人口学变量与高中生情绪智力的关系

牛云霞，黄　青，郑　嫦，赵德肃

(1.贵州师范大学 教育科学学院，贵州 贵阳 550001；2.贵州师范学院 继续教育科学学院，贵州 贵阳 550000)



人口学变量与高中生情绪智力的关系

牛云霞1，黄青1，郑嫦1，赵德肃2

(1.贵州师范大学 教育科学学院，贵州 贵阳 550001；2.贵州师范学院 继续教育科学学院，贵州 贵阳 550000)

摘要：采用整群随机抽样的方法，对贵阳市5所中学的高一、高二学生进行调查，并用t检验和虚拟变量回归分析法等分析数据。结果显示：高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族等因素对其情绪智力几乎没有影响；与家庭相关的人口学变量对高中生的情绪智力有影响，其中城市家庭的影响大于农村家庭，出生次序为老二的情绪智力明显低于独生子女，经济收入中等以上家庭明显大于中等以下家庭；与父亲相关的变量对高中生情绪智力的影响与其父亲的年龄、文化程度等呈正相关。 表2出生次序、常同谁生活、家庭所在地、家庭经状况对情绪智力的回归模型b模型RR平方调过后的R平方估计的标准误Durbin-Watson检验方差分析的显著性1.205a.042.02314.0381.771.014a 表4父亲的职业、父亲的年龄、父亲学历与父亲关系对情绪智力的回归模型b模型RR平方调过后的R平方估计的标准误Durbin-Watson检验方差分析的显著性1.249a.062.04213.8481.856.000a

关键词：高中生；人口学变量；情绪智力；影响

目前，青少年情绪智力(EI&EQ)的研究渐成学界热点。戈尔曼的《情商》一书使得这一概念为普通大众认识。他指出，一个人的成功只有约20%取决于一般智力，而有80%取决于其他因素，情绪和社会智力是其中的重要成分[1]。Salovey和Mayer首次给情绪智力下定义，认为智力情绪就是能够觉察自己和他人的情绪和情感，能区别和辨认出它们，并能够用这些信息指导自己的思考和行动的能力。[2]戈尔曼进一步指出，情绪智力是一种保持自我控制、热诚和坚持并能进行自我激励的能力。它包含五种能力，即认识自己的情绪、妥善管理情绪、自我激励、认知他人的情绪以及人际关系的管理[3]。情绪智力是衡量个体心理成熟水平的重要指标。在所有文化里，家庭对儿童和青少年的心理健康有着最根本的影响。[4]家庭对子女的情绪智力也有着持久、有效的影响，且伴随子女的一生[5]。目前国内关于人口学变量对情绪智力的影响的探讨多在个人方面，比如性别、年级等，较少探讨家庭乃至父亲的相关人口学变量的影响。本研究意在抛砖引玉，以期丰富相关的研究成果。

一、研究对象与方法

(一)研究对象

本研究采用整群随机抽样的方法，选取贵阳市区5所高中(包括省级重点和非省级重点)，用问卷调查高一、高二的学生及其父亲。一份完全问卷包括父亲和学生的，父亲的由学生带回家请父亲填写，待全部填完后一并收回。本次调查共收回完全问卷614份，剔除由母亲填写、明显不认真填写的和缺答率(父亲或学生的)大于10%的完全问卷，剩余有效完全问卷547份，有效回答率为89.09%。

(二)工具

人口学变量信息研究是父亲与高中生情绪智力关系研究的一部分。本次研究问卷的基本信息部分，全部由学生以自我报告的方式填写。包括性别、学科、是否班干部、年级、民族；家庭所在地，出生次序和是否独生，常和谁生活在一起，家庭经济状况；父亲的年龄，父亲的受教育程度，父亲与子女的关系以及父亲的职业等。

本研究采用了华东师范大学王才康翻译的美国心理学家Schutte等人编制的《情绪智力量表》。该量表在我国大中学生和少年犯中试用的信度和效度均为良好。[6]根据该量表制作的调查问卷共有33个题目，按李氏五点评分法，从1(很不符合)到5(很符合)给出评分。本研究调查问卷的内部一致性a系数为0.88。

