情緒智力在農村留守老人感恩與幸福感之間的效應

何安明 惠秋平 劉華山 (信陽師范學院教育科學學院，河南 信陽 464000)

情緒智力表示一個人認識、控制、調節自身、他人和環境情緒情感的能力，是一個與(傳統)智力相對應的新的心理學、人才學概念，是非理性的情緒能力，它對人生意義重大〔1〕。大量研究表明情緒智力與幸福感關系密切，Bar-On〔2〕和 Mayer等〔3〕均發現情緒智力與生活滿意度具有中等程度的相關，Benjamin等〔4〕的研究顯示特質情緒智力中的情緒清晰度和識別情緒困難與生活滿意度呈極顯著相關。另有研究顯示感恩對幸福感具有積極預測作用〔5～8〕。但目前國內外尚缺乏把感恩、情緒智力和幸福感放在一個系統中進行統合考察的研究。本研究通過引入中介效應和調節效應的概念來探討情緒智力在農村留守老人感恩與幸福感之間的作用。

1 對象與方法

1.1 對象 采用隨機抽樣的方法在河南省三個地區選取153名子女打工在外的農村留守老人進行入戶問卷調查，共回收有效問卷139份。其中男70人，女69人;子女與其經常聯系的91人，很少聯系的48人;有配偶107人，無配偶32人;身體健康的62人，患有一種慢性病的56人，患有兩種及以上慢性病的21人。

1.2 工具 采用中文版的感恩問卷、情緒智力量表和紐芬蘭紀念大學幸福度量表。(1)感恩問卷-6(GQ-6)共包含6個題目，李克特7點式計分，為避免被試的趨中反應在本研究中改用6點計分，問卷的得分越高感恩傾向越強烈。McCullough等〔5〕研究指出，GQ-6擁有良好的信度和效度，在本研究中內部一致性α系數為0.66。(2)情緒智力量表(EIS)采用5點記分形式，共有33道題組成，研究表明該量表具有較高的信度和效度〔9，10〕，是情緒智力中具有代表性的量表之一，近年來被廣泛采用，在本研究中內部一致性α系數為0.87。(3)紐芬蘭紀念大學幸福度量表(MUNSH)共24個條目，包括正性情感(PA)、負性情感(NA)、正性體驗(PE)、負性體驗(NE)、總幸福度五個因子，總的幸福度=PA-NA+PE－NE。經檢驗該量表具有較好的信度和效度(再測信度為0.70，對農村老人幸福度的預測效度0.735)，是幸福感測量中適合老年人的經典量表〔11〕。

1.3 統計學分析 運用SPSS16.0軟件進行描述性分析、相關分析、回歸分析和Sobel檢驗。

2 結果

2.1 一般情況 農村留守老人的感恩得分13～34〔平均(25.31±4.63)〕;情緒智力得分 83～157〔平均(118.81±16.79)〕;幸福感得分8～46〔平均(29.83±9.74)〕。

2.2 各變量之間的相關分析 通過雙變量相關分析發現，感恩、情緒智力和幸福感三個變量兩兩之間相關均是顯著的:感恩和幸福感的Pearson相關系數為0.19(P＜0.05);感恩和情緒智力的Pearson相關系數為0.33(P＜0.001);情緒智力與幸福感的Pearson相關系數為0.49(P＜0.001)。

2.3 中介效應檢驗 建立假設:情緒智力在感恩與幸福感之間起中介效應，見圖1。為了檢驗情緒智力的中介效應，按照溫忠麟等〔12～15〕建議的方法應用線性回歸分析對中介效應進行檢驗，結果顯示:(1)以幸福感為因變量，感恩為自變量，回歸系數具有顯著性;(2)以情緒智力為因變量，感恩為自變量時，回歸系數具有顯著性;(3)以幸福感為因變量，感恩和情緒智力為自變量，情緒智力的回歸系數顯著，而感恩的回歸系數不再顯著了。因變量幸福感和自變量感恩之間具有顯著相關性，當在它們之間加入中介變量情緒智力之后，幸福感和感恩之間的回歸系數明顯降低(未標準化回歸系數從0.40降低到0.07且不再顯著)。因此，情緒智力在感恩與幸福感之間起到了完全中介效應，即感恩不再直接作用于農村留守老人的幸福感，而幾乎完全借助情緒智力中介變量起作用。見表1。

表1 運用回歸分析檢驗中介效應的結果

圖1 中介效應示意圖

除了直觀地根據回歸系數的變化說明中介作用外，可以采用Sobel檢驗的方法對中介作用進行更為準確的統計檢驗。公式為，其中a是自變量到中介變量的未標準化回歸系數、b為與自變量一起預測時，中介變量到因變量的未標準化偏回歸系數，Sa與Sb分別為a與b的標準誤〔12〕。把數據(見表 1)代入公式得 Z=1.19*0.28/=3.31(P ＜0.01)，Sobel檢驗也表明了情緒智力作為中介變量的顯著作用。其中的a(1.19)與b(0.28)的乘積為0.33，這即為中介效應，而感恩作為自變量對因變量幸福感的回歸系數B1(0.40)即為總效應，中介效應與總效應的比值為0.83，這說明情緒智力作為中介變量能夠非常有效地解釋自變量感恩和因變量幸福感的關系。

