本论文主题涵盖三篇精品范文，主要包括《自尊论文范文(精选3篇)》相关资料，欢迎阅读！摘要根据不同的自我范畴，自尊可以区分为个体自尊、关系自尊与集体自尊。过往研究主要聚焦于个体自尊和集体自尊，而近几年，关系自尊的研究得到关注。关系自尊是指个体能够从与重要他人（家人和朋友）的关系中获得的自我价值，其本质和功能不同于个体自尊和集体自尊。学者们的研究主要从关系自尊的概念、测量与功能三个方面来展开。
第一篇：自尊论文范文
感恩与自尊关系的元分析
摘 要 采用元分析技术探讨感恩与自尊的关系以及影响两者关系的调节变量。通过文献检索与筛选，纳入元分析文献共30篇，独立样本30个，被试15145名。结果显示，感恩与自尊呈中等程度正相关;两者的关系受被试类型和感恩测量工具调节，不受被试年龄调节;被试类型为贫困大学生和社会工作者、感恩测量工具为多维量表研究的相关系数显著高于其他。后续研究可以深入探讨影响两者关系的调节机制，检验其他可能存在的调节变量，着重考察个体差异的调节作用，从而找到更多感恩教育和自尊培养的突破口，促进个体全面、健康发展。
关键词 感恩;自尊;元分析
分类号 B842.6
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.005
1 问题提出
随着积极心理学的兴起，心理学界的研究视角逐渐从异常心理转向正常心理，关注影响个体的优秀心理品质。感恩作为中华传统美德，从古至今受人尊崇，已有诸多学者论证了其在个体成长发展中的重要作用。自尊在个体成长发展中起着关键作用，与幸福感、生活满意度、抑郁、焦虑等密切相关。感恩与自尊的关系便是学者关注的一个焦点。
感恩(gratitude)亦称感激或感戴，是个体受他人恩惠后体验到的一种积极情绪(McCullough， Emmons， & Tsang， 2002)。自尊(self-esteem)通常指人们对自我的肯定，对自己持有的积极态度(张丽华， 杨丽珠， 张索玲， 2009)。已有实证研究证明感恩与自尊存在显著正相关。感恩正向预测自尊，自尊在感恩与主观幸福感、自杀观念间起中介作用，高感恩个体自尊水平更高，拥有更高的主观幸福感(敦晓雯， 武海英， 刘希平， 2018)，较少出现自杀倾向(Lin， 2015c)。此外，有研究表明，自尊可以正向预测感恩，与低自尊相比，高自尊会表现出更多的感恩，自尊是依恋风格影响感恩体验的一种机制(Zhang et al.， 2017)。Bartlett等人(2020)揭示了权力与感恩之间的积极关系，发现与积极和乐观相比，自尊更能预测感恩，自尊是这一积极关系中的机制。然而有研究指出当个体对他人产生感激之情时，感恩常与负债一起出现(Oishi， 2019)。高德胜(2019)认为我们对他人感激的同时也会产生亏欠或痛苦体验。由于感恩常伴随着亏欠，当个体无力偿还他人恩惠时，高度的感恩可能会对个体造成负面影响，产生他人优于自己的信念，从而威胁自尊(Smit， & Timmons， 2011)。因此，虽然大部分研究证明感恩与自尊呈正相关，但两者关系并不明确，可能存在影响两者关系强弱的调节变量。目前，鲜有研究探讨两者之间的调节机制，本研究期望理清两者关系，发现并验证可能存在的调节变量。基于此，提出假设：感恩与自尊呈正相关，两者关系的强弱受调节变量的影响。
根据心理学家Mruk(2013)构建的能力-价值模型，真正的高自尊需同时具备胜任力与价值感。虽然高感恩个体会做出更多道德行为，肯定自身价值，促进自尊发展(Mccullough et al.， 2001)，但当个体能力不足以回报恩情时，随之而来的低胜任力可能会对自尊产生消极影响。因此能力可能调节感恩与自尊的关系，本文将与能力有关的因素作为两者关系的调节变量进行探讨。
首先，一般能力就是我们通常所说的智力，智力随年龄的增长而增长，在25岁达到顶峰(彭聃龄， 2019)。年龄可能影响感恩与自尊关系的强度。与青少年相比，年长的个体能顺利通过自身努力回报他人，从而体会到较高的胜任力和价值感，拥有高自尊。年龄是影响感恩和自尊水平的重要因素。初、高中群体的感恩水平存在年级差异，低年级学生的感恩水平比高年级学生低(喻承甫， 吴慧婷， 刘国锐， 2011)。青少年时期自尊的稳定性低，自尊水平逐渐下降，直到成年早期开始上升(Robins et al.， 2002)。其次，相比于无工作的个体，有工作的个体有更多自主选择的能力;相比于富裕家庭，在贫困家庭成长的孩子有更多力不能及的事情。我们将经济自主性的不同定义为被试类型的差异，认为被试类型可能影响感恩与自尊关系的强度。自主性与自尊正向关联(黄飞， 2010)，与学生相比，工作者能实现经济独立，有能力自主回报恩情，从而获得高自尊。经济差异同样存在于学生群体中，影响学生的感恩和自尊水平。家庭收入与自尊呈正相关，较高的家庭收入对自尊有正向预测作用，贫困生的自尊水平相对较低(Zeng et al.， 2017)。贫困生受到的社会支持较非贫困生多，社会支持与感恩水平呈正相关(Kong， Ding， & Zhao， 2015)，感恩水平相应较高。对于贫困生来说，那些感受到他人善意的学生能激励自己，增强自信心，从而正向影响自尊。综上，提出假设：被试年龄可以正向调节感恩与自尊的关系，年龄越大，相关系数越高;被试类型影响感恩与自尊关系的强度，在工作者以及受资助贫困生中，两者的相关程度更高。