(三)数据处理和分析

本研究采用SPSS20.0统计分析软件，使用t检验、多元回归分析等方法处理数据。本研究对情绪智力变量中的缺失数据做了填充，其各变量平均值、协方差、相关系数的Little’s MCAR检验结果均为拒绝无效假设，认为数据缺失机制不是完全随机缺失，故缺失数据的填充采用了SPSS20.0软件中的期望极大化算法(EM)[7]。此外，鉴于人口学变量基本上都是间断变量，其数据不符合多元回归分析的要求，本研究将其转换成虚拟变量(dummy variable)再投入回归模型，用强迫进入变量法分析了这些虚拟变量对因变量的预测作用[8]。

二、结果

(一)高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族和情绪智力的关系

高中生情绪智力的平均数显示，女生(119.85±13.73)>男生(119.55±15.11)，文科(119.53±15.03)>理科(118.16±14.85)，班干部(121.00±13.70)>非班干部(119.51±14.35)，高一(120.24±13.65)>高二(119.05±14.94)，少数民族(120.05±14.44)>汉族(119.59±13.99)，经过对平均数差异t的检验发现，高中生的情绪智力在性别、学科、是否班干部、年级、民族等方面没有显著的差异。这说明高中生的情绪智力在性别、学科、是否班干部、年级和民族之间的差异是没有统计学意义的。另外，高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族等可以解释其情绪智力的总变异量依次为0.0%，0.2%，0.2%，0.2%，0.0%。这就表明学科、是否班干部、年级对高中生情绪智力的贡献率都是0.2%，而性别和民族则几乎没有什么贡献。

(二)家庭和父亲相关的人口学变量与高中生情绪智力的关系

1.描述统计和分析

本研究搜集的家庭和父亲相关的人口学变量的详细信息见表1。

表1　情绪智力在家庭所在地、出生次序、主要照顾者、

2.家庭和父亲相关的变量对高中生情绪智力影响的多元回归分析

与家庭相关的人口学变量对高中生情绪智力影响的多元回归分析，即做出生次序、常同谁生活、家庭所在地和家庭经济状况的虚拟变量对高中生情绪智力的回归，得出的结果见表2和表3。从表2可见，出生次序、常同谁生活、家庭所在地和家庭经济状况整体可以解释高中生情绪智力2.3%的变化；方差分析的显著性显示，显著度<0.05，表示回归模型整体解释变异达到显著水平，说明自变量与因变量之间具有显著的线性关系。

从表2中B的估计值栏可以看出，在控制了其他变量之后前者与后者情绪智力的差异或变化值。比如，该列的第二个数据意指在控制了其他条件的情况下，家庭经济收入中等的高中生的情绪智力比中等以下的高2.316；而“老二&独生”一行则解释为家中排行老二的学生，其情绪智力会比相同条件中的独生子女低3.491。其中，该列的第一个数据显示，在中等以下收入家庭，经常同爸爸妈妈一起居住，家在农村，且为独生子女的高中生的情绪智力平均是116.74。该回归模型的回归方程式可以表示为：

Yi=f(出生次序，常同谁生活，家庭所在地，家庭经济状况)

=β0+β1BORDER2+β2BORDER3+β3BORDER4+β4BORDER5+β5LW2+β6LW3+β7FPLACE2+β8FPLACE3+β9FECOSTATUS2+β10FECOSTATUS3+μi

=116.74-2.110BORDER2-3.491BORDER3-0.935BORDER4+3.842BORDER5-0.167LW2+1.554LW3+2.573FPLACE2+3.216FPLACE3+5.000FECOSTATUS1+2.316FECOSTATUS2

但是，从显著性一栏可以看出，只有“中等以上&中等以下”“城市&农村”“老二&独生”3个虚拟变量的回归系数是显著的，表明该3个变量与因变量间存在显著的线性相关关系。同时Beta分布一栏显示，在10个虚拟变量中，对高中生情绪智力的贡献从大到小依次是“城市&农村”“中等以上&中等以下”“老二&独生”“中等&中等以下”“老大&独生”“乡镇&农村”“老四及以上&独生”“其他&爸爸妈妈”“老三&独生”“爷爷奶奶(外公外婆)&爸爸妈妈”。从整体上看，经常与高中生一起生活的家庭成员对高中生情绪智力的贡献最小。这说明，经常与高中生一起生活的家庭成员是谁，不管是不是父母，对高中生情绪智力的影响都不大；高中生家庭所在地和经济状况则相对重要，且对于非独生子女的家庭，学生的出生次序对其情绪智力的影响作用也不容忽视。

