情緒勞動、情緒調節與教練員職業倦怠的關系研究

蘇 龍

職業倦怠是指因長期的工作壓力得不到有效緩解而產生的一組負性的綜合癥狀[1]。MASLACH和JACKSON認為，職業倦怠在靜態和動態上分別包括情緒衰竭、冷漠心態、成就感喪失和情緒衰竭、工作怠慢和成就感低落[2-3]。研究發現，影響個體職業倦怠的因素主要包括個體特征[4]和職業特征[5]兩個方面。職業倦怠已經成為阻礙教練員發展的重要因素[6-11]。

情緒勞動是指個體為達到組織要求而調節內心感受和外在表達的調節過程，包括深層表演和表層表演兩個方面[12]。近幾年，工作情境中的情緒因素對于職業倦怠的影響受研究者的關注程度在不斷增加，情緒勞動又是該領域的研究熱點[13-14]。

情緒調節是指個體對自身產生情緒的性質、時機以及體驗和表達方式產生影響的過程，常用的情緒調節策略是認知重評和表達抑制[15]。根據BROTHERIDGE和LEE[16]的資源保存理論可以推論出：當個體采用認知重評的調節策略應對工作中遇到的消極情緒時，個體有可能發現更多的社會資源以彌補消耗的心理資源，從而降低職業倦怠發生的可能性；而采用表達抑制策略的個體則更容易消耗自身的情緒資源，導致職業倦怠的出現。本研究以教練員情緒調節和職業倦怠之間的關系進行實證研究，探討情緒調節和情緒勞動對職業倦怠的預測作用，指導教練員進行有效的情緒管理，以降低職業倦怠水平，提高教練員心理健康水平，促進訓練質量的提高和運動隊的管理。

1 被試與研究方法

1.1 被試

為方便取樣，選取兩所體育院校舉辦的“全國教練員科學化訓練講習班”和“教練員崗位培訓班”的教練員作為被試。有效被試246人，男性174人，女性72人，年齡范圍在24～55歲，平均年齡36.75歲（SD=5.67）；執教年限在5年以下的有68人，5～10年的有126人，10年以上的有52人；已婚179人，未婚67人。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具 （1）情緒勞動方式量表。該量表由GRANDEY編制[17]，包括表層表演和深層表演兩個分量表，分別包括5個和6個條目，量表采用Likert 5點計分。國內學者鄔佩君對該量表進行了翻譯和修訂，周廣玉等人[18]對量表信效度進行檢驗，結果表明：總量表α系數為0．858，表層表演分量表α系數為0．814，深層表演分量表α系數為0．873，說明量表具有較好的信度。驗證性因素分析顯示 χ2/df=2．75；NNFI、CFI、IFI分別為 0．96、0．98、0．98；RMSEA=0．045，說明該量表具有較好的結構效度。

（2）情緒調節策略量表。本研究采用鄒玲編制的情緒調節量表來測量教練員的情緒調節策略，該量表包括認知重評和表達抑制兩個維度。其中認知重評7個條目，表達抑制6個條目，量表采用Likert 5點計分。周廣玉等人對量表信效度進行檢驗的結果表明，總量表α系數為0．866，認知重評分量表α系數為0．857，表達抑制分量表α系數為0．816，說明量表具有較好的信度。驗證性因素分析顯示 χ2/df=2．60；NNFI、CFI、IFI分別為 0．95、0．96、0．96；RMSEA=0．041，說明量表具有較好的結構效度。

（3）教練員職業倦怠量表。本研究采用薛祖梅[1]編制的《競技體育教練員職業倦怠量表》。該量表包括情感衰竭、去個性化、低效能感、知識枯竭感4個維度，分別由12、8、5、6個條目構成，共31個條目。分量表的α系數從0．59到0．81，總量表的α系數為 0．79，各分量表之間的相關系數為 0．09～0．50，各分量表與總量表之間的相關系數為0．52～0．77，表明該量表具有良好信效度。

1.2.2 數據收集和處理 本研究采用集體施測方式，以班級為單位發放問卷，當場發放，被試完成后當場回收。在問卷施測之前，研究者向被試說明研究目的、用途和意義，以獲得被試的同意和支持。問卷全部回收完畢后，研究者將問卷錄入電腦，采用SPSS16．0和LISREL8．70進行處理分析，主要統計方法包括描述性統計、相關分析、T檢驗和路徑分析等。