回顾已有元分析发现，使用不同测量工具得到的研究结果有差异。丁凤琴和赵虎英(2018)探讨感恩与主观幸福感的关系，发现使用感戴量表得到的相关系数显著高于其他量表;胥兴春、李欢和刘雅丽(2021)研究自尊与亲社会行为的关系，发现使用张丽华编制的儿童自尊教师评定问卷和Robins的自尊量表得到的相关系数显著高于其他测量工具。因此，测量工具可以作为感恩与自尊的调节变量。纳入此次元分析文献中的感恩测量工具较丰富，而自尊测量工具较少，多数使用Rosenberg编制的自尊量表。本研究将感恩测量工具作为调节变量进行探讨。对所使用的感恩测量工具进行简单分析，发现存在维度差异(单维和多维)，多维量表所测的内容更全面。由此提出假设：测量工具可显著调节两者关系的强弱，使用多维量表所得的相关系数更高。
目前暂时没有研究通过元分析技术探索感恩与自尊的关系及可能存在的调节机制。为综合分析感恩与自尊的关系及两者之间的调节变量，本研究采用该技术探讨多个研究中感恩与自尊的关系，验证上述三个变量是否调节两者关系的强度，对不同研究结论做出更科学、合理的解释。此外，分析两者关系的调节机制还能为今后的研究提供新视角，聚焦不同群体的特點，找到更多影响两者关系的心理机制。
2 研究方法
2.1 文献检索与筛选
在中国知网、维普、万方、Web of science 核心合集、Science Direct、SpringerLink、Wiley数据库检索中英文文献，将关键词“感恩、感戴、感激、gratitude、appreciate、grateful、thankful”与“自尊、self-esteem”进行搭配，检索篇名、摘要、关键词中包含两者的文献。检索，获得文献404篇(中文134篇、英文270篇)，删除重复后获得304篇;初筛，阅读标题和摘要获得文献43篇;纳入，阅读全文获得文献30篇(中文16篇，英文14篇)，效应值30个，样本量共14145。
文献选取标准：(1)应是感恩与自尊关系的实证研究;(2)正确报告了感恩总分与自尊总分的r值;(3)研究样本重复选取其一;(4)报告了研究对象的类型、年龄均值等信息;(5)明确介绍了所使用的研究工具。
2.2 文献编码
对纳入元分析的文献进行编码：(1)作者，发表时间;(2)样本量;(3)被试基本信息：年龄、类型;(4)研究工具：感恩、自尊测量工具;(5)相关系数。编码信息见表1。
2.3 数据处理与分析
使用CMA 2.0(Comprehensive Meta Analysis Version 2.0)软件进行元分析，采用相关系数r作为效应值。
3 研究结果
3.1 同质性检验及模型选定
对纳入的30个效应值进行同质性检验，结果见表2。Q=194.38(p<0.001)，表明研究结果存在异质性;I2=85.08%，以往研究指出，25%、50%、75%的I2值是异质性低、中、高的界限(Higgins， Thompson， Decks， & Altman， 2003)，表明研究结果存在高度异质，即模型中85.08%的观察变异来自效应值的真实差异(组间误差)，14.92%的变异来自随机误差。有研究指出当不同研究特征会影响元分析结果时，选用随机效应模型更加合理(Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2009)，因此选用随机效应模型，且有必要分析感恩与自尊之间的调节效应。
3.2 发表偏差检验
当纳入元分析的文献过少，研究结果的可靠性会受到影响，因此需要进行发表偏差检验。本研究使用漏斗图、失安全系数、等级相关检验、Egger s检验以及剪补法进行发表偏差检验。如图1所示，效应值分布在漏斗图上方，两侧效应值基本对称，因此出现发表偏差的可能性较小。表3数据显示，失安全系数为6112，该值远大于5k+10(k=30);等级相关测验中的Tau值为0.166(p=0.199>0. 05);元分析回归方程截距Egger s=-0.204(p=0.893>0. 05);剪补法的检验结果显示效应值被剪补法增强了0. 03。表明研究存在发表偏差的可能性较小，元分析结果较为真实可靠。
3.3 主效应检验
随机效应模型分析结果显示感恩与自尊的相关系数r=0.37，95%置信区间为0.33～0.41， Z=17.83(p<0.001)。根据Gignac和Szodorai(2016)提出的标准， 可以认为本研究中感恩与自尊存在中等程度的正相关。具体结果见表4。
3.4 调节效应检验
本研究分析了被试年龄、被试类型、感恩测量工具对感恩和自尊关系的调节作用。(1)被试年龄能正向调节感恩与自尊的关系，但不显著(Q=4.91， p=0.09>0.05);(2)被试类型对感恩与自尊关系的调节作用显著(Q=66.69， p=0.000<0.001)，相较于普通中学生、特殊中学生、普通大学生(r=0.33、0.35、0.35)，社会工作者和特殊大学生感恩与自尊的相关系数更高(r=0.52、0.57);(3)感恩测量工具能显著调节感恩与自尊的关系(Q=17.56， p=0.001<0.05)，使用GMS、IUG、GRAT测量工具得到的相关系数较高(r=0.40、0.42、0.48)，而使用GQ-6和GP测量工具得到的相关系数则较低(r=0.35、0.36)。具体结果见表5。
4 讨论
4.1 感恩与自尊中等程度正相关
对纳入的30篇研究进行元分析得出两者呈中等程度正相关。这表明，感恩水平高的个体其自尊水平也相应较高。虽然前文指出高感恩个体无法回报恩情时会产生亏欠感，从而威胁自尊。但通过元分析发现，总体而言感恩与自尊的积极关系更显著，个体的感恩情绪与高自尊紧密联系。
