情绪智力与人口学论文

一、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。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。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。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。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。

二、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对高一高二以及刘成伟对高中生的研究结果一致。Harrigan等人认为情绪智力没有性别差异，Ro-othman和Kirsten研究亦表明，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;杨建锋等人的研究结论恰好相反。国外Schutte等人的研究发现，中学女生情绪智力显著高于男生;Ghazali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。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，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。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。国内王才康、刘成伟等人的研究也指出，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;leman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。

作者：牛云霞黄青郑嫦赵德肃单位：贵州师范大学教育科学学院贵州师范学院继续教育科学学院