軍校學員情緒智力與主觀幸福感的關系：自我效能感的中介作用和威權領導的調節作用

黃燕琳，王玉萍，陶 然，劉鈺瑞，方明良

軍校學員是個特殊的群體，他們擁有“軍人”和“學生”的雙重身份，意味著承受著雙重責任和壓力。作為“軍人”，他們要服從命令，聽從指揮，練就堅強的體魄和堅韌的意志來隨時應對國家重大事件。作為“學生”，他們要加強專業技能的學習，保障社會安全。尤其對于醫學專業的學員來說，專業課的學習壓力負擔極重，承擔的責任巨大。此外，在2020這個特殊的年份中，經歷過重大突發衛生公共事件，目光更是更聚焦醫學之上[1]。在這樣的背景中，醫學專業的軍校學員值得引起關注。學員的心理健康是完成任務的前提保障，本研究選擇“主觀幸福感”來作為個體對自我心理健康狀況評估的主觀指標，并通過內、外兩方面探究影響學員主觀幸福感的因素。

主觀幸福感（Subjective well-being）指個體依據自定標準對現有生活質量做出的整體評價，是對自己心理健康狀況的評估，也是衡量個體生活質量的綜合性心理指標。主觀幸福感包括生活滿意度的認知評價以及正性、負性兩方面的情感體驗[2]。由于主觀幸福感涉及個體的情緒體驗，因此它與情緒智力密不可分[3]。情緒智力是指準確的感知、評價和表達情緒的能力，接近或促進情感的思維能力，以及能夠理解情緒和情感知識，調節情緒的能力[4]。情緒心理學家Salovey和Bar-on認為情緒智力和主觀幸福感相互關聯，情緒智力水平較高的個體可以很好地感知、使用并調控他人的情緒，從而頻繁體驗到較多的積極情感及較少的消極情感[5]。國內外相關研究也表明情緒智力對主觀幸福感具有預測價值[6，7]。其中，自我效能感可能起到中介變量作用。自我效能感最早出現在班杜拉“自我效能”的概念模型中，是個體對自身能否完成特定任務的整體知覺[8]。它是人們對自己是否能夠成功的主觀判斷，而幸福感是對一個人心理健康的正面評價。積極的自我效能感和自我認同本身就包含了較強的幸福感，更能使人們的幸福感得以維持和強化。有研究發現，自我效能感與主觀幸福感存在顯著正相關，而且自我效能感可以對主觀幸福感進行一定程度的預測[9]。同時，情緒智力與自我效能感之間也有密切的關系。根據Bar-on的情緒智力理論，情緒智力可以影響個人成功應對環境需求和壓力的能力，情緒智力高的個體能控制使用自身的情緒來幫助他們有效地解決所遇到的問題，更成功地應對環境需求和壓力，這些成功的經驗可以增加個體的自我效能感。

生態系統理論認為，個體發展源于個體與環境的交互作用，領導風格作為一種環境調節因素，作用于個體自身的調節機制來影響其心理[10]。在組織中，領導風格是個體情緒和心理體驗的重要來源，會對個體的幸福感造成影響[11，12]。華人研究者提出本土化的家長式領導，更適合中國國情。家長式領導包括三個維度，威權領導是其中一個引人入勝的元素,指領導者強調其權威是絕對而不容挑戰的,對下屬做出嚴密控制,并要求下屬毫不保留地服從[13]。軍校是要求“絕對服從”的特殊地方，會更多使用威權領導這種方式來使學員養成服從意識。但威權領導會壓抑學員的個性和貶低抑制學員的能力，使其感知到組織森嚴，從而產生消極態度和不利定位，這些理解和感受都會降低學員在組織中被重視的感覺，降低其自我效能感[14]，從而會使個體產生更多的消極情緒以及對生活的滿意度降低，即主觀幸福感下降。綜合研究結果，本研究以軍校學員為研究對象，提出以下設想：（1）軍校學員的情緒智力水平能正向預測其主觀幸福感；（2）軍校學員的情緒智力通過自我效能感來影響主觀幸福感；（3）威權領導可顯著調節情緒智力和自我效能感間的關系，見圖1。