积极情绪的拓展建构理论(Fredrickson， 1998)可以解释两者的关系。该理论提出积极情绪可以拓展个体的思维，使其具有灵活性、开放性和包容性等，还可以建构个体的生理资源、心理资源和社会资源。随着该理论的发展，Fredrickson(2004)将感恩加入其中，认为感恩也具有拓展建构功能。感恩可以构建个体的心理资源，自尊作为一种心理资源(Pyszczynski et al.， 2004)，会受到感恩的影响，当个体拥有感恩情绪时，能减少消极情绪的困扰，充分感受自身的积极状态，利于自尊的发展。
感恩的道德情感理论(McCulloug et al.， 2001)也可解释两者的关系。该理论认为感恩具有三种道德功能，分别是道德计量、道德激发和道德强化。道德激发功能指感恩能促进心存感激的人做出亲社会行为，使个体对自己产生较高的道德评价，从而维护自尊。Fu等人(2017)通过纵向研究发现自尊和亲社会行为之间具有动态的相互作用，高自尊个体更容易表现出亲社会行为，亲社会行为反过来可以提高个体的自尊。因此感恩可以通过激发个體做出亲社会行为，从而提高自尊水平。
自尊的身份调和理论(王轶楠， 2020)也能解释感恩与自尊的关系。该理论认为当个体能成功调和大、小我之间的关系时，能拥有最佳自尊，大我主要指关系自我和集体自我，小我指个体自我，大我自尊是小我自尊的基础和前提。Emmons(2004)提出感恩的本质是人际感恩，梁宏宇等人(2015)总结人际感恩的功能：促进个体行为的积极变化、巩固并维持二元亲密关系、提升团体内部成员的融入度。因此感恩可以帮助个体转变行为，更好地处理亲密关系或组织关系，从而调和大、小我之间的关系，拥有最佳自尊。
除理论支持两者关系外，还有许多实证研究证明感恩与自尊的关系。感恩能正向预测自尊，感恩通过自尊的中介作用影响个体的主观幸福感、生活满意度、学校归属感等(敦晓雯， 武海英， 刘希平， 2018; 刘松， 陈立夫， 游旭群， 2017; 张晓州等， 2020; Lin， 2015a; Lin， 2015b)。一些研究也揭示了感恩與自尊的序列中介作用，如宋友志等人(2018)发现青少年公正世界信念可以通过感恩-自尊的序列中介作用影响个体的抑郁水平。自尊还能预测感恩，中介儿童品位方式、依恋取向与感恩的关系(朱丹等， 2017; Zhang， 2017)。
4.2 被试年龄、被试类型、感恩测量工具的调节作用 研究结果显示，被试年龄能正向调节感恩与自尊的关系，两者的相关系数随着年龄的增长而变大，其中25岁以上群体达到高等程度正相关(r=0.52)，但不存在显著差异。原因可能在于：(1)研究量过少，25岁以上群体的研究仅三篇，这可能掩盖了真实结果;(2)年龄划分的跨度不细，仅分为三个年龄段，没有加入童年期和老年期，导致分析不全面;(3)感恩和自尊具有稳定性，年幼时的低感恩/低自尊能预测年长时的低感恩/低自尊(惠秋平， 陈冉， 何安明， 2015; Orth， Trzesniewski， & Robins， 2010)，随着年龄的增长，感恩与自尊也会相互影响、相互作用，两者的发展联系紧密。虽然本研究中年龄的正向调节作用不显著，但从结果可以看出年龄在一定程度上正向调节了感恩与自尊的关系，年长的个体感恩与自尊关系更密切。今后可以试图解决前两个原因，再次探讨年龄的调节作用，得到更准确的结果。
研究结果显示，被试类型对感恩与自尊关系的调节作用显著，具体而言，社会工作者和贫困大学生感恩与自尊之间的相关系数比其他群体大。原因可能是：(1)个体的自尊在成年中期达到相对稳定的“高原状态”(Robins et al.， 2002)，这一时期的个体处于工作状态，能实现经济独立，更有能力回报恩情，维护自尊;(2)工作者人际交往更复杂，感恩与个体的工作绩效、工作满意度呈正相关(Cortini， Converso， Fiore & Galanti， 2019)，懂得感恩的个体能得到同事和上司的帮助，在工作上更如意，更肯定自己的工作能力与价值，产生较高的自尊;(3)相比于贫困中学生，贫困大学生受到的社会资助更多，因此他们的感恩意识较高(李倩， 2016)，更加珍惜自己得到的恩惠，自身的努力以及他人的帮助让他们对自己形成积极的评价，从而有一个较高的自尊;(4)与工作者和贫困生不同，普通学生生活简单，自尊还受感恩外的其他因素影响，因此相关系数不如前两者高。
研究结果显示，感恩测量工具对感恩与自尊关系的调节作用显著，从结果可知使用多维量表测得的相关系数较高，使用单维感恩量表测得的相关系数相对较低。原因可能在于：(1)单维量表相较于多维量表来说题量少，仅有六或十个条目，因此测得的结果缺乏准确性，易有误差;(2)感恩包括知、情、行三个部分，是一个复杂的心理过程(蒲清平， 徐爽， 2011)。多维量表可以从多个方面测得感恩，单维感恩量表只从一个方面判断心理状态水平，难免会有偏误;(3)多维量表中包含了感恩的行为层面，如GRAT量表中的“对他人的感恩”分量表、IUG量表中的“感谢他人”维度。如前文所说，当个体回报恩情后，其自我价值评价更高，从而能维护自尊，因此多维量表能测得感恩表达层面从而增强其与自尊的关系。
4.3 研究不足与展望
(1)纳入元分析的文献仅30篇，虽然对已有的文献进行了详细检索，但难免会存在遗漏，影响研究结果的准确性。期望之后可以纳入更多、更全面的研究，获得更客观、更准确的结果。
(2)不同亚组的样本量分配不均。被试年龄>25岁的研究只有三篇，从调节效应分析可以看出>25岁群体的效应值明显大于其他两个年龄段，但调节效应不显著，这可能是样本量分配不均导致的;感恩测量工具中，使用GQ-6的研究有21篇，其他工具只出现1～4次，这可能会影响调节效应分析的准确性。期望随着研究的增多，可避免不同亚组样本量分配不均这一问题，再次探讨他们的调节作用，提高调节效应分析的客观性和准确性。
