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一、結果

(一)高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族和情緒智力的關系高中生情緒智力的平均數顯示，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)，少數民族(120.05±14.44)＞漢族(119.59±13.99)，經過對平均數差異t的檢驗發現，高中生的情緒智力在性別、學科、是否班干部、年級、民族等方面沒有顯著的差異。這說明高中生的情緒智力在性別、學科、是否班干部、年級和民族之間的差異是沒有統計學意義的。另外，高中生的性別、學科、是否班干部、年級、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%。這就表明學科、是否班干部、年級對高中生情緒智力的貢獻率都是0.2%，而性別和民族則幾乎沒有什么貢獻。

(二)家庭和父親相關的人口學變量與高中生情緒智力的關系1．描述統計和分析本研究搜集的家庭和父親相關的人口學變量的詳細信息見表1。2．家庭和父親相關的變量對高中生情緒智力影響的多元回歸分析與家庭相關的人口學變量對高中生情緒智力影響的多元回歸分析，即做出生次序、常同誰生活、家庭所在地和家庭經濟狀況的虛擬變量對高中生情緒智力的回歸，得出的結果見表2和表3。從表2可見，出生次序、常同誰生活、家庭所在地和家庭經濟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到顯著水平，說明自變量與因變量之間具有顯著的線性關系。從表2中B的估計值欄可以看出，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，該列的第二個數據意指在控制了其他條件的情況下，家庭經濟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＆獨生”一行則解釋為家中排行老二的學生，其情緒智力會比相同條件中的獨生子女低3.491。其中，該列的第一個數據顯示，在中等以下收入家庭，經常同爸爸媽媽一起居住，家在農村，且為獨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＆農村”“老二＆獨生”3個虛擬變量的回歸系數是顯著的，表明該3個變量與因變量間存在顯著的線性相關關系。同時Beta分布一欄顯示，在10個虛擬變量中，對高中生情緒智力的貢獻從大到小依次是“城市＆農村”“中等以上＆中等以下”“老二＆獨生”“中等＆中等以下”“老大＆獨生”“鄉鎮＆農村”“老四及以上＆獨生”“其他＆爸爸媽媽”“老三＆獨生”“爺爺奶奶(外公外婆)＆爸爸媽媽”。從整體上看，經常與高中生一起生活的家庭成員對高中生情緒智力的貢獻最小。這說明，經常與高中生一起生活的家庭成員是誰，不管是不是父母，對高中生情緒智力的影響都不大;高中生家庭所在地和經濟狀況則相對重要，且對于非獨生子女的家庭，學生的出生次序對其情緒智力的影響作用也不容忽視。父親相關的變量對高中生情緒智力的多元回歸分析，即做父親的職業、年齡、學歷及與父親關系的虛擬變量對高中生情緒智力的回歸，結果見表4和表5。從表4可見，父親的職業、年齡、學歷以及與父親關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到顯著水平，說明自變量與因變量之間具有顯著的線性關系。該回歸模型的回歸方程式可以表示。回歸結果顯示，“46到55＆46歲以下”、“大專或大學及以上＆初中及以下”二個虛擬變量的回歸系數是顯著的，表明該兩個變量與因變量間存在顯著的線性相關關系。其中“高中或中專＆初中及以下”變量的顯著性(0.067)接近顯著。同時這11個虛擬變量對高中生情緒智力的貢獻從大到小依次是:“大專或大學及以上＆初中及以下”“46到55＆46歲以下”“其他＆企業員工工人”“高中或中專＆初中及以下”“56及以上＆46歲以下”“國家機關事業單位＆企業員工工人”“較好＆很好”“自由職業個體＆企業員工工人”“一般＆很好”“專業技術人員＆企業員工工人”“一般以下＆很好”。從整體來看，學生自我報告的與父親關系狀況對高中生情緒智力的貢獻最小，其次是父親的職業。這說明學生自我報告的與父親關系狀況對高中生情緒智力的影響最小，父親的職業的也不太重要;而父親的學歷和年齡相對很重要。