1 對象與方法

1.1對象 采取整群抽樣方法，選取軍校學員為研究對象，發放問卷330份，剔除胡亂作答、漏填和極端值等無效問卷18份后，獲得有效問卷312份，問卷有效率為94.5%。研究對象均為男性，年齡在19至31歲之間，平均（22.86±1.629）歲。

圖1 本研究的假設模型圖

1.2測評工具 （1）情緒智力量表：采用由Wong和Law等人編制的情緒智力量表[15]。該量表共16個條目，包含自我情緒評估、他人情緒評估、情緒調節和情緒運用四個維度。量表采用5點計分，1分表示“極度不贊成”，5分表示“極度贊成”。得分高表示情緒智力發展良好。本研究中該量表的內部一致性系數為0.958。（2）一般自我效能感量表：采用由Ralf Schwarzer等人編制，王才庚等人翻譯修訂的一般自我效能感量表[16]。該量表共10個條目。量表采用4點計分，1分表示“完全不符合”，2分表示“尚算符合”，3分表示“多數符合”，4分表示“完全符合”。得分越高則說明個體的自信心越高。本研究中該量表的內部一致性系數為0.912。（3）威權領導測量量表：采用由鄭伯塤、周麗芳以及樊景立開發的威權領導測量量表[17]。該量表共13個條目，包含威服、專權、隱匿、嚴峻、教誨五個維度。量表采用5點計分，1分表示“從不”，5分表示“總是”。得分越高表示下屬認為上級的威權領導表現越明顯。本研究中該量表的內部一致性系數為0.942。（4）主觀幸福感量表：采用Diner等人編制的主觀幸福感量表，該量表具有較高得信度和效度[18]。該量表共19個條目，包含整體生活滿意度（5個條目）、積極情感（6個條目）和消極情感（8個條目）三個維度。量表采用7點計分，生活滿意度維度，1分表示“強烈反對”，7分表示“強烈贊成”，積極情感與消極情感部分測量一周內所體驗到的情感，1分-7分的變化為無到有，1分代表“根本沒有”，7分代表“全部時間都有”，消極情感部分為反向計分。分數越高代表個體的主觀幸福感水平越高。本研究中該量表的內部一致性系數為0.916。

1.3統計學方法 使用SPSS 24.0軟件進行統計學處理。首先，為檢驗共同方法偏差是否會對研究結果造成影響，根據Podsakoff等人[19]建議，采用Harman單因子檢驗的方法，將情緒智力量表、自我效能感量表、威權領導量表和主觀幸福感量表的所有變量納入一個探索性因子分析中，結果顯示，特征值大于1的因子共有9個，且未旋轉時第一個因子的方差貢獻率為27.206%，小于40%的臨界值標準，表明本研究不存在明顯的共同方法偏差。其次，對數據進行描述性統計分析、Pearson相關分析以及通過 Hayes的PROCESS程序采用 Bootstrap方法對中介作用進行檢驗，并設置樣本量為5000，置信區間為 95%。

2 結果

2.1各變量的相關分析 在相關分析前，分別做情緒智力、自我效能感、威權領導及主觀幸福感4個變量間的簡單散點圖，見圖2。進行相關分析，各變量的平均數、標準差和相關矩陣見表1。情緒智力與主觀幸福感顯著正相關，表明情緒智力是主觀幸福感的影響因素。情緒智力與自我效能感顯著正相關，自我效能感與主觀幸福感顯著正相關，為進一步檢驗自我效能感在情緒智力與主觀幸福感間的中介作用提供了支持。此外，威權領導與自我效能感顯著負相關，與主觀幸福感也顯著負相關，為進一步檢驗威權領導在中介路徑“情緒智力→自我效能感→主觀幸福感”中的調節作用提供支持。

