隊員情緒彈性問卷》問卷共11道題，1.3.4.8.9是測量積極的情緒能力，2.5.6.7.10.11是測量情緒恢復(fù)能力，運用六點記分法，從完全符合得6分，到完全不符合得1分，采用CronbachAlpha（α）系數(shù)的內(nèi)部一致性信度系數(shù)和穩(wěn)定性系數(shù)。經(jīng)過我們探索性的因子分析發(fā)現(xiàn)：第10題對積極的情緒能力因子負(fù)載是（0.473），對情緒恢復(fù)能力的因子負(fù)載是（0.498），二個因子有交叉且相差不大，故給予刪除，其余十道題KMO樣本適當(dāng)性檢驗值為0.812，卡方值（Approx.Chi-Square）是671.786，顯著性（Sig.）是0.000。通過因子驗證，情緒恢復(fù)能力的因子負(fù)載是介于0.612～0.780之間，解釋率為31.890，積極情緒因子負(fù)載是介于0.632～0.846之間，解釋率為22.849。

3.2 《情緒調(diào)節(jié)能力》

該原始量表是由Salvatore J.Catanzaro在1990年制定（NMRS）。該量表共有30道題，每個分量表各有10個題目，采用五點記分法，從非常同意得5分到非常不同意得1分，得分越高，越表示負(fù)性調(diào)節(jié)能力越強。因子分析結(jié)果是主動調(diào)節(jié)能力、認(rèn)知調(diào)節(jié)能力、行為調(diào)節(jié)能力三個因子，每個因子包含10個題項。每個分量表的得分與總量表得分的相關(guān)系數(shù)都在0.6以上。KMO樣本適當(dāng)性檢驗值為0.862，Bartlett球形檢驗值為1896.191，顯著性（Sig.）為0.000。

3.3情緒調(diào)節(jié)能力的因子驗證 通過表1發(fā)現(xiàn)，24、25道題是交叉因子，我們分別把它們歸納到接受調(diào)節(jié)能力和回避調(diào)節(jié)能力，它們的因子負(fù)載除11道題0.442外都在0.5以上，所以我們共保留了22道題，從表1數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)《情緒調(diào)節(jié)能力量表》具有良好的信效度，總解釋率達(dá)到了50.819%。

3.4對情緒調(diào)節(jié)能力與情緒彈性各個因素相關(guān)性檢驗

從表2中發(fā)現(xiàn)，情緒彈性的二個因素與情緒調(diào)節(jié)能力的四個因素都存在著高度相關(guān)。并且每個因子都達(dá)到了顯著水平。

3.5以情緒恢復(fù)能力、積極情緒能力為自變量，接受調(diào)節(jié)能力、積極重評能力、主動調(diào)節(jié)能力、回避調(diào)節(jié)能力為因變量進(jìn)行回歸分析（見表3、表4和表5）

從表3中的回歸分析發(fā)現(xiàn)，接受調(diào)節(jié)能力、積極重評能力、主動調(diào)節(jié)能力、回避調(diào)節(jié)能力對情緒彈性具有較強的預(yù)測作用，并在0.001的水平上顯著（p<0.001），對情緒彈性可解釋分別約為29.0%、52.5%、43.2%和20.1%的變異量；表4的方差分析表中可以看出，回歸模型擬合優(yōu)度較好，在0.001的水平上顯著；而從表5的數(shù)據(jù)說明，情緒恢復(fù)能力對接受調(diào)節(jié)能力、積極重評能力和主動調(diào)節(jié)能力的系數(shù)在0.05～0.001（p<0.05，p<0.001）的水平上顯著；而積極情緒能力對接受調(diào)節(jié)能力和回避調(diào)節(jié)能力的回歸系數(shù)在0.001的水平上顯著；積極情緒能力對積極重評能力、主動調(diào)節(jié)能力，以及情緒恢復(fù)能力對回避調(diào)節(jié)能力均不顯著。

4結(jié)果與分析

4.1接受調(diào)節(jié)能力與情緒彈性分析

Gross（1999）認(rèn)為個體采用的調(diào)節(jié)能力是針對引起負(fù)性情緒結(jié)果而言，是承認(rèn)負(fù)性結(jié)果，這樣可以縮短負(fù)性情緒的持續(xù)時間或降低負(fù)性情緒的強度。就本研究而言，籃球隊員情緒彈性與情緒調(diào)節(jié)能力之間存在顯著性關(guān)系，調(diào)節(jié)能力與情緒彈性的積極情緒能力有高度的正相關(guān)，隊員使用接受能力可以節(jié)省調(diào)節(jié)心理資源，也就是說隊員犧牲一個高目標(biāo)或使它們之間來達(dá)到情緒平衡。而接受調(diào)節(jié)能力與情緒中的情緒恢復(fù)能力不存在相關(guān)性，如果隊員經(jīng)常利用接受調(diào)節(jié)能力，對情緒彈性的恢復(fù)力還存在負(fù)向預(yù)測作用，說明接受情緒調(diào)節(jié)能力對情緒彈性還會起到反作用。因此我們認(rèn)為：籃球隊員使用接受調(diào)節(jié)能力可能對情緒彈性有一定的調(diào)節(jié)作用，但也可能出現(xiàn)反向預(yù)測作用。

