韋耀陽,劉 偉

(1.黃岡師范學院 教育學院,湖北 黃岡 438000;2.湖北理工學院 師范學院,湖北 黃石 435000)

Mayer、Dipaolo與Salovey以情緒智力來描述成功者的情緒特質(zhì)，包括：同理心、了解并能表達感受、控制脾氣、獨立、適應力、受人喜愛、解決人際問題的能力、毅力、友善、仁慈、尊重。情緒智力包括：情緒覺察能力、產(chǎn)生和使用情緒以促進思考、了解情緒和情緒知識、能調(diào)節(jié)管理情緒，促進情緒和智力的成長[1]。哈佛大學教授Goleman提出情緒智力(emotional intelligence, EQ)一詞，并主張情緒智力主要包含五個方面：認識自己的情緒、管理情緒、激勵自己、認知他人的情緒以及處理人際關系等能力[2]。個人要是能正確地認識自己和察覺他人的情緒狀態(tài)，并適度地處理情緒，運用自己與他人的情緒表達，將負面情緒化為積極的情緒，使自己和他人身心都能達到和諧的狀態(tài)。情緒智力影響個體的認知思維、行為意志以及自我調(diào)控的特點和水平，是影響個體情緒體驗的主要因素[3]。對于由日常事件誘發(fā)的積極情緒或消極情緒能進行恰如其分的加工和處理，是情緒智力較高個體的表現(xiàn)[4]。大學生個體對情緒進行良好的調(diào)控，能夠?qū)⑾麡O情緒轉(zhuǎn)化成積極情感[5]，促使他們能夠自如地應對來自生活中的壓力和挑戰(zhàn)[6]。Zomer發(fā)現(xiàn)，無論是在日常生活還是在工作環(huán)境中，高情緒智力者更能有效地應對所面臨的各種壓力[7]。國內(nèi)研究表明，情緒智力與自尊、一般自我效能、控制點存在顯著正相關[5]。情緒智力與核心自我評價呈顯著正相關[8]。

Judge等人提出了核心自我評價(Core self-evaluation, CSE)這一重要的人格變量。這一概念以Parker提出的核心評價概念為基礎，指的是個體對自身能力和價值所持有的最基本的評價。核心自我評價(Core Self-Evaluations，CSE)是以自尊、一般自我效能感、神經(jīng)質(zhì)和控制點四個低階特質(zhì)組成的高階人格概念[9]。核心自我評價的驗證研究主要存在于工業(yè)組織領域，近期的研究則傾向于拓寬這一概念的研究范圍，更多的研究探討核心自我評價與主觀幸福感、心理健康等方面的關系[10]。國外研究指出，高核心自我評價個體體驗到更少的壓力和緊張感，較少采用回避型的應對策略，情緒穩(wěn)定性調(diào)節(jié)了壓力源與緊張程度兩者間的關系；核心自我評價積極地影響生活滿意度，而且還能調(diào)節(jié)幸福感與生理健康的關系[11]。在大學生的學業(yè)方面，高核心自我評價的大學生更少出現(xiàn)厭學情緒和厭學行為。諸多研究表明，核心自我評價能夠顯著預測生活滿意度、工作幸福感、學業(yè)成就、工作績效、日常行為表現(xiàn)等[12]。