表1 各變量的平均數、標準差和相關系數

2.2威權領導與主觀幸福感的關系 有調節的中介模型檢驗 采用Hayes提出的PROCESS for SPSS Model 59進行有調節的中介效應模型的數據分析[20]。該模型執行兩個回歸方程：（1）方程1分析自變量X（情緒智力）和調節變量Me（威權領導）對中介變量M0（自我效能感）的交互效應；（2）方程2分析中介變量M0（自我效能感）對因變量Y（主觀幸福感）的預測效應，也分析中介變量M0（自我效能感）和調節變量Me（威權領導），以及自變量X（情緒智力）和調節變量Me（威權領導）對因變量Y（主觀幸福感）的交互效應。為了避免變量間的多元共線問題，數據處理之前，對所有變量進行中心化處理。本研究的表格內同時呈現了未標準化系數（B）和標準化系數（β）；Hayes提出的SPSS程序僅呈現出為標準化系數，本研究中的標準化系數（β）是通過對變量進行標準化處理之后再執行Hayes的程序所得出的。

結果發現，見表2：（1）在方程1中，情緒智力（B=0.33，SE=0.03，β=0.59，P＜0.001）可顯著預測自我效能感，威權領導（B=-0.05，SE=0.02，β=-0.11，P＜0.05）可顯著預測自我效能感，且威權領導與情緒智力的交互項顯著預測自我效能感（B=-0.01，SE=0.002，β=-0.12，P＜0.01）；（2）在方程2中，自我效能感可顯著正向預測主觀幸福感（B=0.77，SE=0.17，β=0.24，P＜0.001）。但自我效能感與威權領導的交互項對主觀幸福感的預測作用不顯著（B=0.03，SE=0.02，β=0.10，P＜0.05）。因此，自我效能感可顯著中介情緒智力與主觀幸福感的關系，而這一中介路徑的前半段“情緒智力→自我效能感”受威權領導的調節。

為了更清楚地解釋威權領導在“情緒智力→自我效能感”這一中介路徑中的調節效應的實質，將威權領導按照正負一個標準差分成高、中、低組，采取簡單斜率檢驗考察不同威權領導水平上情緒智力對自我效能感的影響，相應的簡單效應分析圖見圖2。結果表明，高、中、低威權領導水平下,情緒智力與自我效能感之間均呈顯著正相關，但高威權領導水平的正向關系較弱（B=0.49，P＜0.001），中威權領導水平的正向關系次之（B=0.59，P＜0.001），低威權領導水平的正向關系最強（B=0.70，P＜0.001）。

綜上，情緒智力通過自我效能感這一中介過程對主觀幸福感的影響受到威權領導的調節。具體而言，威權領導削弱了情緒智力通過自我效能感而對主觀幸福感的保護效應。

圖2 情緒智力、自我效能感、威權領導及主觀幸福感間的簡單散點圖

表2 情緒智力對主觀幸福感有調節的中介效應檢驗

圖2 威權領導對情緒智力與自我效能感關系的調節作用

3 討 論

目前關于測評軍校學員心理癥狀的研究較多，但從主觀方面通過“主觀幸福感”這一因素來探究學員心理健康水平的研究較少。既往研究并未涉及主觀幸福感、情緒智力與自我效能感的路徑關系分析；同時，軍校紀律嚴明，上下級分明，干部多采用威權領導的方式來管理學員，作為一種外界的壓力和風險因素，可能會影響自身的心理調節機制，進而影響軍校學員主觀幸福感。為建立提高軍校學員幸福感的理論體系，本研究在既往研究結果上進一步分析主觀幸福感與情緒智力、自我效能感、威權領導的路徑關系，得出以下結論。

3.1情緒智力與主觀幸福感的關系 本研究發現，情緒智力與主觀幸福感顯著正相關，可正向預測主觀幸福感，與本研究研究假設1相一致，表明情緒智力是主觀幸福感的重要促進因素，即情緒智力水平越高，主觀幸福感越高。情緒智力高的軍校學員更樂觀、靈活，能夠更準確地知覺到自己和他人的情緒，向他人準確傳達自己的感受，并能很好地控制自己的情緒和影響他人的感受，擁有更好的人際交往能力和適應能力，從而達到顯著的幸福生活目標，獲得更大的幸福感。這樣的學員總是快樂的，他們傾向于關注生活中美好的一面，對自己的生活很滿意。此外，由于情緒智力是一種處理情感信息的心理能力，情緒技能可能會改變情感體驗的平衡，從消極到積極，從而產生更高的積極影響[6]。