2 研究結果

2.1 不同性別、執教年限和婚姻狀況的教練員情緒勞動、情緒調節和職業倦怠的差異

為了檢驗不同性別、執教年限和教練員婚姻狀況對情緒勞動、情緒調節和職業倦怠的影響，研究對所收集到的數據進行T檢驗和單因素方差分析。結果表明（見表1）：在教練員情緒勞動的深層表演維度上，存在顯著性別差異和婚姻狀況差異，男性的深層表演得分顯著高于女性，已婚教練員的得分顯著高于未婚教練員（P＜0．01）；在情緒調節的表達抑制維度上，也表現出了顯著的性別差異和婚姻狀況差異，男性的表達抑制得分顯著高于女性，已婚教練員的得分顯著高于未婚教練員（P＜0．01）。在情緒調節的認知重評維度上，已婚教練員的得分顯著高于未婚教練員（P＜0．01）；在教練員職業倦怠的低效能感和情感衰竭維度上，男性得分顯著低于女性（P＜0．01），而已婚者得分顯著高于未婚者（P＜0．01）；在去個性化和知識枯竭維度上，已婚者得分顯著高于未婚者（P＜0．01）；其余維度間未發現顯著性性別差異和婚姻狀況差異（P＞0．05）。

表1 教練員情緒勞動、情緒調節和職業倦怠的性別、婚姻狀況差異Table 1 The difference of the coaches'emotion labor，emotion regulation and coach burnout on gender and marital status

表2 不同執教年限的教練員在情緒勞動、情緒調節和職業倦怠上的差異Table 2 The difference of the coaches'emotion labor，emotion regulation and coach burnout on different teaching life

另外，方差分析表明（見表2）：不同執教年限的教練員在情緒勞動的兩個維度上均存在顯著性差異，在情緒調節的認知重評維度、職業倦怠的情感衰竭、去個性化、知識枯竭及職業倦怠總分上，均存在顯著性差異（P＜0．05）。進一步的多重比較表明，在表層表演維度上，執教年限在5年以內的教練員的得分要顯著高于執教年限在10年以上的教練員（P＜0．05）；在深層表演維度上，執教年限在5年以內的教練員的得分要顯著低于執教年限在 5～10 年和執教年限在 10 年以上的教練員（P＜0．05）；在情緒調節的認知重評維度上，執教年限在5年以內的教練員的得分要顯著高于執教年限在10年以上的教練員（P＜0．05）；而在教練員職業倦怠的各維度和總分上，執教年限在5年以內的教練員的得分要顯著高于執教年限在10年以上的教練員（P＜0．05）；在去個性化維度上，執教年限在5年以內的教練員的得分要顯著高于執教年限在5～10年的教練員（P＜0．05）；在知識枯竭維度上，執教年限在5～10年的教練員的得分要顯著低于執教年限在10年以上的教練員（P＜0．05）；在教練員職業倦怠總分上，執教年限在5年以內和10年以上的教練員的得分要顯著高于執教年限在 5～10 年的教練員（P＜0．05）。

2.2 情緒勞動、情緒調節和教練員職業倦怠之間的相關性

由表3可知，情緒勞動的表層表演與工作倦怠呈顯著正相關（r=0．31，P＜0．01）。進一步分析發現：表層表演與低效能感（r=－0．37，P＜0．05）、情感衰竭（r=0．41，P＜0．01）、去個性化（r=0．38，P＜0．01）和知識枯竭（r=0．40，P＜0．01）均存在顯著相關；深層表演與工作倦怠總分無顯著相關（r=－0．04，P＞0．05）。進一步分析發現：深層表演與低效能感（r=－0．19，P＜0．05）呈顯著負相關、與情感衰竭（r=0．14，P＜0．05）呈顯著正相關。

同時，由表3還可以看出，教練員情緒調節的認知重評與職業倦怠之間存在顯著性負相關（r=－0．15，P＜0．05）；認知重評與低效能感之間存在顯著性負相關（r=－0．35，P＜0．05），而與其余 3 個維度的相關則未達到顯著性水平（P＞0．05）；表達抑制與教練員職業倦怠之間存在顯著正相關（r=0．14，P＜0．05）；表達抑制與去個性化（r=0．25）和知識枯竭（r=0．37）維度之間存在顯著正相關（P＜0．01）。