(3)调节变量的划分可能影响研究结果。本研究将被试年龄划分为三个年龄段：12～17、18～25和>25岁，缺少了童年和老年阶段。今后的研究可以对被试年龄进行详细划分，再次探讨年龄的调节作用。
(4)研究中对于感恩和自尊的测量都是通过自我报告法，且都是横断研究，今后可以对纵向研究的文献进行元分析，从另一角度探索感恩与自尊的因果关系。
5 结论
感恩与自尊存在中等程度的正相关;两者关系受个体经济状况和感恩测量工具的调节，但不受年龄的调节。
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This meta-analysis was conducted to explore the strength and moderators of the relationship between gratitude and self-esteem. By searching Chinese and English databases， a total of 30 independent effect sizes (30 studies， 15145 participants) met the inclusion criteria of the meta-analysis. On the basis of the characteristics of studies， the random-effects model was selected. Results indicated a significant positive correlation (r=0. 37) between gratitude and self-esteem. In addition， the moderation effect analysis shows that the association between gratitude and self-esteem was moderated by subject s type and measurement tools of gratitude， but not by age and cultural background. Future research could strengthen the exploration of regulatory variables， test other possible adjustment variables， and focus on the adjustment effect of individual differences.
Key words： gratitude; self-esteem; meta-analysis
作者：王思琴 姜永杰
第二篇：关系自尊：概念、测量和功能
摘 要 根据不同的自我范畴，自尊可以区分为个体自尊、关系自尊与集体自尊。过往研究主要聚焦于个体自尊和集体自尊，而近几年，关系自尊的研究得到关注。关系自尊是指个体能够从与重要他人（家人和朋友）的关系中获得的自我价值，其本质和功能不同于个体自尊和集体自尊。学者们的研究主要从关系自尊的概念、测量与功能三个方面来展开。基于关系自尊的理论构想和实证证据，我们提出，未来关于关系自尊的研究需要关注三个方向，即探讨关系自尊的发展过程、关系自尊的东西方文化差异，以及关系自尊中家人和朋友的相对重要作用。
关键词 关系自尊;个体自尊;集体自尊;心理幸福感;恐惧管理
分类号 B848.6
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.02.007
很多年以来，自尊（self-esteem）一直是心理学的重要概念之一，学术研究的焦点（Rosenberg， 1965; Twenge， Carter， & Campbell， 2017），是现代社会科学中研究最广泛的心理结构之一（Bleidorn， Arslan， Denessen， Rentfrow， Gebauer， & Potter， 2016）。 自尊是一個人对其自我价值的主观评价（Donnellan， Trzesniewski， & Robins， 2011）。虽然有很多关于自尊的研究，但大多数研究探讨了个体自尊（personal self-esteem）和集体自尊（collective self-esteem）， 鲜少文献涉及关系自尊（relational self-esteem）。 而关系自尊与个体自尊和集体自尊同样重要， 因为个体对其自我价值的评价来源于三个方面：个体独立的个人价值（如智力）、个体在与重要他人关系中的价值（如对家人的支持），以及个体在社会群体中的价值（如对所在工作团体的价值）（Gaertner et al.， 2012）。个体对其自我价值的主观评价，不仅仅包含个体自身的价值方面（即个体自尊），还包括个体在与重要他人的关系中获得的自尊（即关系自尊），以及他们在所属的社会群体中获得的自尊（即集体自尊）。尤其是集体主义文化社会中的个体，把重要他人纳入他们的自我建构之中，因此和重要他人的关系非常关键。但目前关于关系自尊的研究较为缺乏，因此，关系自尊这一研究范畴有很大的探索空间。
本文系统地总结近年来关系自尊的研究，并为未来的研究方向提供一些建议。首先，本文将探讨关系自尊的概念，并且明确其与个体自尊、集体自尊的区别。其次，本文将介绍关系自尊的测量方法及其特性，并从心理幸福感和恐惧管理两个方面阐述关系自尊的功能。最后，基于以往关系自尊研究的不足，本文将提出几个未来的研究方向以供探究。
1 关系自尊的概念