3.2自我效能感的中介作用 本研究也發現，自我效能感顯著中介軍校學員情緒智力與主觀幸福感的關系。這一發現與本研究研究假設2相一致，表明情緒智力水平高會增強軍校學員的自我效能感，進而提升主觀幸福感，即自我效能感是情緒智力影響主觀幸福感的重要中介過程。

班杜拉的研究指出，影響自我效能感形成的四個因素分別是成就經驗、替代經驗、言語說服以及情緒喚醒。其中情緒喚醒是指當個體的消極情緒占主導時，個體會傾向于逃避或者回避，從而降低自我效能感；而當積極情緒占主導時，則會增強自我信念。情緒智力高的軍校學員具有較好的情緒識別和調控能力，善于運用各種策略調整消極情緒，避免不良情緒對訓練與學習生活的影響，更傾向于積極面對各種困難與挫折，自我效能感高。此外，成就經驗是指成功的經驗可以增加個體的自我效能感。與Gundlach實證研究的結果一致，情緒智力越高的軍校學員，越善于處理訓練和學習生活中的各種關系，從而使各項任務得以順利完成。隨著各項任務的完成次數不斷增多，信心也會相應不斷增加，即情緒智力高的個體自我效能感高。

自我效能感較高的軍校學員，勝任感更強，會更加積極主動地克服過程中遇到的任何困難。他們自我評價越高，對自我與自身所處的總體環境會有良好的整體性評價，對自己充滿信心，由更多的積極體驗，因而幸福感很高。此外，自我效能感強的學員往往把成功歸因為自己的能力和努力，把失敗歸因為自己努力程度的不足或外部不可控的因素，這種歸因方式能促使學員提高動機水平，增強正性情緒體驗，增強主觀幸福感。因此，這些變量間的遞進關系為自我效能感成為中介變量創造了機會。

3.3威權領導的調節作用 本研究還發現，威權領導水平顯著調節情緒智力與自我效能感之間的關系。相較于高威權領導水平的軍校學員而言，情緒智力與自我效能感的關系在低威權領導水平上更強，這與本研究研究假設3相一致。具體而言，軍校學員的發展是個體自身特征與周圍環境交互作用的結果，外界環境的負面因素會影響個體的自我認知從而降低個體的主觀幸福感。威權領導在情緒智力對自我效能感的促進作用中有“破壞”效應，相比于威權領導水平較低時，在威權領導水平較高時，情緒智力對自我效能感的促進作用會減弱，但是，在這種情況下，情緒智力水平較高者比情緒智力水平較低者的自我效能感仍有顯著的增加。威權領導水平較高，也就是干部大權在握，不愿與學員溝通，并對學員進行嚴密的控制，漠視學員的建議和貢獻，將成功歸因于自己，失敗歸因于學員的能力不足或能力不夠。高水平的威權領導，也就意味著更多的專權和壓制，批評和貶損，會使他們產生更多的負面情緒，對自我認知產生負面影響，他們需要有更好的處理情感信息的心理能力來緩解外界的壓力。因此，威權領導會對“情緒智力→自我效能感” 這條路心理調節的路徑產生負面作用，從而影響學員的主觀幸福感。

在災害頻發、公共衛生醫療體系面臨巨大挑戰的情況下，軍人群體和醫療群體責任重大。醫學專業軍校學員承擔著雙重責任，時刻準備著奔赴一線，這就需要學員們擁有良好的心理能力來應對。根據本研究的結果，提示要通過心理干預、團體活動等方式努力提高學員的情緒智力，使其能更好地感知并調節情緒，并利用情緒思維來更好地應對現實中的壓力；另一方面，變革現有管理模式，單純的“威權領導”模式雖有助于樹立學員的服從意識，但會削弱學員的自我效能感水平，影響其主觀幸福感，降低心理健康水平。更鼓勵采取恩威并施的方式，既重視服從意識的培養，又關注學員們的自我效能感及幸福感，維持良好的心理狀態。