情緒智力與人口學(xué)論文范文
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一、結(jié)果
(一)高中生的性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)、民族和情緒智力的關(guān)系高中生情緒智力的平均數(shù)顯示，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)，少數(shù)民族(120.05±14.44)＞漢族(119.59±13.99)，經(jīng)過(guò)對(duì)平均數(shù)差異t的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，高中生的情緒智力在性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)、民族等方面沒(méi)有顯著的差異。這說(shuō)明高中生的情緒智力在性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)和民族之間的差異是沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。另外，高中生的性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)、民族等可以解釋其情緒智力的總變異量依次為0.0%，0.2%，0.2%，0.2%，0.0%。這就表明學(xué)科、是否班干部、年級(jí)對(duì)高中生情緒智力的貢獻(xiàn)率都是0.2%，而性別和民族則幾乎沒(méi)有什么貢獻(xiàn)。
(二)家庭和父親相關(guān)的人口學(xué)變量與高中生情緒智力的關(guān)系1．描述統(tǒng)計(jì)和分析本研究搜集的家庭和父親相關(guān)的人口學(xué)變量的詳細(xì)信息見(jiàn)表1。2．家庭和父親相關(guān)的變量對(duì)高中生情緒智力影響的多元回歸分析與家庭相關(guān)的人口學(xué)變量對(duì)高中生情緒智力影響的多元回歸分析，即做出生次序、常同誰(shuí)生活、家庭所在地和家庭經(jīng)濟(jì)狀況的虛擬變量對(duì)高中生情緒智力的回歸，得出的結(jié)果見(jiàn)表2和表3。從表2可見(jiàn)，出生次序、常同誰(shuí)生活、家庭所在地和家庭經(jīng)濟(jì)狀況整體可以解釋高中生情緒智力2.3%的變化;方差分析的顯著性顯示，顯著度＜0.05，表示回歸模型整體解釋變異達(dá)到顯著水平，說(shuō)明自變量與因變量之間具有顯著的線性關(guān)系。從表2中B的估計(jì)值欄可以看出，在控制了其他變量之后前者與后者情緒智力的差異或變化值。比如，該列的第二個(gè)數(shù)據(jù)意指在控制了其他條件的情況下，家庭經(jīng)濟(jì)收入中等的高中生的情緒智力比中等以下的高2.316;而“老二＆獨(dú)生”一行則解釋為家中排行老二的學(xué)生，其情緒智力會(huì)比相同條件中的獨(dú)生子女低3.491。其中，該列的第一個(gè)數(shù)據(jù)顯示，在中等以下收入家庭，經(jīng)常同爸爸媽媽一起居住，家在農(nóng)村，且為獨(dú)生子女的高中生的情緒智力平均是116.74。該回歸模型的回歸方程式可以表示。但是，從顯著性一欄可以看出，只有“中等以上＆中等以下”“城市＆農(nóng)村”“老二＆獨(dú)生”3個(gè)虛擬變量的回歸系數(shù)是顯著的，表明該3個(gè)變量與因變量間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。同時(shí)Beta分布一欄顯示，在10個(gè)虛擬變量中，對(duì)高中生情緒智力的貢獻(xiàn)從大到小依次是“城市＆農(nóng)村”“中等以上＆中等以下”“老二＆獨(dú)生”“中等＆中等以下”“老大＆獨(dú)生”“鄉(xiāng)鎮(zhèn)＆農(nóng)村”“老四及以上＆獨(dú)生”“其他＆爸爸媽媽”“老三＆獨(dú)生”“爺爺奶奶(外公外婆)＆爸爸媽媽”。從整體上看，經(jīng)常與高中生一起生活的家庭成員對(duì)高中生情緒智力的貢獻(xiàn)最小。這說(shuō)明，經(jīng)常與高中生一起生活的家庭成員是誰(shuí)，不管是不是父母，對(duì)高中生情緒智力的影響都不大;高中生家庭所在地和經(jīng)濟(jì)狀況則相對(duì)重要，且對(duì)于非獨(dú)生子女的家庭，學(xué)生的出生次序?qū)ζ淝榫w智力的影響作用也不容忽視。父親相關(guān)的變量對(duì)高中生情緒智力的多元回歸分析，即做父親的職業(yè)、年齡、學(xué)歷及與父親關(guān)系的虛擬變量對(duì)高中生情緒智力的回歸，結(jié)果見(jiàn)表4和表5。