1.1 关系自尊的来源和概念
根据社会认同理论（Social Identity Theory），自尊来源于个体自我和社会自我（Tajfel， 1982）。个体自我，是指来源于个人区别于他人的独有特质和属性的自我概念（如性格、特质、兴趣、目标、经验等）（Gaertner et al.， 2012）。社会自我可以分为关系自我和集体自我（Brewer & Gardner， 1996）。关系自我是关于人与人之间的联系的自我概念（“我是我父母的儿子”），它包括和重要他人（如家人和朋友）的关系，以及在这些关系中怎样定义自己的角色和价值;集体自我指的是从一般社会群体（如相同国籍、相同种族、相同社团的群体）中获得的自我（“我是中国人”）（Mamat et al.， 2014; Nehrlich， Gebauer， Sedikides， & Abele， 2018; Zhu， Wu， Yang， & Gu， 2016）。个体与一般社会群体中的他人未必彼此熟悉，但与关系自我中涉及的重要他人一定相熟。
和这三种自我概念相对应，人们能从个体、关系和集体三种水平对自我价值进行评价（Breckler & Greenwald， 1986），从而产生三种不同形式的自尊：个体自尊、关系自尊和集体自尊。个体自尊是对个人身份的自我评价，而集体自尊和关系自尊是对社会关系中的自我的评价。明确这三种形式的自尊的区别对自尊的理论和发展有着重要意义。
1.2 个体自尊、关系自尊和集体自尊的区别
个体自尊指人们从其个人属性（如能力和天赋）中获得的自我价值感（Rosenberg， 1965）。当个体认为他们自己是不错的人，并且相信他们自己的能力时，就能获得较高水平的个体自尊（Tafarodi & Swann， 2001）;关系自尊是指从和重要他人（如家人和朋友）的关系中获得的自我价值，当人们对其重要他人（如家人、朋友）有价值或为他们感到骄傲时，能获得高水平的关系自尊（Du， King， & Chi， 2012）;集体自尊是指从更大的社会群体中获得的自我价值，当个体在其所属的一般性社会群体（如同性别、同国籍、同种族）中认为自己有价值，或者认同自己的所属的社会群体时， 他们往往能获得较高水平的集体自尊（Brewer & Gardner， 1996; Luhtanen & Crocker， 1992）。
关系自尊是动机的一个独特的方面。Harter，Waters和Whitesell（1998）的研究发现当青少年在不同的关系情境（如，和父母、老师、男同学和女同学的关系）中评价他们自己的自我价值时，这四个方面的关系自尊显示出显著的差异。同时，在某特定关系中获得的支持与相应的情境中的关系自尊存在着更高的相关，如获得的父母的支持与在与父母的关系情境中的关系自尊有更高的相关;他们还发现，某种特定关系情境中的自我价值感与其整体自我价值存在着较高相关，这些结果意味着，人们在某些关系中如何评价自己对其感知自我的整体价值是至关重要的。De Cremer和Sedikides（2008）研究了程序公平对自尊的影响，发现相对于声誉不好的大学生来说，声誉良好的大学生受到不公正待遇（即实验室环境内，让被试想象其在一个公司工作，其上级主管不给予发言权）时，他们的关系自尊（而不是个人自尊）下降，这里的关系自尊指的是在与上级主管的关系中自己的价值，这个结果表明，在某些特定的关系中，更重要的可能是关系自尊，而不是其他类型的自尊。
2 关系自尊的测量
鉴于自尊的三个维度存在着概念差异，我们需要不同的量表，来测量三种不同类型的自尊。关于个体自尊和集体自尊的测量，研究者一般采用罗森伯格自尊量表（Rosenberg， 1965）和集体自尊量表（Luhtanen & Crocker， 1992），这两个量表都具有较好的信效度（Du， King， & Chi， 2017; Luhtanen & Crocker， 1992; Schmitt & Allik， 2005）。
关于关系自尊的测量，Jr和Finney（2002）开发了关系评估问卷来测量关系自尊。他们认为，关系自尊指积极评价一个人与另一个人建立亲密关系的能力的倾向，它关注人们在亲密关系中如何评价自己，如“作为伴侣，人们对自己的评价是积极的吗？”“他们在亲密关系中自信吗？”Neff和Harter（2002）的研究采用冲突解决问卷，测量在亲密关系中男性和女性解决矛盾的方式，包括三种：满足他们自己的需求、满足对方的需求、通过协商，即以下三种回答，“您没有放弃您的个人需求或愿望，并向您的伴侣解释为什么这件事对您来说如此重要”“您已经放弃了个人需求或欲望，以满足您的伴侣的需要或愿望”“你试图提出一个妥协的解决方案，即使这意味着你和你的伴侣都沒有得到想要的”。这体现了在恋爱关系中人们怎样看待自己和伴侣，即亲密关系中的自尊。他们的另一项研究（2003）涉及在四种不同关系情境中（和母亲、和父亲、和最好的朋友、和伴侣）关系风格的测量，这说明关系自尊可以应用于不同的亲密关系情境。Neff和Suizzo（2006）改编了Harter等人开发的量表，并编制了一个测量恋爱关系中关系自尊的工具，如“有些人对自己和伴侣在一起时的感觉很满意。”这些研究为测量关系自尊提供了研究思路，但上述测量工具的局限性在于：第一，他们关注的是特定关系情境下（如恋爱关系）的自我价值的评估，量表使用不具有普遍性;第二，即使Neff和Harter（2003）的研究涉及了不同的关系情境，但他们测量的并不是在不同关系情境下的自尊，而是不同关系情境下（和母亲、 和父亲、 和最好的朋友、 和伴侣）的关系风格，即以什么样的风格和父母、朋友、伴侣相处。