4.2積極重評能力與情緒彈性分析

積極重評能力與情緒彈性兩個因子中的積極恢復(fù)能力之間存在著高度相關(guān)，并且回歸分析顯示，情緒彈性因子中的積極恢復(fù)能力和接受調(diào)節(jié)能力具有顯著的回歸關(guān)系。就本研究而言，意味著隊員能夠用積極重評調(diào)節(jié)能力整理出他們精確的思想、情感、行為和注意力，并從負(fù)性情緒中尋找到富有意義且體驗其中積極的情緒。如果隊員過多的采用情緒恢復(fù)能力，則就減少了對積極情緒的體驗，也就是說隊員在過多的運用積極重評能力時，就會降低個體體驗到積極情緒。

4.3主動調(diào)節(jié)能力與情緒彈性分析

主動調(diào)節(jié)能力與情緒彈性兩個因子中的積極恢復(fù)能力之間存在著高度相關(guān)，并且回歸分析顯示，情緒彈性因子中的積極恢復(fù)能力和接受調(diào)節(jié)能力具有顯著的回歸關(guān)系。對情緒彈性因子中的積極的情緒能力不存在相關(guān)。本研究部分支持了Gardner， Fischer& Hunt（2009）研究觀點：在組織中的每一個個體，可能會因為主動情緒調(diào)節(jié)而導(dǎo)致工作倦怠，換句話說就是個體經(jīng)常使用積極的情緒表達(dá)實際上是表面表演，最終是積極情緒耗竭。就本研究而言：籃球隊員很少能夠在比賽中從負(fù)性情緒中體驗到積極的情緒能力，而事后則經(jīng)常采用情緒恢復(fù)能力。此研究說明籃球隊員很少能夠享受籃球比賽過程的樂趣，只是強調(diào)比賽的結(jié)果。

4.4回避調(diào)節(jié)能力與情緒彈性分析

回避調(diào)節(jié)能力與情緒彈性兩個因子中的積極情緒能力之間存在著高度相關(guān)，并且回歸分析顯示，情緒彈性因子中的積極情緒能力和接受調(diào)節(jié)能力具有顯著的回歸關(guān)系。對情緒彈性因子中的情緒恢復(fù)能力不存在相關(guān)。本研究某種程度上部分支持了王公平（2010）等觀點：回避能力對情緒彈性中的因子有著顯著的負(fù)向預(yù)測作用。就本研究而言：隊員運用回避能力對情緒彈性的積極調(diào)節(jié)能力起到正向預(yù)測作用，能夠有效的體驗積極的情緒，有效降低負(fù)性情緒。但對負(fù)性恢復(fù)能力有反向預(yù)測作用，不但不能有效地減少負(fù)性情緒，甚至還可能會增加負(fù)性情緒，并更多體驗到負(fù)性情緒，造成和回避能力之間的惡性循環(huán)，隊員很難把自己從負(fù)性情緒中解脫出來，更不會從經(jīng)歷的失敗事件中體驗到積極的情緒，也不會從負(fù)性事件中迅速恢復(fù)過來。

5研究結(jié)論

5.1修訂的籃球隊員負(fù)性情緒調(diào)節(jié)量表的結(jié)構(gòu)驗證了情緒調(diào)節(jié)能力所構(gòu)成要素的理論構(gòu)建具有良好的信度和效度，可以作為測評籃球隊員情緒調(diào)節(jié)能力的有效工具。

5.2接受調(diào)節(jié)能力對情緒彈性因子的積極情緒能力，積極重評能力對情緒彈性的情緒恢復(fù)能力，主動調(diào)節(jié)能力對情緒彈性因子中的情緒恢復(fù)能力均有顯著影響。

5.3接受調(diào)節(jié)能力對情緒彈性因子的恢復(fù)能力，積極重評能力對情緒彈性的積極情緒能力，主動調(diào)節(jié)能力對情緒彈性因子中的積極情緒能力，回避能力對情緒彈性二個因子均無顯著影響。

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[3]Gardner，W.L，F(xiàn)ischer.D，& Hunt，G. J. （2009）. Emotional labor and leadership threat to authenticity.The leadership quarterly，20，466–482.

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