從表4可見(jiàn)，父親的職業(yè)、年齡、學(xué)歷以及與父親關(guān)系的虛擬變量的整體可以解釋高中生情緒智力4.2%的變化。且方差分析的顯著性顯示，顯著度＜0.01，表示回歸模型整體解釋變異達(dá)到顯著水平，說(shuō)明自變量與因變量之間具有顯著的線性關(guān)系。該回歸模型的回歸方程式可以表示?；貧w結(jié)果顯示，“46到55＆46歲以下”、“大專(zhuān)或大學(xué)及以上＆初中及以下”二個(gè)虛擬變量的回歸系數(shù)是顯著的，表明該兩個(gè)變量與因變量間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。其中“高中或中專(zhuān)＆初中及以下”變量的顯著性(0.067)接近顯著。同時(shí)這11個(gè)虛擬變量對(duì)高中生情緒智力的貢獻(xiàn)從大到小依次是:“大專(zhuān)或大學(xué)及以上＆初中及以下”“46到55＆46歲以下”“其他＆企業(yè)員工工人”“高中或中專(zhuān)＆初中及以下”“56及以上＆46歲以下”“國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位＆企業(yè)員工工人”“較好＆很好”“自由職業(yè)個(gè)體＆企業(yè)員工工人”“一般＆很好”“專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員＆企業(yè)員工工人”“一般以下＆很好”。從整體來(lái)看，學(xué)生自我報(bào)告的與父親關(guān)系狀況對(duì)高中生情緒智力的貢獻(xiàn)最小，其次是父親的職業(yè)。這說(shuō)明學(xué)生自我報(bào)告的與父親關(guān)系狀況對(duì)高中生情緒智力的影響最小，父親的職業(yè)的也不太重要;而父親的學(xué)歷和年齡相對(duì)很重要。
二、討論
(一)高中生的性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)、民族與情緒智力根據(jù)t檢驗(yàn)結(jié)果可知，高中生的性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)、民族在情緒智力上的差異是沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。其性別差異的結(jié)果與王才康對(duì)高一高二以及劉成偉對(duì)高中生的研究結(jié)果一致。Harrigan等人認(rèn)為情緒智力沒(méi)有性別差異，Ro-othman和Kirsten研究亦表明，性別沒(méi)有影響情緒智力。但是也有不同的研究結(jié)論，比如張秋艷等人的研究發(fā)現(xiàn)中學(xué)女生情緒智力非常顯著地高于男生;楊建鋒等人的研究結(jié)論恰好相反。國(guó)外Schutte等人的研究發(fā)現(xiàn)，中學(xué)女生情緒智力顯著高于男生;Ghazali研究則發(fā)現(xiàn)，男孩情緒智力顯著高于女孩。年級(jí)差異的研究結(jié)果與耿亮等人的研究一致。民族差異上的研究結(jié)果與宛蓉對(duì)貴州大學(xué)生的研究相一致。綜合對(duì)上述數(shù)據(jù)指標(biāo)的分析，本研究認(rèn)為高中生的情緒智力與性別、學(xué)科、是否班干部、年級(jí)和民族的關(guān)系不大，甚至可以忽略不計(jì)。
(二)家庭相關(guān)的人口學(xué)變量與高中生情緒智力總的來(lái)看，家庭相關(guān)的人口學(xué)變量對(duì)高中生的情緒智力有一定影響。第一，調(diào)查數(shù)據(jù)表明高中生的情緒智力跟他們是否同父母、祖父母或其他人經(jīng)常生活在一起幾乎沒(méi)有關(guān)系，或者說(shuō)其情緒智力受家庭結(jié)構(gòu)的影響很小甚至沒(méi)有影響。這一結(jié)論跟Lamb的觀點(diǎn)相契合。他認(rèn)為青少年廣義的適應(yīng)不受家庭結(jié)構(gòu)的影響，而情緒智力其實(shí)屬于廣義適應(yīng)的一部分。青少年有了情緒智力就有了最起碼的健康心理的形式;相反，情緒智力不足，許多相應(yīng)的問(wèn)題可能會(huì)出現(xiàn)。當(dāng)然，本研究沒(méi)有十分具體的家庭結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，該結(jié)論還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。第二，家庭的經(jīng)濟(jì)收入狀況和所在地對(duì)高中生的情緒智力有顯著影響。