那么，关系自尊应该关注哪些关系？Brewer和Gardner（1996）认为，关系自我由亲密的二元关系衍生而来，比如亲子关系和朋友关系，因而，重要他人所指的主要是家人和好朋友。家人包括父母、孩子、兄弟姐妹、配偶、亲近的亲戚等。据此，关系自我的范畴清晰地区别于集体自我，进而，关系自尊的测量能精确地评估从和重要他人的关系中获得的自我价值。
基于Brewer和Gardner对关系自我的理论界定，Du等研究者（2012）开发了关系自尊量表，旨在评估个体在与家人、朋友的关系中的总体自我评价。该量表将关系自我的类型和评价的角度作为两个维度。第一个维度是关系的类型，包括两种，个体和家人的关系、个体和朋友的关系。在集体主义文化和个体主义文化中，重要他人的界定范围是类似的。无论是在个体主义文化，还是集体主义文化，人们都倾向于把朋友当作是区别于陌生人的关系群体（Ho， 1998; Kobayashi & Greenwald， 2003）。因此，与家人和朋友的关系类型，构成了量表的第一个维度。
第二个维度是评价的角度。评价的角度有两种：个体在关系中的价值，以及重要他人在关系中的价值。个体在关系中的价值，是指个体判断在和重要他人的关系中自己的价值，如“我觉得我能帮助家里人”。这种自我价值感与个人自我价值（Rosenberg， 1965）的区别在于，它强调个体对其重要他人的贡献，而与集体自我价值（Luhtanen & Crocker， 1992）的区别在于，它局限于和重要他人的关系，而不是一般的社会群体。重要他人在关系中的价值，是指个体所感知到的重要他人多有价值的判断，如“我为我的家人感到骄傲”“别人认为我的朋友圈还不错”。这与社会认同理论（Tajfel， 1982）一致，即强调自我价值可以来源于自我评价和个体所处社会群体中他人的评价。由于重要他人在个体的人生中起关键作用，个体与重要他人的内在关系将对一个人的自我概念和自尊产生巨大的影响（Baldwin， 1992），而重要他人对自尊的影响，不同于总体社会群体对自尊的影响（Arbona & Power， 2003）。
基于上述的两个维度，Du等开发的关系自尊量表体现为2（关系自我的类型）×2（评价角度）的结构，共8个项目（Du et al.， 2012）。它测量个体在和家人以及朋友的圈子里如何评价自己（如，“总的来说，我很高兴能成为我朋友圈里的一员”“在朋友圈中，我是有价值的一员”），以及如何评价家人或朋友（如，“我为我的家人感到骄傲”）或别人如何评价他们的家人和朋友（如，“一般来说，大多数人觉得我家很好”）。该量表具有较好的内部一致性信度和效度。Du，Li，Chi，Zhao和Zhao（2018）用中国社区居民样本检验了关系自尊量表的心理测量特性，
Cronbachs α为0.79;验证性因素分析对量表的因素结构和测量不变性进行了检验，结果支持二因素的家人-朋友模型。Du，Li，Chi，Zhao和Zhao （2014）在中国儿童群体施测，关系自尊量表的
Cronbachs α为0.83。同时，关系自尊与心理幸福感的诸多指标呈中低等程度的正相关，包括个体自尊、生活意义、未来取向、希望、自我控制、创伤后成长，以及积极情绪。这些结果表明量表具有较好的信效度。
3 关系自尊的功能
3.1 关系自尊与心理幸福感
积极的自我评价有利于心理健康，例如快乐和满足、富有成效、创造力和心理弹性（Taylor & Stanton， 2007）。但这种效应随着自尊类型以及文化环境的不同而有所差异。大量文献已经证明，个体自尊和集体自尊在提高幸福感方面发挥着积极作用（Crocker， Luhtanen， Blaine， & Broadnax， 1994; Douglass & Duffy， 2015; Quevedo & Abella， 2011; Sowislo & Urth， 2013; Yao， Chen， Yu， & Sang， 2016; Zhang， 2005），且文化能调节个体自尊和主观幸福感之间的关系（Oishi， Diener， Lucas， & Suh， 1999）。
关系自我作为自我的重要方面之一，个体对关系自我的积极评价与主观幸福感应该也有着紧密联系。Wagner（2009）发现关系自尊和生活满意度呈正相关，和抑郁呈负相关。Du等人（2014）的研究表明，即使在控制了个体自尊后，关系自尊仍然和多种心理幸福感的指标有关，包括希望、积极情感、抑郁、生命的意义、对未来的展望，以及创伤后成长。该研究还发现，来源于家人和朋友的社会支持，能增强儿童的关系自尊。这些结果意味着关系自尊和心理幸福感联系紧密，而个体与家人和朋友之间的相互支持，可能是关系自尊的重要来源。Du等人（2017）通过一系列研究，进一步比较了关系自尊、个体自尊、集体自尊三者对于心理幸福感的预测作用。结果发现，即使同时控制个体自尊和集体自尊的效应，关系自尊仍然能够显著预测心理幸福感。个体自尊也能够显著预测心理幸福感，但集体自尊不能。这些研究表明，对于集体主义文化的中国人，个体的心理幸福感主要受关系自尊与个体自尊的影响，而个体在一般社会群体中的积极评价（即集体自尊）并没有对个体的心理幸福感产生显著的影响。
3.2 关系自尊与恐惧管理