阻抗(Impedance)最早是由弗洛伊德提出，定義為患者在自由聯(lián)想過程中對于那些使人產(chǎn)生焦慮的記憶與認識的壓抑[13]。在學校教育中的阻抗研究起源于 Gramsci反霸權(quán)的概念，反霸權(quán)代表著一種從屬階層反對甚至克服優(yōu)勢階層霸權(quán)的變革歷程，被壓迫者必須對抗特定的意識形態(tài)，以及反抗對立的文化傾向[14]。Gramsci主張人具有主觀能動性，個體能夠創(chuàng)造地運用知識，而非被動地接受知識，在文化霸權(quán)的過程中，被支配的階層也會產(chǎn)生反作用，而此種抗拒往往展現(xiàn)于許多社會的次文化中[15]。Willis認為，反學校文化以反權(quán)威為特征，由于廣大學生深受層級文化影響，當抱持著青少年亞文化的價值來看待學校組織、制度與教學活動時，其間的沖突矛盾就會因而產(chǎn)生，研究學校文化中的抗拒行為，能夠清晰了解學校教育中的反文化主體的心理特征，彰顯學校主流文化的價值觀。Willis主張抗拒行為不僅是對學校主流文化的反對，也有可能是具有一種文化創(chuàng)新的傾向[16]。吳瓊洳指出學生因反抗所形成的反學校文化，是學生在與學校中的人(教師、行政人員)、 事(課程活動、制度、校規(guī)、儀式、典禮)、物(教學設備、校園環(huán)境)持續(xù)交互作用之后，為了與學校主流文化的權(quán)力結(jié)構(gòu)相互競爭，試圖打破學校所安排的各種制度性設計與主流文化權(quán)威所展現(xiàn)出來的一種態(tài)度與行為，阻抗的形成與發(fā)展跟教育過程中的師生關系、個體的情緒控制能力和自我評價有關[17]。劉浩強、龔藝華指出，教育中的心理阻抗是教育對象在教育過程當中對教育內(nèi)容所產(chǎn)生的抵觸、排斥和反感情緒，是一種在學校教育中客觀存在的消極心理現(xiàn)象，教育中的心理阻抗與學生的消極情緒有關[18]。由此可以看出，心理教育阻抗是指教育對象在接受心理健康或者心理素養(yǎng)訓練過程中由于個人的認知原因?qū)逃齼?nèi)容產(chǎn)生拒絕、排斥的一種心理現(xiàn)象。受教育者對心理教育教師才產(chǎn)生厭惡感，或者心理教育內(nèi)容與受教育者的內(nèi)在需求不一致，在教育過程中均會產(chǎn)生阻抗。李慧認為心理阻抗是由于認知系統(tǒng)的問題，受教育者的頭腦中存在著阻礙正確理解價值觀的要求，阻礙將這種要求轉(zhuǎn)化為個體的需要，內(nèi)化為自身的心理品質(zhì)并外化為個體行為，心理教育阻抗跟教育對象在接受心理教育的過程中本能排斥產(chǎn)生抵觸情緒的記憶與認識有關，阻抗的產(chǎn)生與受教育者的自我認知，特別是個體的核心自我評價有關[19]。個體的自我評價會影響其價值觀，導致其在心理教育過程中對教育內(nèi)容產(chǎn)生接納或者拒絕的態(tài)度。由此可以推測，個體的核心自我評價對心理教育阻抗具有一定的預測作用。

綜上所述，大學生的情緒智力與核心自我評價相關顯著，在變化的環(huán)境中適應性的合理調(diào)節(jié)自身的情緒能力越高，其在自尊、一般自我效能感、神經(jīng)質(zhì)和控制點等方面就越高，產(chǎn)生阻抗的個體，其自尊受到影響，一般自我效能感就會降低，情緒控制能力也將隨之減弱[8]。情緒智力影響著核心自我評價，同時核心自我評價又會導致心理教育阻抗的加劇。因此，我們可以預測，核心自我評價有可能在大學生情緒智力與心理教育阻抗之間起中介作用。

一、對象與方法

(一)對象 采用方便取樣法，選用湖北理工學院和黃岡師范學院400名大學生作為被試，剔除無效問卷后剩余有效問卷317份(有效率為79.25%)。其中，男生126人(39.75%)，女生191人(60.25%)；大一84人(26.50%)，大二193人(60.88%)，大三23人(7.26%)，大四17人(5.36%)；文科179人(56.47%)，理科47人(14.83%)，工科71人(22.39%)，藝術(shù)類20人(6.31%)；農(nóng)村225人(70.98%)，城鎮(zhèn)92人(29.02%)。

(二)工具

1.情緒智力量表(Emotional Intelligence Scale，EIS) 。采用劉詠梅、衛(wèi)旭華和陳曉紅基于Law、Wong & Song在中國環(huán)境下開發(fā)的情緒智力量表[20]。該量表由16個項目組成，采用1-5級評分(從1到5表示“完全不同意”到“完全同意”，3表示“不好確定”)。量表包括情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力和自我情緒評估能力等四個維度。四個維度的Cronbach’sα分別為0.865、0.837、0.720、0.735。

2.核心自我評價量表(Core Self-Evaluations Scale，CSES) 。采用杜建政等人在中國文化背景下翻譯和修訂的核心自我評價量表[21]。該量表由10個項目組成，分五級計分(1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”)。其中項目2，3，5， 7，8，10為反向計分。總分值范圍是10-50分，分數(shù)越高，核心自我評價水平也越高。該量表經(jīng)過內(nèi)部一致性信度檢驗后，結(jié)果表明量表的α系數(shù)為0.83，半分信度為0.84，表明該量表具有較好的一致性信度。

3.大學生心理教育阻抗量表(College Students’Psychological Education Impedance Scale，CSPEIS) 。本文采用的量表是由國內(nèi)學者李莉、楊圓圓、張仲明等人根據(jù)Mahalik編制的來訪者阻抗量表和Schuller等編制的阻抗量表進行改編而成[22]。通過對被試測試后，剔除3個項目，剩余23個項目。該量表包含消極應對、人品阻抗、教育形式阻抗、認識阻抗、交流方式阻抗等5個因素。其中，12個項目需要進行反向計分。第1，4個因子和總分越高表明其阻抗程度越高，第2，3，5個因子越高表明其阻抗程度越低。