經(jīng)濟(jì)收入中等以上家庭的影響明顯高于中等以下。究其原因可能是，經(jīng)濟(jì)相對(duì)富裕的家庭中的孩子，可能有更多的機(jī)會(huì)接觸不一樣的環(huán)境，比如外出旅游、公園娛樂(lè)、購(gòu)物、走親訪友等。這就使得他們接觸不同的人際關(guān)系多一些，得到了較多的學(xué)習(xí)和鍛煉機(jī)會(huì)，其情緒智力也就高一些。第三，家庭所在地是城市的，其影響明顯大于農(nóng)村。這與張秋艷等人的研究結(jié)果一致。城市家庭一般比農(nóng)村家庭富裕，城市人口密集、知識(shí)密集的環(huán)境更利于孩子情緒智力的發(fā)展。Lifshiz認(rèn)為教育的氛圍影響情緒智力，城市的教育氛圍好于農(nóng)村，城市人口的受教育水平整體高于農(nóng)村，且普遍重視子女的教育。竺培梁在其研究中進(jìn)一步推測(cè)指出，中學(xué)生情緒智力城鄉(xiāng)差異遠(yuǎn)大于城城差異。第四，不少研究指出家庭中子女的數(shù)量對(duì)子女的發(fā)展是有影響的。國(guó)外研究顯示，家庭成員越少，青少年早期的情緒智力越高。國(guó)內(nèi)王才康、劉成偉等人的研究也指出，獨(dú)生子女的情緒智力顯著高于非獨(dú)生子女。但是研究也顯示，排行老四及以上的高中生的情緒智力反而高于獨(dú)生子女。同時(shí)，四個(gè)變量的預(yù)測(cè)系數(shù)僅有“老二＆獨(dú)生”是顯著的。本研究認(rèn)為，家庭的大小對(duì)高中生的情緒智力是有影響的，且對(duì)于各個(gè)子女的影響可能是不相同的。其中，排行老二的受到了顯著影響，情緒智力相比最低。所以，老二可能往往是我們家庭中容易被忽視的一個(gè)盲點(diǎn)，應(yīng)該提醒我們更加注意加強(qiáng)對(duì)老二的關(guān)注、關(guān)愛(ài)和教育。
(三)父親相關(guān)的變量與高中生情緒智力本研究數(shù)據(jù)顯示，學(xué)生自我報(bào)告的跟父親之間的關(guān)系緊密程度并不能預(yù)測(cè)其情緒智力水平。但總的來(lái)看，父親相關(guān)的總體變量對(duì)高中生情緒智力的影響比家庭大。其中，只有“大專(zhuān)或大學(xué)及以上＆初中及以下”“46到55＆46歲以下”2個(gè)虛擬變量對(duì)高中生情緒智力具有顯著的預(yù)測(cè)作用。父親為大專(zhuān)或大學(xué)及以上學(xué)歷時(shí)，其對(duì)高中生子女情緒智力的正向影響作用大于學(xué)歷在初中及以下的父親。Yeh研究認(rèn)為，父母受過(guò)高等教育的學(xué)生，其情緒智力的水平較高;leman指出，父母的受教育程度越高，兒童的情緒智力就越高［27］。還有研究進(jìn)一步指出，父親的受教育程度在家庭環(huán)境對(duì)早期青少年情緒智力的影響中起調(diào)節(jié)作用［28］。綜合以上數(shù)據(jù)和分析，本研究認(rèn)為學(xué)歷為高中以上的父親對(duì)高中生子女情緒智力的影響更大。另外，年齡在46～55歲的父親對(duì)高中生情緒智力的影響作用大于年齡在46歲以下的父親的。從數(shù)字可以倒推出，約20～30歲生養(yǎng)孩子的父親，其對(duì)子女情緒智力的正面影響可能最強(qiáng)。從分析來(lái)看，父親職業(yè)的差異對(duì)高中生子女情緒智力影響的差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。但總的來(lái)看，父親為國(guó)家機(jī)關(guān)或事業(yè)單位人員、專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員、企業(yè)職工或公司和工廠員工的，其對(duì)高中子女情緒智力的正向影響作用均要大于父親為自由職業(yè)者及個(gè)體從業(yè)人員。原因可能是:一方面，職業(yè)基本決定了父親的收入，但是父親的收入對(duì)子女社會(huì)情緒的影響不一定總是積極的，［29］這可能導(dǎo)致了數(shù)據(jù)差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義;另一方面，前幾種職業(yè)的人一般工作相對(duì)穩(wěn)定，且受教育程度和能力相對(duì)更高，為子女智力情緒的良好發(fā)展創(chuàng)造了較好的家庭環(huán)境。當(dāng)然，本研究結(jié)果還有待進(jìn)一步驗(yàn)證分析。
作者：牛云霞黃青鄭嫦趙德肅單位：貴州師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院貴州師范學(xué)院繼續(xù)教育科學(xué)學(xué)院