首页 > 文献资料
-
大学生的压力知觉、情绪智力、心理弹性对生活满意度的影响
目的：探讨大学生的压力知觉、情绪智力、心理弹性对生活满意度的关系和作用机制。方法采用压力知觉量表、情绪智力量表、成人心理弹性量表和生活满意度量表对485名大学生进行施测。结果①大学生压力知觉与情绪智力、心理弹性、生活满意度均呈显著负相关（r＝-0．60，-0．50，-0．40；P＜0．01）；情绪智力、心理弹性与生活满意度呈显著正相关（r＝0．33，0．38；P＜0．01）；②压力知觉不仅可以直接预测生活满意度，还可以通过情绪智力、心理弹性起间接预测作用。结论情绪智力、心理弹性分别在压力知觉与主观幸福感之间起部分中介作用。压力知觉→情绪智力→心理弹性→生活满意度的路径也显著。
-
大学生学业嫉妒对心理幸福感的影响:情绪智力的调节作用
目的:探讨大学生学业嫉妒对心理幸福感的影响以及情绪智力的调节作用.方法:采用大学生学业嫉妒问卷、Ryff心理幸福感量表(修订版)和情绪智力量表(EIS)对320名大学生进行测查.结果:①整体上,大学生学业嫉妒在中等偏下水平(x=2.40),情绪智力在中等偏上水平(x=3.47);②大学生学业嫉妒与情绪智力、心理幸福感呈显著负相关(r=-0.15,P＜0.01;r =-0.41,P＜0.001);情绪智力与心理幸福感呈显著正相关(r=0.45,P＜0.001);③情绪智力在学业嫉妒和心理幸福感之间的调节作用不显著(ΔR2 =0.01,P＞0.05),情绪智力在学业嫉妒和生活目标感之间的调节作用显著(ΔR2 =0.03,P＜0.001).结论:大学生学业嫉妒对心理幸福感具有显著影响,情绪智力的调节作用不显著.
-
初中生情绪智力、自尊与自我妨碍的关系
目的：为了探讨初中生情绪智力、自尊与自我妨碍三者之间的关系，本文以自尊为中介变量研究情绪智力与自我妨碍之间的关系。方法选用使用率和信效度较高的情绪智力量表（EIS）、Rosenberg自尊量表（SES）以及自我妨碍量表（SHS）对512名初中生进行调查。结果初中生的情绪智力及其各个维度与自尊呈现显著的正相关（r＝0．395，P＜0．01），与自我妨碍呈现显著的负相关（r＝-0．233，P＜0．01）；自尊与自我妨碍呈现显著的负相关（r＝-0．43，P＜0．01），回归分析发现，情绪智力对自尊和自我妨碍都具有显著的预测作用（P＜0．001）。结论初中生的自尊在情绪智力与自我妨碍之间起中介的作用。
-
学校氛围对大学生学习投入的影响:情绪智力的中介作用
目的:为探讨学校氛围、情绪智力与大学生学习投入的关系.方法:研究采用学校氛围量袁、情绪智力量表和学习投入量表对313名大学生进行了调查,并用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法对情绪智力在学校氛围影响学习投入的过程中的中介效应进行检验.结果:①学校氛围与情绪智力、学习投入都有显著的正相关(r=0.401,0.410;P＜0.01);情绪智力和学习投入显著正相关(r=0.573,P＜0.01);②情绪智力在学校氛围对大学生学习投入的影响过程中起到中介作用,中介效应值占总效应的73％.结论:情绪智力在学校氛围对大学生学习投入的影响过程中起到完全中介作用.
-
大学生情绪智力与情绪稳定性关系的探讨
目的 探讨大学生情绪智力与情绪稳定性的关系.方法 采用情绪智力量表(Emotional Skills and Competence Questionnaire,ESCQ)和情绪稳定性诊断量表对大一至大四231名学生进行问卷调查.结果 ①单因素分析结果显示,ESCQ的情绪认知(F=3.3,P<0.05,4年级>3年级)和情绪稳定性的焦虑(F=5.37,P<0.01,4年级>2年级)在年级差异上存在统计学意义,ESCQ的情绪调节(独生子女33.94±5.25,非独生子女35.81±4.86;t=2.79,P<0.01)和情绪稳定性的自主性(独生子女17.24±3.85,非独生子女18.48±3.79;t=2.43,P<0.05)在独生子女与否差异上存在统计学意义;②相关分析结果显示,ESCQ的各维度和总分与情绪稳定性的抑郁性(r=0.18～0.28,P<0.05～P<0.001)和焦虑(r=-0.20～-0.29,P<0.01,P<0.001)之间呈负相关,与自主性(r=0.37～0.44,均为P<0.001)之间呈正相关;③多元回归分析结果显示,ESCQ的情绪认知对抑郁性有负向(β=-0.28,t=-4.43,P<0.001)预测作用,ESCQ总分对焦虑有负向(β=0.31,t=-5.02,P<0.001)、ESCQ的情绪调节对自主性有正向(β=0.74,t=5.56,P<0.001)预测作用.结论 大学生情绪智力对形成情绪稳定有一定的影响作用.
