大學生情緒智力對生活滿意度的影響機制研究

翁異靜　周祥祥　杜磊

摘 要：從情緒智力的自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵、自我情緒控制等四個維度出發，以河南省鄭州市11所高校為樣本，采用結構方程模型，討論大學生情緒智力對生活滿意度的影響。研究得出：情緒智力的四個維度對生活滿意度都有直接影響，其中自我情緒感知對生活滿意度有負向影響，他人情緒感知、自我激勵和自我情緒控制對生活滿意度有正向影響，且自我激勵的影響程度最大;進一步分析自我激勵對生活滿意度的影響特征得出，“經常告訴自己是一個有能力的人”是最有效的自我激勵方法;大學生性別和年級在情緒智力對生活滿意度的影響過程中起調節作用。

關鍵詞：情緒智力;生活滿意度;結構方程模型;調節效應

隨著我國高等教育的快速發展，截至到2019年6月，我國在校大學生數量已經高達2500萬。在校大學生人數的不斷增加，與之相關的校園問題也層出不窮，其中不乏一些令人痛心的慘案，如“馬加爵室友殺人案”、“藥家鑫故意殺人案”以及“復旦大學的投毒事件”，這些案件背后的原因都體現當代在校大學生人際交往能力不強，自我情緒控制能力弱，情緒智力比較低，從而沒有一個良好的生活和學習狀態，易產生厭世心理，出現極端行為。情緒智力即是指個體對自己及他人情緒的感知和控制，并適時利用這些信息指導自己的思想和行為的能力，一個人是否有良好的學習和生活狀態跟情緒智力的高低有關，而一個人的學習和生活狀態又體現著生活滿意度，由此可見，情緒智力正在嚴重的影響著大學生的生活滿意度。因此研究情緒智力對當代大學生的生活滿意度的影響就顯得尤為重要。

目前許多研究者也在關注大學生的情緒智力問題，王曉鈞[1]通過因子分析，根據實際意義將情緒智力理論模型歸為自我情緒認知能力、他人情緒認知能力、情緒思維能力、情緒成熟監察能力。陳雅靜[2]、王才康[3]、Carroll S A[4]提出大學生是否為獨生子女、生源地、家庭類別對情緒智力水平無顯著影響，是否為學生干部對情緒智力水平有顯著影響，以及父母的養育方式對學生的自信心和良好情緒的培養起著一定作用。基于對情緒智力的研究，王春梅[5]指出本科護生通過合理感知、調節、控制和運用情緒智力去解決實際問題，提高生活滿意度。為了進一步了解情緒智力對生活滿意度的影響，馬靜[6]、熊承清[7]指出社會支持和情感體驗在情緒智力對生活滿意度的影響過程中起到中介作用，但并沒有對情緒智力對生活滿意度的影響機制進行研究。陳曦[8]、劉銳[9]、王才康[10]、Kluemper D H.[11]等人通過相關分析、分層回歸等方法指出情緒智力與積極情緒正向相關，能夠正向預測生活滿意度。

總體來看，現有情緒智力對生活滿意度的研究，能夠得出大學生情緒智力對生活滿意度起到一個正向的預測作用。但從情緒智力的測量方面來看，現有研究并未考慮到情緒智力的維度對生活滿意度的具體影響;從研究方法上看，現有研究多采用相關和回歸的方法，只能研究變量間的直接效應，不能顯示變量間可能存在的間接效應，而結構方程模型的研究方法，不僅可以處理多個變量，比較評價不同的理論模型[12]，而且可以對影響機制進行探究。此外，鑒于目前對情緒智力的研究數據多是通過編制情緒智力量表進行問卷調查得到的數據，自變量與因變量之間存在誤差是必然的[13]，而結構方程模型可以解決此類的誤差問題，使研究更加科學可靠。

因此，本文基于現有研究理論，運用結構方程模型的研究方法，從情緒智力的四個維度——自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵、自我情緒控制對生活滿意度的影響進行研究，探討情緒智力對生活滿意度的直接影響以及情緒智力對生活滿意度影響過程中的調節效應，從而揭示情緒智力對生活滿意度的影響機制。

