高中生情緒智力對同伴信任的影響及教育建議

中圖分類號：G44 文獻標識碼：A 文章編號：1671-2684（2025）24-0004-04

一、引言

青少年時期是個體社會性發展的關鍵階段，同伴關系作為個體心理成長的核心載體，對其社會適應能力、心理健康水平及人格健全具有深遠影響。研究顯示，同伴依戀對青少年心理健康的促進作用遠超父母依戀[1-2]，而同伴信任作為衡量同伴關系質量的關鍵指標，在防范校園欺凌、助力學業合作及構建自我認同等方面發揮著重要保護作用。當前，社會競爭加劇與教育生態變革使中學生承受著學業和人際交往的雙重壓力，同伴信任缺失易引發焦慮、孤獨等負面情緒，阻礙心理健康與學業發展。高水平同伴信任能促進積極社會行為、減少人際沖突3，使其在人際交往中保持良好的心態。中國青少年研究中心調查顯示，約 37% 的初中生對好友能保守秘密持懷疑態度，因情緒管理失調引發的同伴沖突與社交回避問題愈發突出5。

情緒智力作為涵蓋情緒感知、整合、理解及調節的多維能力系統，因其對個體社會認知與情感互動的顯著預測作用，逐漸成為解釋青少年同伴關系的重要因素。一方面，在高中階段這一同伴依戀重構的關鍵期，情緒智力對青少年的心理適應能力的增強、幸福感的提升，以及學習成績均有積極影響；另一方面，高情緒智力的青少年往往能夠更好地識別和理解同伴的情緒狀態，從而作出恰當的反應，增強同伴之間的親密感和信任感。

盡管情緒智力對人際互動的預測價值已獲學界關注，但現有研究多聚焦成人職場或婚姻關系，針對青少年同伴信任的實證研究仍顯不足。因此采用實證方法，深入探究高中生情緒智力對同伴信任的影響，剖析二者的關聯模式，旨在為教育工作者提供科學的干預依據。

二、研究方法

（一）研究對象

采用隨機分層抽樣法，選取陜西省西安市兩所公立中學的高一至高三的學生作為研究對象，通過“問卷星”平臺回收與發放問卷，共發放問卷302份，回收有效問卷268份，問卷的有效率為 88.74% 。其中，男生129名，女生139名；高一年級52名，高二年級122名，高三年級94名；農村學生115名，城鎮學生153名。獨生子女88名，非獨生子女180名；擔任過班干部的學生75名，未擔任過的193名；單親家庭的學生38名，非單親家庭的學生230名；有過留守經歷的學生63名，沒有留守經歷的205名。

（二）測量工具

1.情緒智力量表

本研究所采用的是Schutte等人基于Mayer和Salovey的情緒智力模型編制的自陳式情緒智力量表（EIS），該量表經我國心理學者王才康修訂為中文版，在大、中小學生及少年犯中適用，有良好的信度和效度。該量表共計33道題目，涵蓋四個維度。其評分方式采用季克特五點計分法，分正向和反向兩種形式，其中T5、T28、T33為反向計分題目，量表總評分為165分。得分越高，則表明個體的情緒智力水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach'α系數為 0.95

表1高中生情緒智力和同伴信任的群體差異狀況

注： ^*plt;0.05 ， ^??plt;0.01 ， ???_plt;0.00 1。下同。

表2高中生情緒智力和同伴信任之間的相關性分析

2.信任量表

該量表由Rempel和Holmes于1986年編制，旨在衡量關系密切者之間的相互信任程度。量表由18個題項組成，分為正向計分和反向計分題，覆蓋了可預測性、可依靠性以及信賴度三個維度，每個維度包含6個題項。評分采用李克特七點計分法，其中1分代表“完全不同意”，而7分代表“完全同意”。在本研究中，該量表的Cronbach's ∝ 系數為 0.82 0

3.數據分析

利用SPSS27.0統計軟件對搜集的數據進行深入分析。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究采用自我報告法收集數據，可能會存在共同方法偏差。采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，特征值大于1的因子數共有7個，第1個因子的方差解釋率為 32.724% =未超過 40% 的臨界值。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）高中生情緒智力和同伴信任的總體狀況分析

采用單樣本 Φ_t 檢驗分析情緒智力和同伴信任的總體情況，結果顯示高中生的情緒智力及同伴信任的總體情況良好，具體表現為：情緒智力得分為 3.51±0.73 ，其中他人情緒管理維度得分最高（ M±SD=3.57±0.84） ，情緒運用維度得分最低1 ′M±SD=3.44±0.44 ；同伴信任得分為 4.11±0.82 。獨立樣本t檢驗結果顯示，高中生的情緒智力在性別、生源地、是否為獨生子女上的差異具有統計學意義。獨立樣本檢驗和方差分析的結果表明：高中生的同伴信任狀況在年級和是否為獨生子女上具有顯著性差異。結果如表1。