-
医学院校大学生情绪智力和心理亚健康的调查与研究
目的 了解医学院校大学生情绪智力与心理亚健康的现状及影响因素,为教育工作者制定政策提供参考依据.方法 以Taksic编制的情绪智力量表和亚健康量表为工具,采用问卷调查,对天津医科大学及天津中医药大学300位学生进行调查.结果 心理健康与亚健康大学生的情绪智力差异显著(t＝3.19,P<0.01);心理亚健康与情绪智力呈显著负相关(r=-0.132,P<0.05);不同性别的大学生心理亚健康差异里著（t=2.18,P<0.05);不同年级的大学生情绪表现差异显著(F=4.19,P<0.01);不同家庭经济状况的大学生情堵智力差异显著(F=4.19,P<0.01).结论 情绪智力影响心理亚健康,性别、年级、家庭经济状况对情绪智力有影响.
-
团体心理咨询对大学生情绪智力培养的效用
目的 考察团体心理咨询能否有效提升大学生的情绪智力.方法 采用团体心理咨询对被试进行干预,在实验结束后比较其前后测差异.结果 参加过团体心理咨询的被试的情绪智力在总体上获得了显著提升(t=-3.004,P＜0.05),但干预效果在不同维度上存在差异性.其中,“他人情绪管理”维度的前后测差异达到了统计显著性水平(t=-3.386,P＜0.05),而其他维度的前后测差异未达到显著性水平.结论 团体心理咨询能够有效提升大学生的情绪智力.
-
中小学教师情绪工作策略、情绪智力与工作满意度的关系
目的 揭示中小学教师情绪工作策略、情绪智力与工作满意度之间的关系.方法 使用情绪智力量表、中小学教师情绪工作量表和工作满意度量表对281名中小学教师进行调查.结果 ①表面行为策略与工作满意度显著负相关(r＝-0.191,P<0.05),主动深度行为策略和被动深度行为策略与工作满意度显著正相关(r=0.167,0.152,P<0.05).情绪智力与教师工作满意度显著正相关(r=0.430,P<0.05);②情绪智力对表面行为策略与工作满意度调解效应显著(β=0.120,P<0.05),情绪智力对主动深度行为策略、被动深度行为策略与工作满意度调解效应不显著(β=-0.104,-0.149;P>0.05).结论 情绪工作策略是影响教师工作满意度的重要因素,情绪智力是个体心理资源的保健因子,中小学教师应积极提高自身情绪智力水平.
-
工作满意度在情绪智力与组织承诺关系中的中介作用
目的 考察工作满意度在员工情绪智力与组织承诺关系中的中介作用.方法 采用情绪智力量表,工作满意度通用量表和多维度组织承诺量表对272名员工进行问卷调查,采用相关分析、多元线性回归对数据进行分析.结果 1情绪智力与情感承诺和规范承诺呈显著正相关(r=0.43,0.31;P＜0.001);2工作满意度与规范承诺的相关强(r=0.57,P＜0.001),其次是情感承诺(r=0.50,P＜0.001),而与持续承诺的相关弱(r=0.18,P＜0.05);③工作满意度在情绪智力对情感承诺的影响中起部分中介作用(c'=0.28,P＜0.001),在情绪智力对规范承诺的影响中起完全中介作用(c'=0.09,P＞0.05).结论 情绪智力可直接影响情感承诺,也可以通过工作满意度间接影响情感承诺;情绪智力通过工作满意度间接影响规范承诺.
-
元情绪量表(TMMS)在1000名新兵中的修订和初步应用
目的试用元情绪量表(Trait Meta-Mood Scale,TMMS)获取新兵的情绪智力情况,进一步修订情绪智力测验量表-TMMS.方法抽取某集团军入伍3个月内的新兵1000人进行施测,并进行信、效度检验,对结果进行初步分析.结果经项目分析,删除部分统计特性不好的项目,修订后量表的同质性信度较好,结构效度符合原量表的构想,效标效度良好.新兵中以情绪恢复分量表得分高.结论修订后TMMS量表具有良好的信度和效度,可以作为研究情绪智力的工具之一.较好地反映了新兵的情绪智力,为针对性地加强新兵的心理卫生工作提供理论依据.