表3 情緒勞動、情緒調節和教練員職業倦怠的相關Table 3 The correlation among the coaches'emotion labor，emotion regulation and coach burnout

2.3 情緒勞動、情緒調節對職業倦怠影響的回歸分析

為了進一步分析情緒勞動和情緒調節對教練員職業倦怠的預測效應，研究采用分層回歸的方法，依次將人口統計學變量、情緒勞動、情緒調節總分及各維度得分作為自變量納入到以職業倦怠及其各分量表得分為因變量的回歸方程中。

首先，在教練員的人口統計學變量、情緒勞動對職業倦怠的解釋基礎之上，情緒調節對教練員職業倦怠總分有顯著的正向預測增益（ΔR2=0．08，P＜0．01）。另外，研究還顯示，情緒調節對教練員職業倦怠的情感衰竭（ΔR2=0．01，P＜0．05）、低效能感（ΔR2=0．04，P＜0．01）和去個性化維度（ΔR2=0．09，P＜0．05）均有顯著的正向預測增益（見表4）。

其次，表層表演（β=0．40，P＜0．01）、表達抑制（β=0．24，P＜0．01）對教練員職業倦怠有顯著的正向預測作用；深層表演（β=－0．14，P＜0．05）、認知重評（β=－0．29，P＜0．01）對教練員職業倦怠有顯著的負向預測作用（見表4）。進一步分析發現（見表4），表層表演對教練員職業倦怠的情感衰竭（β=0．42，P＜0．01）、去個性化（β=0．45，P＜0．01）和知識枯竭（β=0．40，P＜0．05）具有顯著的正向預測作用；深層表演僅對去個性化（β=－0．17，P＜0．01）具有顯著負向預測作用。認知重評對教練員職業倦怠的低效能感（β=－0．24，P＜0．01）和去個性化（β=－0．28，P＜0．01）具有顯著負向預測作用；表達抑制對低效能感（β=0．15，P＜0．05）和知識枯竭（β=0．26，P＜0．01）具有顯著正向預測作用。

3 分析與討論

3.1 不同性別、執教年限和婚姻狀況的教練員職業倦怠的差異

研究發現，在教練員職業倦怠總體上不存在顯著性別和婚姻狀況差異，僅在低效能感和情感衰竭維度上存在顯著性別差異，在去個性化和知識枯竭維度上存在顯著婚姻狀況差異。這一結果表明男教練員比女教練員表現出了更高的自我效能和更少的情感衰竭體驗，而已婚者比未婚者表現出了更高的去個性化和知識枯竭體驗。

表4 人口統計學變量、情緒勞動及情緒調節對職業倦怠總分及分量表得分的層級回歸Table 4 The regression analysis of the demographic variables，emotion labor，and emotion regulation to the coaches'burnout

（1）從社會傳統文化對不同性別的角色定位來看，男性對自己的職業有高度自信心是社會賦予的角色要求，而對女性職業能力的要求則要低于男性，所以，社會文化角色的要求使男性表現出更高的自我效能；（2）女性和已婚者除了要面對訓練和比賽等工作上的事務，還要面臨來自家庭、社會的責任和義務，加上教練員經常外出或封閉集訓，難以兼顧工作和家庭，因此可能導致體驗更多的情感衰竭體驗。王憲紅等人[19]研究認為工作-家庭沖突對情緒衰竭有顯著正向預測作用；（3）已婚者在處理訓練、工作和家庭事務中需要面對不同的人，采用不同的策略和手段才能協調各方關系，這要求教練員要逐漸克制自己的個性，以社會標準來規范自己的行為，導致去個性化水平的提高。工作任務本身和組織結構氛圍對去個性化有顯著正向預測作用。

研究發現教練員職業倦怠的情感衰竭、去個性化、知識枯竭及職業倦怠在不同執教年限上均存在顯著性差異。執教年限在5～10年以內的教練員表現出了最低水平的職業倦怠水平，執教年限在5年以內的教練員的職業倦怠水平最高，而執教年限在5年以內和執教年限在10年以上的教練員在職業倦怠上則沒有表現出顯著性差異，張玉泉等人的研究也得到了一致的結果[11]。