a.预测变量：(常数)，老四及以上&独生，中等&独生，中等&中等以下，爷爷奶奶(外公外婆)&爸爸妈妈，老三&独生，乡镇&农村，其他&爸爸妈妈，老二&独生，老大&独生，中等以上&中等以下，城市&农村

b.依变量：高中生情绪智

表3　出生次序、常同谁生活、家庭所在地、家庭经状况对情绪智力的回归系数a

a.依变量：高中生情绪智力

父亲相关的变量对高中生情绪智力的多元回归分析，即做父亲的职业、年龄、学历及与父亲关系的虚拟变量对高中生情绪智力的回归，结果见表4和表5。从表4可见，父亲的职业、年龄、学历以及与父亲关系的虚拟变量的整体可以解释高中生情绪智力4.2%的变化。且方差分析的显著性显示，显著度<0.01，表示回归模型整体解释变异达到显著水平，说明自变量与因变量之间具有显著的线性关系。该回归模型的回归方程式可以表示为：

Yi=f(父亲的职业，父亲的年龄，父亲学历，与父亲关系)

=β0+β1FOCCU1+β2FOCCU2+β3FOCCU4+β4FOCCU5+β5FAGDE2+β6FAGDE3+β7FEDUC2+β8FEDUC3+β9WFRELA2+β10WFRELA3+β11WFRELA4+μi

=120.510+3.413FOCCU1+1.303FOCCU2-1.051(3FOCCU4-3.173FOCCU5-3.348(5FAGDE2+7.039FAGDE3+2.666FEDUC2+5.029FEDUC3-1.527WFRELA2-1.056WFRELA3-0.576WFRELA4

回归结果显示，“46到55&46岁以下”、“大专或大学及以上&初中及以下”二个虚拟变量的回归系数是显著的，表明该两个变量与因变量间存在显著的线性相关关系。其中“高中或中专&初中及以下”变量的显著性(0.067)接近显著。同时这11个虚拟变量对高中生情绪智力的贡献从大到小依次是：“大专或大学及以上&初中及以下”“46到55&46岁以下”“其他&企业员工工人”“高中或中专&初中及以下”“56及以上&46岁以下”“国家机关事业单位&企业员工工人”“较好&很好”“自由职业个体&企业员工工人”“一般&很好”“专业技术人员&企业员工工人”“一般以下&很好”。从整体来看，学生自我报告的与父亲关系状况对高中生情绪智力的贡献最小，其次是父亲的职业。这说明学生自我报告的与父亲关系状况对高中生情绪智力的影响最小，父亲的职业的也不太重要；而父亲的学历和年龄相对很重要。

a.预测变量：(常数)，一般以下&很好，专业技术人员&企业员工工人，高中或中专&初中及以下，国家机关事业单位&企业员工工人，较好&很好，46到55&46岁以下，56及以上&46岁以下，其他&企业员工工人，一般&很好，大专或大学及以上&初中及以下，自由职业个体&企业员工工人

b.依变量：高中生情绪智力

表5　父亲的职业、父亲的年龄、父亲学历与父亲关系对情绪智力的回归系数a

a.依变量：高中生情绪智力

三、讨论

(一)高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族与情绪智力

根据t检验结果可知，高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族在情绪智力上的差异是没有统计学意义的。其性别差异的结果与王才康[9]对高一高二以及刘成伟[10]对高中生的研究结果一致。Harrigan等人[11]认为情绪智力没有性别差异，Roothman和Kirsten研究[12]亦表明，性别没有影响情绪智力。但是也有不同的研究结论，比如张秋艳等人[13]的研究发现中学女生情绪智力非常显著地高于男生；杨建锋等人[14]的研究结论恰好相反。国外Schutte等人[15]的研究发现，中学女生情绪智力显著高于男生；Ghazali[16]研究则发现，男孩情绪智力显著高于女孩。年级差异的研究结果与耿亮等人[17]的研究一致。民族差异上的研究结果与宛蓉对贵州大学生的研究[18]相一致。综合对上述数据指标的分析，本研究认为高中生的情绪智力与性别、学科、是否班干部、年级和民族的关系不大，甚至可以忽略不计。