-
巴昂情绪智力量表青少年版的信效度检验
目的 检验修订版巴昂情绪智力青少年版的信度及效度.方法 用修订版巴昂情绪智力量表青少年版调查了2480名中学生,4周后对其中的51人进行重测.部分被试分别完成了青少年学生生活满意度、学习倦怠、二维自尊等9个校标量表.结果 探索性因素分析及验证性因素分析均支持量表的模型;巴昂情绪智力量表青少年版与青少年学生生活满意度、学习倦怠、二维自尊等量表均有显著相关(P＜0.001).修订后的巴昂情绪智力青少年版的内部一致性α系数为0.90,4周后的重测信度为0.83.结论 修订后的巴昂情绪智力量表青少年版有较好的信效度,适用于中国的青少年.
-
领导干部情绪智力量表的编制及信效度研究
目的 编制针对领导干部群体的情绪智力量表并检验其信效度.方法 在文献综述、开放式调查、专家咨询等基础上构建量表,以Cronbach's'α 系数检验量表的信度,以内容效度、结构效度检验量表的效度.结果 量表由20个项目组成,包括情绪调节力、情绪影响力、情绪辩识力、情绪自察力4个维度,共解释方差60.421％.全量表的Cronbach's'α系数为0.890,4个分维度的Cronbach's'α系数分别为:0.869、0.777、0.749、0.727,验证性因素分析结果支持4因素模型.结论 领导干部情绪智力量表有较好的信效度,可以作为领导干部情绪智力研究的测量工具.
-
情绪智力及其相关因素对大学生心理健康的影响
目的 探讨情绪智力及其相关因素对大学生心理健康的影响.方法 对天津市15所高校的779名大学生采用情绪智力量表(Emotional Skills and Competence Questionnaire,ESCQ)和心理健康类型诊断量表(Manual for Mental Health Pattern,MHP)进行测试.结果 ①不同个人背景大学生的心理健康状况存在显著差异；②情绪智力各维度与心理性应激、社会性应激和躯体性应激呈负相关(P＜0.001),与生活质量呈正相关(P＜0.001)；③影响大学生心理健康的因素主要有情绪智力,家庭经济状况,性别,是否参加志愿活动等；其中情绪智力对心理健康的影响大.结论 情绪智力对大学生的心理健康有显著的影响.
-
大学生心理理论及其与元认知、情绪智力的关系
目的 探讨大学生心理理论的特点及其与元认知、情绪智力的关系.方法 用眼测验任务、元认知能力量表和情绪智力量表,对308名大学生进行了研究.结果 ①大学生心理理论存在着显著的性别差异,女生高于男生(t=2.60,P＜0.01)；②心理理论与元认知监测存在非常显著的正相关(r=0.15,P＜0.01),与情绪智力(r=0.13,P＜0.01)及其子成分自我情绪评估(r=0.13,P＜0.01)和他人情绪评估(r=0.13,P＜0.01)也存在显著正相关；③元认知与情绪智力各维度间呈非常显著正相关(r=0.19～0.46,P＜0.01).结论 大学生的心理理论已达到成熟水平；元认知监测能够有效预测心理理论.
-
社会支持在大学生情绪智力与生活满意度的中介作用
目的 探讨大学生社会支持、情绪智力与生活满意度的关系.方法 采用领悟社会支持量表、情绪智力量表和生活满意度量表对359名大学生进行了调查.结果 ①社会支持、情绪智力与生活满意度间均显著相关(r=0.22～0.44,P＜0.01)；②社会支持、情绪智力对生活满意度有显著预测作用(t=6.56～8.98,P＜0.01)；③社会支持在情绪智力与生活满意度的关系中起中介作用(Z=5.60,P＜0.01).结论 社会支持是情绪智力与生活满意度关系间的中介变量.
-
成人社会支持、情绪智力与主观幸福感的关系研究
目的 探讨社会支持、情绪智力与主观幸福感的关系.方法 本研究采用社会支持评定量表、情绪智力量表和主观幸福感量表对726位成人进行了考察.结果 ①社会支持、情绪智力与主观幸福感各维度间均显著相关(r=0.11～0.41,P＜0.01);②社会支持、情绪智力对主观幸福感各维度有显著预测作用(t=7.13～-7.54,P＜0.01);③情绪智力在社会支持与积极情感的关系中起调节作用(t=3.10,P＜0.01).结论 情绪智力既可以预测主观幸福感,同时又可以调节社会支持与主观幸福感的关系.
