情绪劳动、情绪调节与教练员职业倦怠的关系研究

苏 龙

职业倦怠是指因长期的工作压力得不到有效缓解而产生的一组负性的综合症状[1]。MASLACH和JACKSON认为，职业倦怠在静态和动态上分别包括情绪衰竭、冷漠心态、成就感丧失和情绪衰竭、工作怠慢和成就感低落[2-3]。研究发现，影响个体职业倦怠的因素主要包括个体特征[4]和职业特征[5]两个方面。职业倦怠已经成为阻碍教练员发展的重要因素[6-11]。

情绪劳动是指个体为达到组织要求而调节内心感受和外在表达的调节过程，包括深层表演和表层表演两个方面[12]。近几年，工作情境中的情绪因素对于职业倦怠的影响受研究者的关注程度在不断增加，情绪劳动又是该领域的研究热点[13-14]。

情绪调节是指个体对自身产生情绪的性质、时机以及体验和表达方式产生影响的过程，常用的情绪调节策略是认知重评和表达抑制[15]。根据BROTHERIDGE和LEE[16]的资源保存理论可以推论出：当个体采用认知重评的调节策略应对工作中遇到的消极情绪时，个体有可能发现更多的社会资源以弥补消耗的心理资源，从而降低职业倦怠发生的可能性；而采用表达抑制策略的个体则更容易消耗自身的情绪资源，导致职业倦怠的出现。本研究以教练员情绪调节和职业倦怠之间的关系进行实证研究，探讨情绪调节和情绪劳动对职业倦怠的预测作用，指导教练员进行有效的情绪管理，以降低职业倦怠水平，提高教练员心理健康水平，促进训练质量的提高和运动队的管理。

1 被试与研究方法

1.1 被试

为方便取样，选取两所体育院校举办的“全国教练员科学化训练讲习班”和“教练员岗位培训班”的教练员作为被试。有效被试246人，男性174人，女性72人，年龄范围在24～55岁，平均年龄36.75岁（SD=5.67）；执教年限在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）情绪劳动方式量表。该量表由GRANDEY编制[17]，包括表层表演和深层表演两个分量表，分别包括5个和6个条目，量表采用Likert 5点计分。国内学者邬佩君对该量表进行了翻译和修订，周广玉等人[18]对量表信效度进行检验，结果表明：总量表α系数为0．858，表层表演分量表α系数为0．814，深层表演分量表α系数为0．873，说明量表具有较好的信度。验证性因素分析显示 χ2/df=2．75；NNFI、CFI、IFI分别为 0．96、0．98、0．98；RMSEA=0．045，说明该量表具有较好的结构效度。

（2）情绪调节策略量表。本研究采用邹玲编制的情绪调节量表来测量教练员的情绪调节策略，该量表包括认知重评和表达抑制两个维度。其中认知重评7个条目，表达抑制6个条目，量表采用Likert 5点计分。周广玉等人对量表信效度进行检验的结果表明，总量表α系数为0．866，认知重评分量表α系数为0．857，表达抑制分量表α系数为0．816，说明量表具有较好的信度。验证性因素分析显示 χ2/df=2．60；NNFI、CFI、IFI分别为 0．95、0．96、0．96；RMSEA=0．041，说明量表具有较好的结构效度。

（3）教练员职业倦怠量表。本研究采用薛祖梅[1]编制的《竞技体育教练员职业倦怠量表》。该量表包括情感衰竭、去个性化、低效能感、知识枯竭感4个维度，分别由12、8、5、6个条目构成，共31个条目。分量表的α系数从0．59到0．81，总量表的α系数为 0．79，各分量表之间的相关系数为 0．09～0．50，各分量表与总量表之间的相关系数为0．52～0．77，表明该量表具有良好信效度。

1.2.2 数据收集和处理 本研究采用集体施测方式，以班级为单位发放问卷，当场发放，被试完成后当场回收。在问卷施测之前，研究者向被试说明研究目的、用途和意义，以获得被试的同意和支持。问卷全部回收完毕后，研究者将问卷录入电脑，采用SPSS16．0和LISREL8．70进行处理分析，主要统计方法包括描述性统计、相关分析、T检验和路径分析等。