1 理論基礎與模型構建

1.1理論基礎

基于現有情緒智力研究理論以及場論，選取情緒智力的研究維度和情緒智力對生活滿意度影響的調節變量。

隨著智力中的非認知因素得到心理學家的重視，情緒智力的概念不斷被學者探討。Gardner認為人的情緒思維是一般智力的組成部分并對邏輯思維起促進作用，在他的多重智力理論中，內省智力和人際智力是情緒維度成分，人際智力是察覺并區分他人的情緒、意向、動機及感覺的能力。內省智力（自我反省）即明了自己內在情感和內心世界，并有效運用這種自我認識能力指導自己行為的能力。之后Salovey和Gmayer正式提出情緒智力概念，認為情緒智力是覺知和表達情緒、情緒促進思維，理解和分析情緒、以及調控自己與他人情緒的能力，初步概括出情緒智力包含四級能力，后經Goleman完善將情緒智力定為五個方面：認識自己情緒的能力、妥善管理自己情緒的能力、自我激勵的能力、理解他人情緒的能力、人際關系的管理能力。由于人際關系的管理能力很大程度上受到自我情緒管理的影響[14]，本文基于情緒智力理論的研究，將Goleman中妥善管理自己情緒的能力和人際關系的管理能力合并為自我情緒控制，并根據實際意義重新將情緒智力定義為四個維度即：自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵、自我情緒控制。

場論認為個人的生活空間是包括社會環境、工作環境在內的一個心理場，場內的情況決定著某一時間內的個人行為，人處在一個場內，場可以對人的心理活動和實際行動產生重要影響[15]。基于場論，選取學生性別、年級作為情緒智力對生活滿意度影響途徑的調節變量，并假設大學生的性別和年級在情緒智力對生活滿意度的影響中起調節作用。

1.2理論模型的構建

從情緒智力的自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵、自我情緒控制四個角度出發，通過設計一些測量問題，并將人口統計學變量作為模型中的調節變量，構建情緒智力對于生活滿意度的理論模型（圖1-1）。

2實證分析

2.1調查對象及問卷設計

考慮到數據的代表性，將河南省鄭州市龍子湖大學城11所高校作為樣本點進行問卷調查，該大學城涉及學校類型豐富，財經類院校如河南財經政法大學，理工類院校如華北水利水電大學，農林類院校如河南農業大學，專科類院校如財政金融學院，選取這11所高校的學生作為樣本進行調查，采用簡單隨機抽樣的調查方法，共計發放問卷1305份，有效回收問卷1284份，有效回收率98.3%。

大學生情緒智力與生活滿意度問卷調查包括以下三個方面：一被調查學生的基本信息（性別、年級）;二是學生自我情緒感知的測量（4個問題）、學生對他人情緒感知的測量（4個問題）、學生自我激勵的測量（4個問題）、學生自我情緒控制的測量（4個問題）;三是學生生活滿意度的測量（5個問題）。

數據的可靠性對于調查結果的可靠性至關重要，數據的收集方式又直接影響數據的可靠性，所以本文首先對問卷進行信度檢驗。

對此次問卷量表進行信度分析結果如上，朗巴哈a信度系數（Cronbach's Alpha）越大說明問卷越可靠，總的問卷量的信度系數a值是0.900，情緒智力量表為0.906，生活滿意度量表可信度系數為0.830，說明可信度系數都很高，即總的問卷信度還是比較好的。

2.2大學生情緒智力對生活滿意度影響實證分析

采用結構方程模型（structural equation modeling，SEM）進行研究，結構方程模型（SEM）要求數據服從正態分布，且相關的測量問題以及潛變量具有良好得信度和效度。通過SPSS和AMOS軟件，經檢驗，所有的數據均服從正態分布（偏度絕對值均小于3，峰度絕對值均小于8），變量間相關性較強，適合做因子分析（KMO為0.904，大于0.8），經檢驗數據總體上有良好的信度，并且有關數據與理論模型有著較好的匹配（P值小于0.05，x2/df的值小于3;GFI、AGFI、NFI、IFI、CFI的值均大于0.9;RMR的值小于0.05且RMSEA的值小于0.08），可以進行學生情緒智力對生活滿意度的影響分析。