-
中小学教师情绪智力、工作家庭冲突与工作满意度的关系研究
目的 揭示中小学教师情绪智力、工作家庭冲突与工作满意度之间的关系.方法 使用情绪智力量表、工作家庭冲突和工作满意度量表,对281名中小学教师进行调查.结果 ①中小学教师体验到的工作—家庭冲突程度显著高于家庭—工作冲突程度(t=15.344,P＜0.05)；②工作家庭冲突与情绪智力和工作满意度负相关显著(rFlW-JS=-0.209,rWlF-JS=-0.251,P＜0.05),情绪智力与工作满意度正相关显著(rEI-JS=0.396,P＜0.05)；③随着工作家庭冲突程度的增强,工作满意度呈下降趋势,但不同情绪智力水平的个体体验到的工作满意度存在着明显差异,情绪智力在工作—家庭冲突(β=-0.154,P＜0.05)、家庭—工作冲突(β=-0.179,P＜0.05)与工作满意度的关系中调节效应显著.结论 工作家庭冲突是影响教师工作满意度的重要因素,情绪智力是个体心理资源的保健因子,中小学教师应积极提高自身情绪智力.
-
大学生情绪智力与自我效能：自我领导的中介作用
目的：探讨大学生自我领导是否在情绪智力与自我效能间存在中介作用。方法：采用自我领导力量表、情绪智力量表以及一般自我效能感量表对随机抽取的400名大学生进行测试。结果：①情绪智力与自我效能、情绪智力与自我领导以及自我领导与自我效能均存在显著正相关(r=0.50,0.67,0.53；P<0.001)；②情绪智力和自我领导均能显著预测自我效能(P<0.001)；③大学生自我领导在情绪智力与自我效能之间的中介效应为0.33,中介效应占总效应的比例为47%。结论：大学生自我领导是情绪智力影响自我效能感的部分中介变量。
-
中学生情绪智力、家庭环境与攻击性的关系
目的：：考察青少年的情绪智力、攻击性发展状况,检验中学生情绪智力、家庭环境与攻击性之间的关系。方法：随机选取河南省两所中学初一、初二年级学生共411人,采用情绪智力量表、家庭环境量表及 Buss-Perry 攻击量表进行施测。结果：①在年级维度上,初二年级学生的情绪智力显著高于初一年级学生的情绪智力(t =-2.96, P <0.01)。在家庭环境中,初二年级与初一年级学生相比,他们所处的家庭环境发生了一定程度的变化(t =3.98, P <0.001),一二年级学生在攻击性得分上差异不显著(P >0.05)；②在性别维度上,男女生情绪智力整体差异不显著(P >0.05),家庭环境整体差异也不显著(P >0.05),而在攻击性水平上,男生的攻击性水平要显著高于女生(t =3.49,P <0.01)；③家庭环境、情绪智力与个体攻击性之间两两相关且相关显著(r =-0.27~0.26,P <0.05)；④情绪智力在家庭环境与个体攻击性之间发挥中介作用(ab=0.13,ab/c=16.67%)。结论：家庭环境、情绪智力对中学生攻击性有显著影响,情绪智力在家庭环境与个体攻击性之间起中介作用。
-
大学新生社会支持与情绪智力的相关性
目的：探讨大学新生社会支持与情绪智力之间的关系。方法：采用社会支持评定量表和大学生情绪智力量表对山东某本科院校488名大一新生进行调查。结果：①性别、独生子女、何时住校、家庭关系对社会支持总分有影响（t ＝‐2．230，‐1．99，4．095；P ＜0．05；t ＝16．420，P ＜0．001），文理科在支持利用度上有显著统计学意义（t ＝5．571，P ＜0．01）；②性别、生源地、独生子女、家庭关系对情绪智力部分因子差异有统计学意义，文理科对情绪智力全部因子差异都有显著统计学意义。何时住校对情绪智力差异没有统计学意义；③社会支持总分、客观支持、主观支持和支持利用度与新生情智力总分之间呈显著正相关（r ＝0．300，0．110，0．237，0．306；P ＜0．01）；④客观支持与情绪表现能力之间相关不显著，但与情绪觉知力（r ＝0．112，P ＜0．05）、情绪评价能力（r ＝0．100，P ＜0．05）、情绪适应力（r ＝0．135，P ＜0．01）和情绪调控能力（r ＝0．092，P ＜0．05）有着显著正相关；⑤主观支持和支持利用度对情绪觉知力、情绪评价能力和情绪适应力具有预测作用。结论：大学新生情绪智力与社会支持之间存在密切相关关系，大学新生社会支持的提高有利于情绪智力的发展。