2.4 調節效應檢驗 建立假設:情緒智力在感恩與幸福感之間起調節效應，見圖2。為研究情緒智力對感恩與幸福感關系的調節效應，按照溫忠麟等〔12～15〕建議的方法，采用分層回歸分析，遵循以下步驟對情緒智力的調節效應進行檢驗:(1)首先對感恩和情緒智力得分中心化處理，即各自減去其樣本均值;(2)生成“感恩*情緒智力”作為交互作用項;(3)以幸福感作為因變量進行分層回歸分析，在第一步引入主效應項感恩和情緒智力，第二步引入交互作用項“感恩*情緒智力”，通過新增解釋量(△R2)或者交互作用項的回歸系數是否顯著，判斷情緒智力的調節效應是否顯著。

圖2 調節效應示意圖

交互作用項“感恩*情緒智力”的回歸系數在以幸福感為因變量的回歸方程中未達到顯著性水平(β=－0.05，t=－0.727，P=0.469)，引入交互作用項后新增解釋量(△R2)亦未達到顯著性水平(△R2=0.003，△F=0.528，P=0.469)，即引入交互作用項“感恩*情緒智力”后對幸福感變異量的解釋僅增加了0.3%，表明情緒智力在感恩對幸福感影響上的調節效應不顯著，即研究數據不支持情緒智力調節效應的假設。見表2。

表2 檢驗情緒智力的調節效應

3 討論

3.1 中介效應 中介變量和調節變量都能夠解釋自變量與因變量之間的關系，但是無論在概念還是統計層面上二者都存在本質的差異。在考慮自變量對因變量的影響時，如果自變量通過變量M來影響因變量，則稱M為中介變量〔16〕。中介變量所起的作用是間接效應，用來說明自變量是如何通過它而影響因變量的，根據Baron等〔14〕的解釋，中介變量是自變量對因變量發生影響的中介，是自變量對因變量產生影響的實質性的、內在的原因，其本身是包含在自變量對因變量的作用關系中的，自變量通過中介變量對因變量產生作用。在檢驗中介效應或者中介作用時就要系統考察自變量、因變量、中介變量(M)三個變量之間的關系。

本研究表明情緒智力存在完全中介效應，即情緒智力在感恩與幸福感之間的關系中處于完全中介變量的地位。感恩首先可能會影響農村留守老人的情緒智力，使他們的情緒智力水平隨著其感恩傾向的增強(或減弱)而相應地提高(或降低)。經常心存感激、感恩傾向強烈的老人善于自省自律、察言觀色、將心比心、克己愛人，情緒智力水平較高;加上農村留守老人經歷了太多的變故和磨難，目前又處于相對弱勢的社會地位，使得他們善于感知、調控情緒，善于苦中作樂、知足常樂，具有較強的激發強化積極情緒、降低消除消極情緒的能力。情緒智力與幸福感存在正向相關〔2～4〕，情緒智力作為一種重要的社會性能力，對于優化人類情緒、提升生活質量發揮著積極作用，高情商(情緒智力商數的簡稱)的個體移情能力強、情緒轉化水平高、人際關系往往較好，能夠獲得更多、更持久的良性體驗，幸福感水平自然也水漲船高，如此就形成了“感恩→情緒智力→幸福感”這樣一個過程，可見，情緒智力在這一系列事件序列中起到了橋梁和紐帶的作用，感恩傾向強烈者由于提高了情緒智力水平進而擁有較高的幸福指數。

3.2 調節效應和變量間的相關性 調節變量與中介變量不同。如果自變量與因變量的關系是變量M的函數，就稱M為調節變量〔16〕。存在調節效應即意味著自變量與因變量之間的因果關系隨著調節變量的取值不同而產生變化，在統計層面上可以將調節效應描述為自變量和調節變量的交互作用對因變量的顯著影響。

本研究表明農村留守老人感恩和幸福感之間關系的強弱不會因為其情緒智力水平的高低而明顯地增強或減弱，兩者之間關系的方向也不會因為情緒智力的取值不同而發生變化，這也從一個側面進一步說明了感恩與幸福感之間關系的穩定性，感恩是幸福感穩定而積極的預測變量。

感恩與幸福感之間存在著緊密聯系，這符合拓寬建構理論對感恩作用的解釋，根據感恩的拓寬建構理論〔17〕，積極情緒常常產生行動的驅力，感恩作為一種積極情緒不但可以拓寬人們的暫時思想行為腳本(或心理定勢)，而且能夠建構個體持久的心理、行為和社會資源，如體驗愛和關心、激發利他行為、建構和強化友誼及其他社會聯系，并且它鼓勵人們去關注從他人那里得到的恩惠，從而更能體驗到他人的愛和關心、提高幸福感。國外已有研究支持感恩對幸福感具有積極的預測作用:McCullough等〔5〕通過對238名大學生的研究結果表明高感恩傾向的人有較多的積極情感和主觀幸福感;Watkins等〔6〕認為具有感恩傾向是個體體驗主觀幸福感的一個重要基礎，感恩與幸福感之間的關系可能是“螺旋上升”的，感恩可以提高幸福感，幸福感也可以促進感恩;Park等〔7〕研究發現感恩與生活滿意度具有緊密聯系，高感恩的人有更多的生活滿意度和主觀幸福感;Wood等〔8〕的研究亦表明，感恩對幸福感及其他一些社會性變量(如壓力、社會支持等)具有一定的預測作用。

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