自尊的另一个功能是缓解人们的死亡焦虑。根据恐惧管理理论，自尊是人类对抗潜意识死亡恐惧的一种心理机制（Pyszczynski， Solomon， & Greenberg， 2015）。研究已经表明，在实验室中通过积极反馈而暂时性增强自尊，或者人格特质的特质性自尊，都能够缓冲死亡凸显效应的消极影响（Greenberg， Pyszczynski， Solomon， Pinel， Simon， & Jordan， 2015）。绝大多数研究都是在西方个人主义文化背景下进行的，发现了个体自尊对死亡恐惧的缓解作用。在集体主义的东亚文化中，文化世界观的差异可能决定了在恐惧管理过程中，个体采用不同类型的自尊作为心理缓冲器。一项研究比较了个体自尊和关系自尊在东西方文化中对死亡恐惧的缓解效应，发现在集体主义文化中，与个体自尊相比，关系自尊在恐惧管理中发挥着更大的作用;而在个人主义文化中，个体自尊比关系自尊发挥着更大的作用（Du， Jonas， Klackl， Agroskin， Hui， & Ma， 2013）。这一研究结果表明，集体主义的东亚人更加依赖关系自尊来应对死亡恐惧。这与自尊和心理幸福感的文化研究一致，即在个体主义文化中，个体自尊更为重要，而在集体主义文化中，关系自尊更为重要，或与个体自尊共同起保护作用。
4 未来研究展望
自尊多年以来一直是学者们关注的热门话题，但是，对于关系自尊的研究还远远不够。研究者们已经对关系自尊的概念做出了定义，开发了具有较好心理测量信效度的量表，并探讨了关系自尊在促进心理幸福感和缓解死亡恐惧方面的功能。但学者们仍缺乏对关系自尊更深层次的理解和认识，未来的研究还有很大的探索空间。未来的研究可以从以下三个方面进行：
第一，从发展的视角来考察关系自尊的阶段与特点。以往研究关注了个体自尊在人的一生中的发展特点与趋势，如Orth和Robins（2014）的一项追踪研究发现，个体自尊从青春期到中年期一直在增长，在50～60岁左右达到顶峰，随后以匀速逐渐下降。von Soest， Wagner， Hansen和Gerstorf（2018）的一项研究关注中老年个体自尊的变化，也发现自尊在50岁左右达到顶峰并随后逐渐下降。更重要的是，他们发现，低社会经济地位、缺乏伴侣的陪伴、失业、残疾与低自尊或自尊的急剧下降有关，而具有更成熟的人格特质的个体表现出高自尊水平。这些研究说明了个体自尊具有一定的发展规律。同样，我们认为关系自尊也具有一定的发展性特点，并且发展趋势将受家庭背景、亲子关系、人际关系等因素影响。因此，未来研究可以探讨关系自尊在人的一生中的发展趋势与特点，关系自尊的水平如何变化？哪些家庭和社会因素影响关系自尊的水平？这将是未来工作需要补充的一个重要方向。
第二，在不同文化背景下探讨个体自尊、关系自尊和集体自尊的关系。从一个方面来看，个体自尊和关系自尊是否会由于文化的不同而有不同的倾向性，即个体主义文化中的个体是否有更高水平的个体自尊？集体主义文化中的个体是否有更高水平的关系自尊？Markus和Kitayama（1991）指出，在个人主义文化中，人们倾向于依据能力和价值等内在属性来定义自己，就更可能具有独立型自我建构;而在集体主义文化中，人们倾向于根据和别人（尤其是重要他人）的关系来定义自己，就更可能具有依存型自我建构。也就是说，集体主义者通过完成与重要他人相关的任务来保持积极的自我观，而个人主义者通过内部特质和自我服务偏见来获得高自尊。因此，在集体主义文化中，人们的关系自尊水平可能更高，而在个体主义文化中，个体自尊水平可能更高。这一点需要大样本的跨文化研究进行检验。
从另一个方面来看，在不同的文化中，关系自尊和集体自尊的关系如何？关系自我和集体自我同样属于社会自我，在某些情况下，人们可能会混淆他们之间的关系。人们从他们与重要他人的关系中获得关系自尊，重要他人这个群体是相对被众人所知且容易辨认的（如父母、伴侣和兄弟姐妹）（Chen， Boucher， & Tapias， 2006）。然而在集体自尊中，社会群体的范围相对来说比较模糊，较大的个体差异使得集体自尊的测量变得困难，而不同文化背景的人对一般社会群体可能有不同的理解。未来的研究可以探讨个体主义文化和集体主义文化如何影响这两种自尊的强度？何种因素能调节两者之间的关系？如文化，家庭，人格等。
第三，探讨家人为基础的关系自尊和朋友为基础的关系自尊，对心理幸福感的影响是否有差异。关系自尊的类型包括与家人的关系和与好朋友的关系，区别家人和好朋友对人们心理健康指标的影响，有助于我们对关系自尊有更深层次的理解，也能为提高心理幸福感提供更強大的理论基础。家人和好朋友的重要性是有区别的，有研究显示，中国人与父母关系更近，朋友没有父母重要（Cai， Sedikides， & Jiang， 2013）。家人和好朋友对人们幸福感的影响存在差异，例如，一项研究调查了伊朗、约旦和美国大学生感知的社会支持与主观幸福感（即积极和消极情感、生活满意度）之间的关系，结果显示，感知到的家人的支持显著预测了这三个国家大学生的幸福感的每一个方面（即积极和消极情感、生活满意度），但感知到的朋友的支持并未预测伊朗大学生的幸福感（Brannan， Biswas-Diener， Mohr， Mortazavi， & Stein， 2013）。因此家人和朋友对人们幸福感的影响可能是存在差异的，来自于家人的社会支持的影响可能更显著。那么，相对于好朋友相关的自尊，家人相关的自尊对心理幸福感的影响是否也更显著？未来的研究可以深入探讨家人相关的自尊和好朋友相关的自尊的区别，并探索它们各自的内在机制，以及对心理幸福感是否有相同的影响。
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作者：刘芳 杜洪飞
第三篇：小学生自尊与情绪智力的关系研究
〔摘要〕本研究采用罗森伯格的自尊量表和青少年情绪智力自陈问卷，探讨392名四至六年级小学生自尊与情绪智力的关系，研究结果表明：1.小学生自尊成绩在不同性别水平间存在显著差异;2.小学生情绪智力方面，情绪感知、情绪运用、情绪理解三个因子分数在不同性别水平间存在显著差异;情绪感知上，四五年级小学生存在显著差异，情绪管理上，五六年级小学生存在显著差异;3.自尊成绩与情绪智力中的情绪感知、情绪运用、情绪理解存在相关关系，且情绪感知因子、情绪运用因子对自尊成绩有正向预测作用。