(二)家庭相关的人口学变量与高中生情绪智力

总的来看，家庭相关的人口学变量对高中生的情绪智力有一定影响。第一，调查数据表明高中生的情绪智力跟他们是否同父母、祖父母或其他人经常生活在一起几乎没有关系，或者说其情绪智力受家庭结构的影响很小甚至没有影响。这一结论跟Lamb[19]的观点相契合。他认为青少年广义的适应不受家庭结构的影响，而情绪智力其实属于广义适应的一部分。青少年有了情绪智力就有了最起码的健康心理的形式；相反，情绪智力不足，许多相应的问题可能会出现[20]。当然，本研究没有十分具体的家庭结构数据，该结论还有待进一步验证。第二，家庭的经济收入状况和所在地对高中生的情绪智力有显著影响。经济收入中等以上家庭的影响明显高于中等以下。究其原因可能是，经济相对富裕的家庭中的孩子，可能有更多的机会接触不一样的环境，比如外出旅游、公园娱乐、购物、走亲访友等。这就使得他们接触不同的人际关系多一些，得到了较多的学习和锻炼机会，其情绪智力也就高一些。第三，家庭所在地是城市的，其影响明显大于农村。这与张秋艳等人[21]的研究结果一致。城市家庭一般比农村家庭富裕，城市人口密集、知识密集的环境更利于孩子情绪智力的发展。Lifshiz认为教育的氛围影响情绪智力[22]，城市的教育氛围好于农村，城市人口的受教育水平整体高于农村，且普遍重视子女的教育。竺培梁在其研究中进一步推测指出，中学生情绪智力城乡差异远大于城城差异[23]。第四，不少研究指出家庭中子女的数量对子女的发展是有影响的。国外研究显示，家庭成员越少，青少年早期的情绪智力越高[24]。国内王才康、刘成伟等人[25-26]的研究也指出，独生子女的情绪智力显著高于非独生子女。但是研究也显示，排行老四及以上的高中生的情绪智力反而高于独生子女。同时，四个变量的预测系数仅有“老二&独生”是显著的。本研究认为，家庭的大小对高中生的情绪智力是有影响的，且对于各个子女的影响可能是不相同的。其中，排行老二的受到了显著影响，情绪智力相比最低。所以，老二可能往往是我们家庭中容易被忽视的一个盲点，应该提醒我们更加注意加强对老二的关注、关爱和教育。

(三)父亲相关的变量与高中生情绪智力

本研究数据显示，学生自我报告的跟父亲之间的关系紧密程度并不能预测其情绪智力水平。但总的来看，父亲相关的总体变量对高中生情绪智力的影响比家庭大。其中，只有“大专或大学及以上&初中及以下”“46到55&46岁以下”2个虚拟变量对高中生情绪智力具有显著的预测作用。父亲为大专或大学及以上学历时，其对高中生子女情绪智力的正向影响作用大于学历在初中及以下的父亲。Yeh研究认为，父母受过高等教育的学生，其情绪智力的水平较高；Goleman指出，父母的受教育程度越高，儿童的情绪智力就越高[27]。还有研究进一步指出，父亲的受教育程度在家庭环境对早期青少年情绪智力的影响中起调节作用[28]。综合以上数据和分析，本研究认为学历为高中以上的父亲对高中生子女情绪智力的影响更大。另外，年龄在46～55岁的父亲对高中生情绪智力的影响作用大于年龄在46岁以下的父亲的。从数字可以倒推出，约20～30岁生养孩子的父亲，其对子女情绪智力的正面影响可能最强。从分析来看，父亲职业的差异对高中生子女情绪智力影响的差异没有统计学意义。但总的来看，父亲为国家机关或事业单位人员、专业技术人员、企业职工或公司和工厂员工的，其对高中子女情绪智力的正向影响作用均要大于父亲为自由职业者及个体从业人员。原因可能是：一方面，职业基本决定了父亲的收入，但是父亲的收入对子女社会情绪的影响不一定总是积极的，[29]这可能导致了数据差异不具有统计学意义；另一方面，前几种职业的人一般工作相对稳定，且受教育程度和能力相对更高，为子女智力情绪的良好发展创造了较好的家庭环境。当然，本研究结果还有待进一步验证分析。

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[责任编辑文川]

中图分类号：G446

文献标识码：A

文章编号：1008-6390(2015)01-0111-06

通讯作者：

作者简介：牛云霞(1987-)，女，在读硕士生，研究方向：认知发展与教育；赵德肃(1963-)，男，教授，研究方向：教育心理学。