2.2.1大學生情緒智力對生活滿意度的直接影響

1. 對自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵以及自我情緒控制和生活滿意度進行結構方程建模，驗證變量之間的關系，具體模型如圖2-1所示（Q1～Q4是潛變量情緒智力的測量問題，N1～N5是潛變量生活滿意度的測量問題，e1～e4以及，d1～d6是誤差。四個模型運算結果如表2-2所示，模型擬合度指標值如2-3所示。

由表2-2以及表2-3可知，在自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵、自我情緒控制對生活滿意度的影響模型中，每個模型中NFI、IFI、CFI值均大于0.9;除了自我情緒控制模型以外，其他三個模型的RMSEA值均小于0.08，這說明自我情緒感知模型、他人情緒感知模型、自我激勵模型與實際數據擬合效果較好;且從這三個模型的顯著性，可以看出，每個模型的P值都是0.00，說明自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵模型不僅與實際數據擬合效果好并且大于顯著性水平0.05，均顯著。

分析三個模型的標準化系數，不難看出，自我情緒感知對生活滿意度影響的標準化系數是-0.24，即說明自我情緒感知對生活滿意度產生負影響。這說明在某種程度上，當一個人的自我情緒感知能力越高的時候，他可能對自己的生活越不滿意，這個結果驗證哲學家黑格爾的一句話：“人一思考自己，上帝就發笑”，說明人過多的關注自我，并不能提高生活滿意度。他人情緒感知與自我激勵模型表明，他人情緒感知和自我激勵對生活滿意度產生正影響，影響程度分別為0.22和0.36，說明越善于自我激勵的人對生活的滿意度越高。

2.2.2自我激勵的特征分析

由于2.21得出自我激勵對生活滿意度有正向顯著性影響，且相比自我情緒感知和他人情緒感知，自我激勵對生活滿意度的影響程度最大，這說明自我激勵的人更容于對生活產生滿意的感覺，所以為了探究什么樣的自我激勵是最有效的，本文采用結構方程模型對自我激勵的特征進行分析。

兩個潛變量分別為自我激勵和生活滿意度，X11-X14是自我激勵的測量變量，Y1-Y5是生活滿意度的測量變量。SEM模型如圖2-2。

從模型中可以看出，在自我激勵的X11（我通常會給自己設定目標并盡力完成）、X12（我經常告訴自己是一個有能力的人）、X13（我經常鼓勵自己要竭盡所能）、X14（我是一個自我激勵的人）四個測量變量中，最有效的是X13（我經常鼓勵自己竭盡所能），對自我激勵的影響程度為0.86，其次是X12（我經常告訴自己是一個有能力的人），對自我激勵的影響程度為0.79。

2.2.3學生人口統計學變量的調節效應

將人口統計學變量作為調節變量，運用AMOS軟件進行多群組效應分析，通過檢驗模型是否具有跨群組效應來分析相關人口統計學變量是否為自我激勵對生活滿意度影響的調節變量。具體模型圖如下。

基于學生性別的調節效應的SEM模型計算得出，學生性別的重合模型P值為0.00，小于0.05，CMIN/DF的值均大于3;無限制模型的P值為0.00，小于0.05，CMIN/DF的值均大于3，說明模型具有跨群組效應。由表2-4可知，學生性別在情緒智力對生活滿意度的影響中起調節作用。

基于學生學歷的調節效應的SEM模型計算得出，學生性別的重合模型P值為0.00，小于0.05，CMIN/DF的值均大于3;無限制模型的P值為0.00，小于0.05，CMIN/DF的值均大于3，說明模型具有跨群組效應。由表2-5可知，學生學歷在情緒智力對生活滿意度的影響中起調節作用。

3. 結語

綜上所述，情緒智力對生活滿意度都有直接影響，即自我情緒感知、他人情緒感知、自我激勵以及自我情緒控制對生活滿意度都有直接影響，影響程度分別為-0.24、0.22、0.36、0.33，其中自我情緒感知對生活滿意度的影響為負，并可以看出自我激勵對生活滿意度的影響最大。當今社會人與人之間有著千絲萬縷的聯系，與人交往中能夠敏銳的捕捉他人情緒和管理好自己情緒的人，對生活比較容易滿意，顯示出較高的情緒智力會幫助人們創造一種愉快的生活和工作氛圍，而經常過于關注自我情緒的人，人際交往中會過于敏感，從而生活滿意度不高。善于自我激勵的人，由于對未來更加充滿信心，所以對生活滿意度正向促進的作用最大。