（三）情緒智力與同伴信任的相關性分析

Pearson相關分析的結果顯示：高中生的情緒智力總分與同伴信任呈顯著正相關（ r=0.569 plt;0.01 ），其中情緒知覺能力（ r=0.581 ， plt;0.01 ）與情緒運用能力（ r=0.604 ， plt;0.01 ）對同伴信任的相關性最為顯著，具體結果如表2。

表3高中生情緒智力與同伴信任的回歸分析

（四）情緒智力與同伴信任的回歸分析

以情緒智力總分為自變量、同伴信任總分為因變量進行回歸分析。結果顯示，回歸方程的模型公式為 情緒智力”， R²=0.321 ，這表明情緒智力能夠解釋同伴信任變異的 32.1% 。情緒智力的回歸系數為0.644（ t=11.290 ， plt;0.001 ），這說明情緒智力對同伴信任具有顯著的正向預測作用。詳見表 3

四、討論與分析

（一）情緒智力影響同伴信任的認知-情感機制

本研究顯示，情緒智力對同伴信任具有顯著正向預測作用，情緒能力構成信任建構的認知基礎。根據社會信息加工理論，高情緒智力個體在人際互動中展現出三方面優勢：其一，通過面部表情、語調等非言語線索準確識別情緒狀態的能力[1；其二，運用情緒調節策略增強互動行為的可預測性與可靠性的能力；其三，將情緒能量轉化為合作動力的整合能力。這一結果與邁爾（Mayer）等{提出的情緒智力“能力模型”相契合，即情緒整合與運用能力是促進社會適應的高級認知功能。在情緒智力的三個維度中，情緒運用能力通過外顯行為通道直接影響信任表征，而他人情緒管理能力則通過關系氛圍調節間接鞏固信任關系。此發現與劉艷和鄒泓[2提出的中學生的情緒智力及其與社會適應關系的研究相呼應，進一步驗證了情緒智力在青少年社會化中的樞紐作用。

（二）群體差異的社會建構性解釋

在性別維度方面，女生的情緒智力顯著高于男生，該結果與張沖[3的研究一致，性別角色社會化理論為此提供了解釋：傳統性別圖式通過“情緒表達抑制”塑造男性情感表達的刻板模式（如“男兒有淚不輕彈”），導致其情緒覺察能力發展受限，而女性因社會角色期待更注重情感互動技巧，在同伴互動中更傾向于使用情感支持性語言，在情緒表達規范性上接受更多正向強化[14]

在城鄉差異方面，城鎮學生的情緒智力顯著高于農村學生，這可用布朗芬布倫納生態系統理論解釋，農村學生面臨雙重發展限制：微觀系統層面的家庭情感互動單一化，中觀系統層面存在學校社交場景匱乏困境。該結果與李慶功、吳來芳和傅根躍關于城鄉兒童社交行為差異的研究形成互證，提示需重視農村學生社交生態系統的優化。

在年級差異上，高中生的同伴信任水平從高一至高三逐漸遞增，這可以用鮑爾比依戀理論中“安全基地”的漸進建構過程解釋。具體為高一階段表現為工具性信任，其社交互動受學業競爭主導；高二階段轉向沖突調節型信任，如學業分層與同伴比較，此時情緒管理能力成為化解沖突、維持信任的核心；高三階段升華為情感承諾型信任，共享壓力、互助復習等情境催生“命運共同體”意識。這一過程揭示了中國教育背景下同伴信任從功利性合作到情感共生的動態演變，與楊逸群、陳亮和陳光輝等提出的“中國青少年同伴關系壓力一支持雙路徑模型”相呼應。

在是否為獨生子女方面，獨生子女的同伴信任水平顯著低于非獨生子女。運用社會交換理論分析：獨生子女在家庭情感資源壟斷環境中形成了高反饋期待，導致其在同伴互動中產生信任成本感知偏差。當實際互動未能滿足其期待時，易觸發防御性退縮行為。相較而言，非獨生子女通過兄弟姐妹的“微觀社交實驗”習得沖突解決策略，在共情能力和信任維持方面表現出顯著優勢，其輕微沖突升級為信任破裂的概率較獨生子女低 33% 12]

五、教育建議

（一）重構男性情緒表達心理圖式

傳統性別規范借由認知框架系統性抑制男性情緒表達，致使其情緒識別能力弱化、元情緒理念扭曲。學校可實施“認知一行為”雙通道干預：開設性別敏感的情緒教育課程，運用心理劇、角色扮演等具身認知技術，引導男生在模擬沖突場景中精準表達情緒；結合鏡像神經元理論設計共情訓練，強化非語言情緒解碼能力；建立家校協同干預機制，借助家長工作坊普及性別中立觀念，運用社會學習理論指導家長建立“情緒表達一積極反饋”聯結。