2 研究结果

2.1 不同性别、执教年限和婚姻状况的教练员情绪劳动、情绪调节和职业倦怠的差异

为了检验不同性别、执教年限和教练员婚姻状况对情绪劳动、情绪调节和职业倦怠的影响，研究对所收集到的数据进行T检验和单因素方差分析。结果表明（见表1）：在教练员情绪劳动的深层表演维度上，存在显著性别差异和婚姻状况差异，男性的深层表演得分显著高于女性，已婚教练员的得分显著高于未婚教练员（P＜0．01）；在情绪调节的表达抑制维度上，也表现出了显著的性别差异和婚姻状况差异，男性的表达抑制得分显著高于女性，已婚教练员的得分显著高于未婚教练员（P＜0．01）。在情绪调节的认知重评维度上，已婚教练员的得分显著高于未婚教练员（P＜0．01）；在教练员职业倦怠的低效能感和情感衰竭维度上，男性得分显著低于女性（P＜0．01），而已婚者得分显著高于未婚者（P＜0．01）；在去个性化和知识枯竭维度上，已婚者得分显著高于未婚者（P＜0．01）；其余维度间未发现显著性性别差异和婚姻状况差异（P＞0．05）。

表1 教练员情绪劳动、情绪调节和职业倦怠的性别、婚姻状况差异Table 1 The difference of the coaches'emotion labor，emotion regulation and coach burnout on gender and marital status

表2 不同执教年限的教练员在情绪劳动、情绪调节和职业倦怠上的差异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（见表2）：不同执教年限的教练员在情绪劳动的两个维度上均存在显著性差异，在情绪调节的认知重评维度、职业倦怠的情感衰竭、去个性化、知识枯竭及职业倦怠总分上，均存在显著性差异（P＜0．05）。进一步的多重比较表明，在表层表演维度上，执教年限在5年以内的教练员的得分要显著高于执教年限在10年以上的教练员（P＜0．05）；在深层表演维度上，执教年限在5年以内的教练员的得分要显著低于执教年限在 5～10 年和执教年限在 10 年以上的教练员（P＜0．05）；在情绪调节的认知重评维度上，执教年限在5年以内的教练员的得分要显著高于执教年限在10年以上的教练员（P＜0．05）；而在教练员职业倦怠的各维度和总分上，执教年限在5年以内的教练员的得分要显著高于执教年限在10年以上的教练员（P＜0．05）；在去个性化维度上，执教年限在5年以内的教练员的得分要显著高于执教年限在5～10年的教练员（P＜0．05）；在知识枯竭维度上，执教年限在5～10年的教练员的得分要显著低于执教年限在10年以上的教练员（P＜0．05）；在教练员职业倦怠总分上，执教年限在5年以内和10年以上的教练员的得分要显著高于执教年限在 5～10 年的教练员（P＜0．05）。

2.2 情绪劳动、情绪调节和教练员职业倦怠之间的相关性

由表3可知，情绪劳动的表层表演与工作倦怠呈显著正相关（r=0．31，P＜0．01）。进一步分析发现：表层表演与低效能感（r=－0．37，P＜0．05）、情感衰竭（r=0．41，P＜0．01）、去个性化（r=0．38，P＜0．01）和知识枯竭（r=0．40，P＜0．01）均存在显著相关；深层表演与工作倦怠总分无显著相关（r=－0．04，P＞0．05）。进一步分析发现：深层表演与低效能感（r=－0．19，P＜0．05）呈显著负相关、与情感衰竭（r=0．14，P＜0．05）呈显著正相关。

同时，由表3还可以看出，教练员情绪调节的认知重评与职业倦怠之间存在显著性负相关（r=－0．15，P＜0．05）；认知重评与低效能感之间存在显著性负相关（r=－0．35，P＜0．05），而与其余 3 个维度的相关则未达到显著性水平（P＞0．05）；表达抑制与教练员职业倦怠之间存在显著正相关（r=0．14，P＜0．05）；表达抑制与去个性化（r=0．25）和知识枯竭（r=0．37）维度之间存在显著正相关（P＜0．01）。

表3 情绪劳动、情绪调节和教练员职业倦怠的相关Table 3 The correlation among the coaches'emotion labor，emotion regulation and coach burnout