(三)統(tǒng)計處理 采用SPSS 19.0進行數(shù)據(jù)錄入與分析。

二、結(jié)果分析

(一)共同方法偏差檢驗 采用Harman單因素檢驗法對共同方法偏差進行統(tǒng)計確認， 在探索性因素分析中納入3個測量工具所包含的全部項目， 未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析結(jié)果顯示， 特征根大于1的因子共11個， 且第1個因子解釋的方差變異僅為18.666%， 低于40%的臨界值[23]。由此可知，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

(二)相關性分析 心理教育阻抗與情緒智力、核心自我評價都呈顯著正相關(見表1)。其中，心理教育阻抗中的認識阻抗與情緒智力的情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力呈負相關，相關不顯著。其他各維度之間的相關均呈正相關。

表1 心理教育阻抗與情緒智力、核心自我評價的相關矩陣表

(三)回歸分析

1.情緒智力、核心自我評價及心理教育阻抗的多元回歸分析。本研究以核心自我評價、情緒智力及其各維度為自變量，以心理教育阻抗為因變量，進行逐步回歸分析。表2結(jié)果表明情緒智力、核心自我評價進入回歸方程，且回歸顯著，共可解釋心理教育阻抗19.4%的變異。以情緒智力、心理教育阻抗及其各維度為自變量，以核心自我評價為因變量，進行逐步回歸分析。其中，情緒智力、消極應對、他人情緒評估能力進入回歸方程，且回歸顯著，共可解釋核心自我評價30.9%的變異。以核心自我評價、心理教育阻抗及其各維度作為自變量，以情緒智力為因變量，進行逐步回歸分析。結(jié)果表明，核心自我評價、人品阻抗、交流方式阻抗、教育形式阻抗進入回歸方程，且除了教育形式阻抗外，其余三項回歸顯著，共可解釋情緒智力45.7%的變異(見表2)。

表2 情緒智力、核心自我評價及心理教育阻抗的多元回歸表

2.核心自我評價、情緒智力與大學生心理教育阻抗間路徑分析。通過對上表的結(jié)果分析可知：(1)以情緒智力為自變量、心理教育阻抗為因變量時，回歸系數(shù)具有顯著性；(2)以核心自我評價為自變量、心理教育阻抗為因變量時，回歸效應顯著;(3)以情緒智力和核心自我評價為自變量、心理教育阻抗為因變量時，回歸系數(shù)具有顯著性，且情緒智力與核心自我評價存在顯著相關性，而當情緒智力與心理教育阻抗間插入核心自我評價后，情緒智力與心理教育阻抗之間的回歸系數(shù)明顯減低(回歸系數(shù)由0.410降低到0.201)?？梢圆聹y：核心自我評價在情緒智力與大學生心理教育阻抗之間起中介作用。

3.核心自我評價在情緒智力與大學生心理教育阻抗間的中介作用檢驗。首先，建立核心自我評價的中介效應檢驗模型。第一步，建立情緒智力對心理教育阻抗的進入標準化回歸方程：其中，以情緒智力為自變量，以心理教育阻抗為因變量，得出的回歸標準系數(shù)呈顯著水平(β=0.410，t=7.977***)；第二步，建立情緒智力對核心自我評價的進入標準化回歸方程：其中，以情緒智力為自變量，以核心自我評價為因變量，得出的回歸標準系數(shù)呈現(xiàn)顯著水平(β=0.472，t=9.503***)。第三步，建立核心自我評價、情緒智力對心理教育阻抗的逐步標準化回歸方程：其中，以情緒智力、核心自我評價為自變量，以心理教育阻抗為因變量，得出的回歸標準系數(shù)均呈顯著水平(β=0.315，t=5.505***；β=0.201，t=3.501***)。其中，回歸方程中回歸系數(shù)的檢驗均達到顯著水平，見表3。中介效應占總效應之比為：(0.472×0.315)/0.410×100%=36.263%。同理，建立情緒智力的中介效應檢驗模型，分別建立核心自我評價對心理教育阻抗的進入標準化回歸方程、核心自我評價對情緒智力的進入標準化回歸方程和核心自我評價、情緒智力對心理教育阻抗的逐步標準化回歸方程。得出的回歸標準系數(shù)(分別為：β=0.349，t=6.617***；β=0.472，t=9.503***；β=0.315，t=5.505***；β=0.201，t=3.501**)，見表4。中介效應占總效應之比為：(0.472×0.201)/0.349×100%=27.184%。同理，建立心理教育阻抗的中介效應檢驗模型，得出的回歸標準系數(shù)(分別為β=0.472，t=9.503***；β=0.410，t=7.977***；β=0.395，t=7.386***；β=0.187，t=3.501**)，見表5。中介效應占總效應之比為：(0.410×0.395)/0.472×100%=34.311%。根據(jù)數(shù)據(jù)比較可知：將核心自我評價作為中介因素時，中介效應占總效應之比最高，且標準化回歸方程系數(shù)均呈顯著水平因此，有理由相信核心自我評價在情緒智力與大學生心理教育阻抗間起中介作用。