（二）優化農村學生社交環境

受家庭情感互動模式單一與學校社交場景匱乏的雙重制約，農村學生情緒能力發展受限。學校應構建多維度干預體系：與家庭聯動開展親子情緒工作坊，教授情緒溝通理論，引入“家庭情緒日記”促進雙向覺察；設計跨校文化交流、志愿服務等社會實踐課程，運用社會認知學習理論，通過觀察學習、替代強化促進行為遷移；建立同伴情緒互助小組，以朋輩輔導助力學生練習情緒表達與沖突解決，提升社交自我效能感。

（三）分階段構建同伴信任網絡

依據鮑爾比依戀理論，同伴信任遵循“互動驗證一安全基地形成”的動態過程。學校可針對高中不同年級制定分階段策略：高一階段通過體驗式團體輔導和學科任務共同體，強化身體層面初始信任并積累互動可預測性；高二階段開展情緒調節策略遷移訓練，結合社會信息加工理論提升情緒信號解碼與反應能力；高三階段組織跨班級學術互助小組，在學業壓力情境中鞏固安全基地信任網絡。

（四）矯正獨生子女家庭養育偏差

依據社會交換理論，獨生子女因家庭情感支持過剩，在同伴互動中存在“高信任成本一低風險承擔”認知偏差。學校可開展針對性干預：運用“信任收益一成本”雙維量表評估與假設情景法修正不合理信念；實施信任梯度訓練，從低風險到高風險場景逐步暴露，配合系統脫敏降低焦慮；設計信任盲行等團體治療任務緩解社交焦慮，并通過家長會引導家長減少代際情緒過度卷入，幫助獨生子女理解同伴信任的社會化價值。

未來研究可結合腦科學技術與追蹤研究設計，探索干預措施的長期效應，為構建青少年社會情感能力發展的立體化支持體系提供更精準的科學依據。

參考文獻

[1]王英芊，鄒泓，侯珂，等.親子依戀、同伴依戀與青少年消極情感的關系：有調節的中介模型[J].心理發展與教育，2016，32（2）：226-235.

[2]YuX，ZhangY，Xin S.Longitudinal and bidirectional relationships between parental rejection，peer attachment，and adolescent depression[J].Childrenand Youth ServicesReview，2O24，16O：107601.

[3]彭小凡，李妍慧，杜昆筑.高一年級學生同伴依戀同伴信任與孤獨感的交互影響[J].中國學校衛生，2022，43（8）：1198-1201，1206.

[4]陳慶平，武朵朵，閆捷.積極心理學視角下的高中生情緒智力、同伴關系與幸福指數的研究[J].教育現代化，2017，4（2）：158-159，168.

[5]韓磊，許玉晴，孫月，等.親子沖突對青少年社交回避與苦惱的影響：情緒管理和安全感的鏈式中介作用[J].中國特殊教育，2019（7）：40-46.

[6]麥哲豪，麻書滔，李婷，等.情緒智力對初中生心理適應的影響：一項追蹤研究[J].心理科學，2022，45（6）：1360-1366.

[7]陳藝華，張靈聰.學生情緒智力與學習自控力的關系研究——以漳州市三所中學高一、高二學生為例[J].寧波大學學報（教育科學版），2011，33（4）：30-33.

[8]王才康.少年犯情緒智力及共與有關個性因素的相關研究[J].中國心理衛生雜志，2002（8）：566-567，565.

[9]RempelJk，HolmesJG.How doI trust thee？[J]. Psychology Today，1986，20（2）：28-34.

[10]袁博，孫向超，游冉，等.情緒對信任的影響：來自元分析的證據[J].心理與行為研究，2018，16（5）：632-643.

[11]MayerDJ，CarusoRD，SaloveyP.TheAbility Model of Emotional Intelligence：Principles and Updates[Jl. EmotionReview，2016，8（4）：290-300.

[12]劉艷，鄒泓.中學生的情緒智力及其與社會適應的關系[]北京師范大學學報（社會科學版），2010（1）：65-71.

[13]張沖.我國中學生能力型情緒智力現狀調查[J].教育研究，2020，41（11）：104-117.

[14]胡艷蓉.高中生同伴關系的發展研究[J].中小學心理健康教育，2022（1）：13-16.

[15]李慶功，吳素芳，傅根躍．兒童同伴信任和同伴接納的關系：社會行為的中介效應及其性別差異[J].心理發展與教育，2015，31（3）：303-310.

[16]楊逸群，陳亮，陳光輝，等.同伴拒絕、友誼支持對青少年抑郁的影響：有中介的調節模型[J].中國臨床心理學雜志，2020，28（2）：348-353.

編輯/黃傯聰 終校/石雪