大學(xué)生籃球隊(duì)員情緒調(diào)節(jié)能力的實(shí)證研究

王彩云

摘要：通過對(duì)14所高校20支籃球隊(duì)員的調(diào)查，探討了負(fù)性情緒調(diào)節(jié)能力的四個(gè)因子對(duì)情緒彈性的二個(gè)因子之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）籃球隊(duì)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(duì)情緒彈性的二個(gè)因子、積極重評(píng)能力和主動(dòng)調(diào)節(jié)能力對(duì)情緒恢復(fù)能力、回避調(diào)節(jié)能力對(duì)積極情緒能力均有顯著影響。積極重評(píng)能力和主動(dòng)調(diào)節(jié)能力對(duì)情緒彈性的積極情緒能力、回避調(diào)節(jié)能力對(duì)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(duì)員 情緒彈性

1前言

個(gè)體都面臨著情緒彈性，Davidson的研究認(rèn)為是個(gè)體情緒系統(tǒng)個(gè)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(duì)員的情緒調(diào)節(jié)能力對(duì)情緒彈性二個(gè)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(yùn)動(dòng)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(duì)象與方法

2.1研究對(duì)象

本研究調(diào)查對(duì)象是江蘇省14所普通本科院校20支籃球隊(duì)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(jì)法。通過SPSS17.0軟件包對(duì)量表進(jìn)行驗(yàn)證因子分析方差分析，對(duì)多組數(shù)據(jù)進(jìn)行顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸分析，利用回歸方程由自變量的值估計(jì)預(yù)測因變量。

3數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

3.1測量量表

《籃球隊(duì)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(yùn)用六點(diǎn)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(duì)積極的情緒能力因子負(fù)載是（0.473），對(duì)情緒恢復(fù)能力的因子負(fù)載是（0.498），二個(gè)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(yàn)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(yàn)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(gè)分量表各有10個(gè)題目，采用五點(diǎn)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(qiáng)。因子分析結(jié)果是主動(dòng)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(gè)因子，每個(gè)因子包含10個(gè)題項(xiàng)。每個(gè)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(yàn)值為0.862，Bartlett球形檢驗(yàn)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(yàn)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(duì)情緒調(diào)節(jié)能力與情緒彈性各個(gè)因素相關(guān)性檢驗(yàn)

從表2中發(fā)現(xiàn)，情緒彈性的二個(gè)因素與情緒調(diào)節(jié)能力的四個(gè)因素都存在著高度相關(guān)。并且每個(gè)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(píng)能力、主動(dòng)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(píng)能力、主動(dòng)調(diào)節(jié)能力、回避調(diào)節(jié)能力對(duì)情緒彈性具有較強(qiáng)的預(yù)測作用，并在0.001的水平上顯著（p<0.001），對(duì)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(duì)接受調(diào)節(jié)能力、積極重評(píng)能力和主動(dòng)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(duì)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(duì)積極重評(píng)能力、主動(dòng)調(diào)節(jié)能力，以及情緒恢復(fù)能力對(duì)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(gè)體采用的調(diào)節(jié)能力是針對(duì)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(shí)間或降低負(fù)性情緒的強(qiáng)度。就本研究而言，籃球隊(duì)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(duì)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(duì)員犧牲一個(gè)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(duì)員經(jīng)常利用接受調(diào)節(jié)能力，對(duì)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(duì)情緒彈性還會(huì)起到反作用。因此我們認(rèn)為：籃球隊(duì)員使用接受調(diào)節(jié)能力可能對(duì)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(píng)能力與情緒彈性分析

積極重評(píng)能力與情緒彈性兩個(gè)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(duì)員能夠用積極重評(píng)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(yàn)其中積極的情緒。如果隊(duì)員過多的采用情緒恢復(fù)能力，則就減少了對(duì)積極情緒的體驗(yàn)，也就是說隊(duì)員在過多的運(yùn)用積極重評(píng)能力時(shí)，就會(huì)降低個(gè)體體驗(yàn)到積極情緒。

4.3主動(dòng)調(diào)節(jié)能力與情緒彈性分析

主動(dòng)調(diào)節(jié)能力與情緒彈性兩個(gè)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(duì)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(diǎn)：在組織中的每一個(gè)個(gè)體，可能會(huì)因?yàn)橹鲃?dòng)情緒調(diào)節(jié)而導(dǎo)致工作倦怠，換句話說就是個(gè)體經(jīng)常使用積極的情緒表達(dá)實(shí)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(duì)員很少能夠在比賽中從負(fù)性情緒中體驗(yàn)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(duì)員很少能夠享受籃球比賽過程的樂趣，只是強(qiáng)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(gè)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(duì)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(diǎn)：回避能力對(duì)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(duì)員運(yùn)用回避能力對(duì)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(yàn)積極的情緒，有效降低負(fù)性情緒。但對(duì)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(huì)增加負(fù)性情緒，并更多體驗(yàn)到負(fù)性情緒，造成和回避能力之間的惡性循環(huán)，隊(duì)員很難把自己從負(fù)性情緒中解脫出來，更不會(huì)從經(jīng)歷的失敗事件中體驗(yàn)到積極的情緒，也不會(huì)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(duì)員負(fù)性情緒調(diào)節(jié)量表的結(jié)構(gòu)驗(yàn)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(píng)籃球隊(duì)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(duì)情緒彈性因子的積極情緒能力，積極重評(píng)能力對(duì)情緒彈性的情緒恢復(fù)能力，主動(dòng)調(diào)節(jié)能力對(duì)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(duì)情緒彈性因子的恢復(fù)能力，積極重評(píng)能力對(duì)情緒彈性的積極情緒能力，主動(dòng)調(diào)節(jié)能力對(duì)情緒彈性因子中的積極情緒能力，回避能力對(duì)情緒彈性二個(gè)因子均無顯著影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]國家體育總局籃球運(yùn)動(dòng)管理中心[C].2005年全國籃球工作會(huì)議領(lǐng)導(dǎo)講話匯編，浙江寧波，2005，（5）：17-24.

[2]Salvatore J.Catanzaro Measuring Generalized expectancies for Negative Mood Regulation：Initial Scale Development and Implications 1990，54（3-4）：546-563.

[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.

[4]王公平等.高職院校體育教師情緒工作影響因素的相關(guān)研究[J].南京體育學(xué)院學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2010，（3）：82-84.