2.3 情绪劳动、情绪调节对职业倦怠影响的回归分析

为了进一步分析情绪劳动和情绪调节对教练员职业倦怠的预测效应，研究采用分层回归的方法，依次将人口统计学变量、情绪劳动、情绪调节总分及各维度得分作为自变量纳入到以职业倦怠及其各分量表得分为因变量的回归方程中。

首先，在教练员的人口统计学变量、情绪劳动对职业倦怠的解释基础之上，情绪调节对教练员职业倦怠总分有显著的正向预测增益（ΔR2=0．08，P＜0．01）。另外，研究还显示，情绪调节对教练员职业倦怠的情感衰竭（ΔR2=0．01，P＜0．05）、低效能感（ΔR2=0．04，P＜0．01）和去个性化维度（ΔR2=0．09，P＜0．05）均有显著的正向预测增益（见表4）。

其次，表层表演（β=0．40，P＜0．01）、表达抑制（β=0．24，P＜0．01）对教练员职业倦怠有显著的正向预测作用；深层表演（β=－0．14，P＜0．05）、认知重评（β=－0．29，P＜0．01）对教练员职业倦怠有显著的负向预测作用（见表4）。进一步分析发现（见表4），表层表演对教练员职业倦怠的情感衰竭（β=0．42，P＜0．01）、去个性化（β=0．45，P＜0．01）和知识枯竭（β=0．40，P＜0．05）具有显著的正向预测作用；深层表演仅对去个性化（β=－0．17，P＜0．01）具有显著负向预测作用。认知重评对教练员职业倦怠的低效能感（β=－0．24，P＜0．01）和去个性化（β=－0．28，P＜0．01）具有显著负向预测作用；表达抑制对低效能感（β=0．15，P＜0．05）和知识枯竭（β=0．26，P＜0．01）具有显著正向预测作用。

3 分析与讨论

3.1 不同性别、执教年限和婚姻状况的教练员职业倦怠的差异

研究发现，在教练员职业倦怠总体上不存在显著性别和婚姻状况差异，仅在低效能感和情感衰竭维度上存在显著性别差异，在去个性化和知识枯竭维度上存在显著婚姻状况差异。这一结果表明男教练员比女教练员表现出了更高的自我效能和更少的情感衰竭体验，而已婚者比未婚者表现出了更高的去个性化和知识枯竭体验。

表4 人口统计学变量、情绪劳动及情绪调节对职业倦怠总分及分量表得分的层级回归Table 4 The regression analysis of the demographic variables，emotion labor，and emotion regulation to the coaches'burnout

（1）从社会传统文化对不同性别的角色定位来看，男性对自己的职业有高度自信心是社会赋予的角色要求，而对女性职业能力的要求则要低于男性，所以，社会文化角色的要求使男性表现出更高的自我效能；（2）女性和已婚者除了要面对训练和比赛等工作上的事务，还要面临来自家庭、社会的责任和义务，加上教练员经常外出或封闭集训，难以兼顾工作和家庭，因此可能导致体验更多的情感衰竭体验。王宪红等人[19]研究认为工作-家庭冲突对情绪衰竭有显著正向预测作用；（3）已婚者在处理训练、工作和家庭事务中需要面对不同的人，采用不同的策略和手段才能协调各方关系，这要求教练员要逐渐克制自己的个性，以社会标准来规范自己的行为，导致去个性化水平的提高。工作任务本身和组织结构氛围对去个性化有显著正向预测作用。

研究发现教练员职业倦怠的情感衰竭、去个性化、知识枯竭及职业倦怠在不同执教年限上均存在显著性差异。执教年限在5～10年以内的教练员表现出了最低水平的职业倦怠水平，执教年限在5年以内的教练员的职业倦怠水平最高，而执教年限在5年以内和执教年限在10年以上的教练员在职业倦怠上则没有表现出显著性差异，张玉泉等人的研究也得到了一致的结果[11]。