二、討論

(一)高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族與情緒智力根據t檢驗結果可知，高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族在情緒智力上的差異是沒有統計學意義的。其性別差異的結果與王才康對高一高二以及劉成偉對高中生的研究結果一致。Harrigan等人認為情緒智力沒有性別差異，Ro-othman和Kirsten研究亦表明，性別沒有影響情緒智力。但是也有不同的研究結論，比如張秋艷等人的研究發現中學女生情緒智力非常顯著地高于男生;楊建鋒等人的研究結論恰好相反。國外Schutte等人的研究發現，中學女生情緒智力顯著高于男生;Ghazali研究則發現，男孩情緒智力顯著高于女孩。年級差異的研究結果與耿亮等人的研究一致。民族差異上的研究結果與宛蓉對貴州大學生的研究相一致。綜合對上述數據指標的分析，本研究認為高中生的情緒智力與性別、學科、是否班干部、年級和民族的關系不大，甚至可以忽略不計。

(二)家庭相關的人口學變量與高中生情緒智力總的來看，家庭相關的人口學變量對高中生的情緒智力有一定影響。第一，調查數據表明高中生的情緒智力跟他們是否同父母、祖父母或其他人經常生活在一起幾乎沒有關系，或者說其情緒智力受家庭結構的影響很小甚至沒有影響。這一結論跟Lamb的觀點相契合。他認為青少年廣義的適應不受家庭結構的影響，而情緒智力其實屬于廣義適應的一部分。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，許多相應的問題可能會出現。當然，本研究沒有十分具體的家庭結構數據，該結論還有待進一步驗證。第二，家庭的經濟收入狀況和所在地對高中生的情緒智力有顯著影響。經濟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，經濟相對富裕的家庭中的孩子，可能有更多的機會接觸不一樣的環境，比如外出旅游、公園娛樂、購物、走親訪友等。這就使得他們接觸不同的人際關系多一些，得到了較多的學習和鍛煉機會，其情緒智力也就高一些。第三，家庭所在地是城市的，其影響明顯大于農村。這與張秋艷等人的研究結果一致。城市家庭一般比農村家庭富裕，城市人口密集、知識密集的環境更利于孩子情緒智力的發展。Lifshiz認為教育的氛圍影響情緒智力，城市的教育氛圍好于農村，城市人口的受教育水平整體高于農村，且普遍重視子女的教育。竺培梁在其研究中進一步推測指出，中學生情緒智力城鄉差異遠大于城城差異。第四，不少研究指出家庭中子女的數量對子女的發展是有影響的。國外研究顯示，家庭成員越少，青少年早期的情緒智力越高。國內王才康、劉成偉等人的研究也指出，獨生子女的情緒智力顯著高于非獨生子女。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生子女。同時，四個變量的預測系數僅有“老二＆獨生”是顯著的。本研究認為，家庭的大小對高中生的情緒智力是有影響的，且對于各個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盲點，應該提醒我們更加注意加強對老二的關注、關愛和教育。

(三)父親相關的變量與高中生情緒智力本研究數據顯示，學生自我報告的跟父親之間的關系緊密程度并不能預測其情緒智力水平。但總的來看，父親相關的總體變量對高中生情緒智力的影響比家庭大。其中，只有“大專或大學及以上＆初中及以下”“46到55＆46歲以下”2個虛擬變量對高中生情緒智力具有顯著的預測作用。父親為大專或大學及以上學歷時，其對高中生子女情緒智力的正向影響作用大于學歷在初中及以下的父親。Yeh研究認為，父母受過高等教育的學生，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］。還有研究進一步指出，父親的受教育程度在家庭環境對早期青少年情緒智力的影響中起調節作用［28］。綜合以上數據和分析，本研究認為學歷為高中以上的父親對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。從數字可以倒推出，約20～30歲生養孩子的父親，其對子女情緒智力的正面影響可能最強。從分析來看，父親職業的差異對高中生子女情緒智力影響的差異沒有統計學意義。但總的來看，父親為國家機關或事業單位人員、專業技術人員、企業職工或公司和工廠員工的，其對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者及個體從業人員。原因可能是:一方面，職業基本決定了父親的收入，但是父親的收入對子女社會情緒的影響不一定總是積極的，［29］這可能導致了數據差異不具有統計學意義;另一方面，前幾種職業的人一般工作相對穩定，且受教育程度和能力相對更高，為子女智力情緒的良好發展創造了較好的家庭環境。當然，本研究結果還有待進一步驗證分析。

作者：牛云霞黃青鄭嫦趙德肅單位：貴州師范大學教育科學學院貴州師范學院繼續教育科學學院