表3 核心自我評價的中介效應檢驗

表4 情緒智力的中介效應檢驗

表5 心理教育阻抗的中介效應檢驗

4.大學生心理教育阻抗路徑分析圖的建立。通過對核心自我評價、情緒智力與大學生心理教育阻抗間的路徑分析，以及對核心自我評價在情緒智力與大學生心理教育阻抗間的中介作用檢驗，可以建立起以核心自我評價為中介效應的情緒智力對心理教育阻抗的路徑分析圖。根據(jù)回歸方程，刪除不顯著的路徑系數(shù)，最終得出了路徑系數(shù)和殘差系數(shù)之間因果模式圖，如圖1所示。

圖1 大學生心理教育阻抗路徑分析

由圖1可知，在對心理教育阻抗的路徑中，有3條顯著路徑：一是“情緒智力—核心自我評價—心理教育阻抗”；二是“情緒智力—心理教育阻抗”；三是“核心自我評價—心理阻抗”。這其中，一條影響心理教育的路徑中，有核心自我評價的參與，且核心自我評價為中介變量。這表明，大學生情緒智力可部分通過核心自我評價影響其心理教育阻抗。

三、討論

研究結(jié)果表明，情緒智力與核心自我評價呈顯著正相關(r=0.472**)，這與謝輝的研究結(jié)果一致[24]，情緒智力作為一種潛在的心理資本具有可能的個人優(yōu)勢力量和社會優(yōu)勢力量，個體核心自我評價會將這種優(yōu)勢力量得以集中，自我評價越高，其自我情緒控制能力越強。

大學生心理教育阻抗與核心自我評價顯著正相關(r=0.349**)，這是因為大學生的核心自我評價越高，他們在自我發(fā)展和自我教育中的信念就越穩(wěn)定，在心理教育中他們可能會更多的做出“自利性歸因”[25]，對于自我不利的因素會表現(xiàn)出排斥，從而表現(xiàn)出心理教育中的阻抗現(xiàn)象。

大學生情緒智力與心理教育阻抗顯著正相關(r=0.410**)，這是因為大學生的情緒智力越高，其情緒自控能力聯(lián)合運用情緒能力能有效預測大學生心理健康[26]，心理健康程度越高的個體在心理教育過程中會認為自身心理正常，不必接受心理教育，從而表現(xiàn)出較強的阻抗。

回歸分析發(fā)現(xiàn)，大學生的情緒智力對核心自我評價具有顯著預測作用。大學生情緒智力得分越高，說明其自我調(diào)控能力越強，適應性地生存和成功地應付環(huán)境解決問題的可能性就越高，會表現(xiàn)得越自信，因此，情緒智力會影響大學生的核心自我評價。同時，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大學生的核心自我評價對心理教育阻抗也具有顯著預測作用。大學生核心自我評價越高，其在生活滿意度、學業(yè)成績等方面表現(xiàn)較為滿意，其個人價值感和自尊越高，核心自我評價越高的大學生在心理教育中會表現(xiàn)出較強烈的心理阻抗。即情緒智力影響著核心自我評價，同時核心自我評價影響著心理教育阻抗?？梢缘贸?，核心自我評價在情緒智力與大學生心理教育阻抗間起部分中介作用。

因此，核心自我評價通過影響情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力和自我情緒評估能力等因素來對情緒智力產(chǎn)生影響。而情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力和自我情緒評估能力又與大學生心理教育阻抗存在很強的相關性。即核心自我評價對情緒智力產(chǎn)生作用來影響大學生心理教育阻抗。具體途徑為：核心自我評價通過對情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力和自我情緒評估能力產(chǎn)生作用來引導情緒智力，而情緒智力中的情緒調(diào)節(jié)能力、他人情緒評估能力、情緒使用能力和自我情緒評估能力又對大學生心理教育阻抗存在影響。

本研究認為，大學生在接受心理教育時，核心自我評價越高，情緒調(diào)節(jié)能力越強、他人情緒評估能力越強、情緒使用能力越強和自我情緒評估能力越強，情緒智力越高，其對心理教育的阻抗就越高。反之，若核心自我評價越低，情緒調(diào)節(jié)能力越弱、他人情緒評估能力越弱、情緒使用能力越弱和自我情緒評估能力越弱，情緒智力越低，則對其心理教育的阻抗越低。