此外通過對自我激勵的特征進行分析可知，經常鼓勵自己是一個有能力的人相比于其他自我激勵更有效，更能提高生活的滿意度。情緒智力對生活滿意度的調節影響方面，學生的年級和性別在情緒智力對生活滿意的影響中均起到調節作用。不同年級、不同學歷的人，閱歷不一樣，對生活的體驗感不同，所以相同情緒智力的人，年級和學歷不同，生活滿意度也不同。

[參考文獻]

[1]王曉鈞. 情緒智力理論結構的實證研究[J]. 心理科學， 2000， 23（1）：24-27.

[2]陳雅婧， 范競元， 潘思伊等藝術類高校大學生情緒智力的調查研究——以浙江音樂學院為例[J]. 北方音樂， 2019（12）：190-191.

[3]王才康， 何智雯. 父母養育方式和中學生自我效能感、情緒智力的關系研究[J]. 中國心理衛生雜志， 2002， 16（11）：781-782.

[4]Day A L ， Carroll S A . Using an ability-based measure of emotional intelligence to predict individual performance， group performance， and group citinzenship behaviours[J]. Personality & Individual Differences， 2004， 36（6）：1443-1458.

[5]王春梅， 孫雪芹， 王芳等本科護生情緒智力、領悟社會支持對主觀幸福感的影響[J]. 中國健康心理學雜志， 2016， 24（12）：1844-1848.

[6]馬靜， 王有智. 社會支持在大學生情緒智力與生活滿意度的中介作用[J]. 中國健康心理學雜志， 2013， 21（1）：137-138.

[7]熊承清， 劉永芳.大學生情緒智力與生活滿意度的關系：情感體驗的中介作用[J]. 信陽師范學院學報（哲學社會科學版）， 2017（06）：39-43.

[8]陳曦， 李明， 葉浩生等青年情緒智力與主觀幸福感的關系[J]. 心理學探新， 2012， 32（3）：267-271.

[9]劉銳. 大學生認知情緒調節與生活滿意度相關研究[J]. 社會心理科學， 2014（8）：38-40.

[10]王才康. 情緒智力與大學生焦慮、抑郁和心境的關系研究[J]. 中國臨床心理學雜志， 2002（4）：298-299.

[11]Kluemper D H. Trait emotional intelligence： The impact of core-self evaluations and social desirability[J]. Personality & Individual Differences， 2008， 44（6）：1402-1412.

[12]何宜慶， 黃哲星， 林雪純等基于結構方程模型的當代大學生“雙創”教育行為影響因素分析——以江西部分高校為例[J]. 數學的實踐與認識， 2019（11）：238-244.

[13]辛沖.組織創新的動態演化模型構建與實證研究[J]. 科學學與科學技術管理， 2010， 31（9）：97-103.

[14]郭峻辰. 淺談大學生人際交往能力的培養和提高[J]. 才智， 2018（10）：84.

[15]翁異靜， 鄧群釗， 吳嫣然，等. 高校師生信任對教學質量影響的研究——以浙江省4所高校為例[J]. 浙江科技學院學報， 2018， 30（2）：149-158.

[16]吳明隆. 結構方程模型：AMOS的操作與應用[M]. 重慶大學出版社， 2010.

基金項目：浙江省自然科學青年基金項目（地方政府機構編制規模確定機理與結構優化研究——以浙江省為例，LQ18G010002）;浙江省高等教育“十三五”第二批教學改革研究項目，產教融合視角下應用型高校大學生創新創業能力培養體系的構建、實踐及優化-以浙江省20所應用型建設試點示范高校為例（jg20190314）;浙江省哲學社會科學規劃課（包容性發展理念下新型城市化建設中政府作用研究——基于政府成本視角，18NDJC227YB）;浙江中醫藥大學2019年度校級教育教學改革課題資助（項目編號YB19022）。）