执教年限在5年以内的教练员由于刚进入教练员岗位，首先角色和环境适应需要消耗其身心能量；其次，在执教过程中如何把自己的理论知识和实践经验与运动员训练、比赛、生活管理等结合起来，是新手教练员需要面对的一个重要课题。在这些问题的解决过程中如果缺乏有效指导和社会支持，则会造成教练员职业倦怠水平上升。随着执教年限的延长，教练员已经能够胜任教练员岗位，能够得心应手的解决训练、生活和管理方面的各种问题，事业处于一个相对稳定的平台期，其职业倦怠水平随之下降到较低水平。但是，在教练员取得一定成绩，进入一个相对稳定的阶段后，如何要取得突破，实现更高的目标，则需要教练员突破以往的工作模式和各种利益的束缚，通过各种途径获得新的理论知识，提高其科学化训练水平和管理水平。而在这一过程中，教练员必然会体会到更多的情感衰竭和知识不足需要更新的困惑，造成职业倦怠水平的再次上升。张玉泉等人[11]认为该阶段的教练员对长期枯燥的执教工作逐渐失去兴趣，在坚持与放弃之间犹豫不定，加上来自工作中的压力，以及与其他职业的社会地位、经济收入作横向比较等因素的影响，使教练员产生对工作的不满与倦怠。

这一结果提示我们，（1）职业倦怠存在于教练员的整个执教生涯，是教练员和体育行政管理部门始终要重视的问题；（2）教练员在执教初期的职业倦怠问题最为突出，需要采取有效措施合理引导和解决；（3）教练员职业倦怠主要体现为情感衰竭、去个性化和知识枯竭，要解决职业倦怠问题，需要从这三个方面寻找原因。

3.2 情绪劳动、情绪调节对教练员职业倦怠的预测作用

本研究在前人研究的基础上将教练员的情绪调节进一步分为在工作场所（训练、竞赛）中的情绪劳动和日常生活中的情绪调节。探讨了一般情绪调节中的认知重评和表达抑制与教练员职业倦怠之间的关系，并发现了认知重评和表达抑制对于职业倦怠的影响效应。

本研究发现表层表演与教练员职业倦怠呈正相关，并且表层表演对职业倦怠有正向预测效应。若教练员经常采用表层表演的方式来达到组织所要求的职业标准，则他们将感受到的情绪耗竭感更高、人际交往的态度会更加淡漠，同时还会损害他们的职业自我效能感。

本研究表明了深层表演与职业倦怠之间没有显著性相关，这一结果与CHANG[20]的研究结果是一致的。导致这一结果的原因可能是由于深层表演在提高教练员职业自我效能感的同时也让教练员感受到了更多的情绪耗竭感，因此使得深层表演与职业倦怠总分之间表现出无显著相关的结果。

本研究发现认知重评对职业倦怠有负向预测作用，表达抑制对职业倦怠有正向预测作用。说明教练员采用认知重评策略越少、表达抑制策略越多，就会体验到更高的职业倦怠。竞技体育教练员需要几年甚至十几年面对同一批运动员，训练、比赛和生活都是在一起，因此，在此过程中情绪的社会功能表现的尤为突出。教练员在训练、比赛中采用不同的情绪调节策略时，运动员会感受到教练情绪表现的真实性差异。运动员根据感受到的情绪真实性程度对教练员进行积极或消极的回应，而不同的回应又对教练员的情绪压力及其自我价值产生影响，进而损害或缓解教练员的职业倦怠水平。在遭遇负面情绪困扰时，教练员若能采用积极乐观的态度看待困难，则对运动员也会表现出更多的积极情绪，更少的消极情绪，而运动员的积极反馈又使得教练员体验到更高的职业效能感。在人口统计学变量和情绪劳动的基础上，加入认知重评和表达抑制变量后，回归方程对于教练员职业倦怠、去个性化和低效能感的解释均有明显增加，这证实了情绪调节是影响职业倦怠的重要因素。今后在对教练员职业倦怠进行干预研究时，研究者在专注于情绪劳动作用的同时还要注意对于一般负性情绪调节策略的关注。

4 结 论

认知重评与教练员职业倦怠之间具有显著负相关，表达抑制与职业倦怠之间具有显著正相关；在控制人口统计学变量和情绪劳动后，情绪调节对教练员职业倦怠有显著的预测增益；表层表演和表达抑制对职业倦怠有显著的正向预测作用，深层表演和认知重评对职业倦怠有显著的反向预测作用。

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