執教年限在5年以內的教練員由于剛進入教練員崗位，首先角色和環境適應需要消耗其身心能量；其次，在執教過程中如何把自己的理論知識和實踐經驗與運動員訓練、比賽、生活管理等結合起來，是新手教練員需要面對的一個重要課題。在這些問題的解決過程中如果缺乏有效指導和社會支持，則會造成教練員職業倦怠水平上升。隨著執教年限的延長，教練員已經能夠勝任教練員崗位，能夠得心應手的解決訓練、生活和管理方面的各種問題，事業處于一個相對穩定的平臺期，其職業倦怠水平隨之下降到較低水平。但是，在教練員取得一定成績，進入一個相對穩定的階段后，如何要取得突破，實現更高的目標，則需要教練員突破以往的工作模式和各種利益的束縛，通過各種途徑獲得新的理論知識，提高其科學化訓練水平和管理水平。而在這一過程中，教練員必然會體會到更多的情感衰竭和知識不足需要更新的困惑，造成職業倦怠水平的再次上升。張玉泉等人[11]認為該階段的教練員對長期枯燥的執教工作逐漸失去興趣，在堅持與放棄之間猶豫不定，加上來自工作中的壓力，以及與其他職業的社會地位、經濟收入作橫向比較等因素的影響，使教練員產生對工作的不滿與倦怠。

這一結果提示我們，（1）職業倦怠存在于教練員的整個執教生涯，是教練員和體育行政管理部門始終要重視的問題；（2）教練員在執教初期的職業倦怠問題最為突出，需要采取有效措施合理引導和解決；（3）教練員職業倦怠主要體現為情感衰竭、去個性化和知識枯竭，要解決職業倦怠問題，需要從這三個方面尋找原因。

3.2 情緒勞動、情緒調節對教練員職業倦怠的預測作用

本研究在前人研究的基礎上將教練員的情緒調節進一步分為在工作場所（訓練、競賽）中的情緒勞動和日常生活中的情緒調節。探討了一般情緒調節中的認知重評和表達抑制與教練員職業倦怠之間的關系，并發現了認知重評和表達抑制對于職業倦怠的影響效應。

本研究發現表層表演與教練員職業倦怠呈正相關，并且表層表演對職業倦怠有正向預測效應。若教練員經常采用表層表演的方式來達到組織所要求的職業標準，則他們將感受到的情緒耗竭感更高、人際交往的態度會更加淡漠，同時還會損害他們的職業自我效能感。

本研究表明了深層表演與職業倦怠之間沒有顯著性相關，這一結果與CHANG[20]的研究結果是一致的。導致這一結果的原因可能是由于深層表演在提高教練員職業自我效能感的同時也讓教練員感受到了更多的情緒耗竭感，因此使得深層表演與職業倦怠總分之間表現出無顯著相關的結果。

本研究發現認知重評對職業倦怠有負向預測作用，表達抑制對職業倦怠有正向預測作用。說明教練員采用認知重評策略越少、表達抑制策略越多，就會體驗到更高的職業倦怠。競技體育教練員需要幾年甚至十幾年面對同一批運動員，訓練、比賽和生活都是在一起，因此，在此過程中情緒的社會功能表現的尤為突出。教練員在訓練、比賽中采用不同的情緒調節策略時，運動員會感受到教練情緒表現的真實性差異。運動員根據感受到的情緒真實性程度對教練員進行積極或消極的回應，而不同的回應又對教練員的情緒壓力及其自我價值產生影響，進而損害或緩解教練員的職業倦怠水平。在遭遇負面情緒困擾時，教練員若能采用積極樂觀的態度看待困難，則對運動員也會表現出更多的積極情緒，更少的消極情緒，而運動員的積極反饋又使得教練員體驗到更高的職業效能感。在人口統計學變量和情緒勞動的基礎上，加入認知重評和表達抑制變量后，回歸方程對于教練員職業倦怠、去個性化和低效能感的解釋均有明顯增加，這證實了情緒調節是影響職業倦怠的重要因素。今后在對教練員職業倦怠進行干預研究時，研究者在專注于情緒勞動作用的同時還要注意對于一般負性情緒調節策略的關注。

4 結 論

認知重評與教練員職業倦怠之間具有顯著負相關，表達抑制與職業倦怠之間具有顯著正相關；在控制人口統計學變量和情緒勞動后，情緒調節對教練員職業倦怠有顯著的預測增益；表層表演和表達抑制對職業倦怠有顯著的正向預測作用，深層表演和認知重評對職業倦怠有顯著的反向預測作用。

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