〔关键词〕自尊;情绪智力;小学生
〔
一、引言
小学是青少年个体自我发展的重要时期，这个阶段学生会通过自我认识、他人评价等方式不断认识自我，形成自我概念与自我评价。自尊水平的高低可以体现学生的自我发展水平，与青少年的人格塑造、心理健康水平存在必不可分的联系。Huang[1]对自尊文献的元分析结果显示，个体的自尊水平与情绪(如焦虑)、认知(如自我效能感、学业成就)及行为表现(如问题行为)密切相关，较高的自尊对个体的心理发展有着积极的促进作用。不仅如此，在学校心理健康教育中也发现，自尊会影响儿童良好社会适应能力的形成。
情绪智力( Emotional Intelligence)是指监控、识别和理解自己及他人的情绪和情感，并利用这些情绪信息来促进认知、创造性地解决问题和调控行为的能力[2]。幼年和青少年时期是情绪智力发展的关键阶段，然而现在小学生情绪智力培养仍然较为薄弱，导致学生在人际交往、社会适应中容易遇到困难。
以往的研究对于高低自尊者的認知行为特征以及情绪情感做了一定的解释，但是没有文献直接研究小学生自尊对情绪智力的影响或者二者的相关关系。情绪情感的体验感受并不能直接或者充分说明情绪智力的发展水平。在学校的心理辅导中发现，一部分学生的情绪调控能力较弱，由此思考是否与其自尊水平有关系，因为大多数应激行为都是由于儿童与同伴发生言语或者肢体冲突导致其认为自尊心被伤害。所以研究小学生自尊与情绪智力的关系，对小学生心理健康教育工作有一定的指导意义。
本研究主要针对小学四至六年级的小学生，探讨小学生自尊与情绪智力的关系，为了解学生自尊与情绪智力的现状，提高小学生自尊，提升情绪智力提供实证证据，有助于更好地为处于心理发展关键期的学生进行心理辅导，针对特殊需要的学生进行有益的辅导帮助。本研究假设：1.小学生自尊成绩在不同性别、年级及是否为独生子女方面存在差异;2.小学生情绪智力的不同因子在不同性别、年级及是否为独生子女方面存在差异;3.自尊成绩与情绪智力存在相关关系。
二、方法
(一)被试
随机抽取小学四至六年级9个班级的小学生作为本研究的调查对象。共发放问卷420份，自尊量表回收有效问卷392份，有效回收率93.3%;青少年情绪智力自陈问卷回收有效问卷403份，有效回收率95.95%。被试具体分布情况如表1、表2、表3。
(二)工具与程序
1.工具
分为两个部分：一是罗森伯格的自尊量表，二是青少年情绪智力自陈问卷。
罗森伯格的自尊量表(self-esteem scale，SES)由罗森伯格(Rosenberg)于1965年编制，用以评定青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受。此量表由5个正向计分和5个反向计分的条目组成，分4级评分。
青少年情绪智力自陈问卷由邹泓、刘艳、李小青及蔡颖[3]编制，张文娟[4]修订，最后由王明珠[5]进一步修订，补充了4题，最终问卷37题。问卷4个因子两两之间存在显著正相关，相关系数在0.23～0.62之间，4个因子之间既相互联系又有所区别，表明问卷结构效度良好。该量表四个因子的克伦巴赫α系数在0.74～0.90之间，总量表的克伦巴赫α系数为0.92。
2.施测程序和数据处理
随机向四至六年级各班级的小学生发放问卷，先完成自尊量表，然后完成情绪智力自陈问卷。最后用SPSS20.0进行数据分析处理。
三、结果
(一)小学生自尊成绩的差异比较
1.不同性别小学生的自尊成绩差异分析
使用独立样本t检验，比较不同性别小学生自尊成绩的差异，结果如表4。
从表4可知，男女在自尊成绩上存在显著差异。具体表现为，女生自尊成绩显著高于男生。
2.是否为独生子女的小学生的自尊成绩差异分析
使用独立样本t检验，比较小学生是否为独生子女的自尊成绩的差异，结果如表5。
从表5可知，小学生是否为独生子女，在自尊成绩上不存在显著差异。
3.不同年级小学生的自尊成绩差异分析
使用单因素方差完全随机的方差分析，比较不同年级小学生自尊成绩的差异，结果如表6。
从表6可知，不同年级小学生在自尊成绩上不存在显著差异。
(二)小学生情绪智力的差异比较
1.不同性别小学生的情绪智力差异分析
使用独立样本t检验，比较不同性别小学生情绪智力的差异，结果如表7。
从表7可知，男女生在情绪智力的情绪感知、情绪运用、情绪理解三个因子上都存在显著差异。具体表现为，在情绪感知、情绪运用、情绪理解的分值中，女生分数显著高于男生。
2.是否为独生子女的小学生的情绪智力差异分析
使用独立样本t检验，比较小学生是否为独生子女的情绪智力的差异，结果如表8。
从表8可知，是否为独生子女的小学生在情绪智力的四个因子中都不存在显著差异。
3.不同年级小学生的情绪智力差异分析
使用单因素方差完全随机的方差分析，比较不同年级学生情绪智力的差异，结果见表9、表10。
从两表可知，不同年级小学生的情绪智力在情绪感知因子存在显著差异[F(2，415)=4.064，p<0.05]，经事后比较发现，四年级学生分数显著高于五年级;在情绪管理因子上存在显著差异[F(2，405)=5.414，p<0.01]，經事后比较发现，五年级学生分数显著高于六年级;其他组之间无显著差异。
(三)自尊成绩与情绪智力的相关分析
本研究使用皮尔逊相关分析，比较自尊成绩与情绪智力各因子的关系，结果如表11。
从表11可知，小学生自尊成绩与情绪智力中的情绪感知、情绪运用、情绪理解因子存在显著相关。
(四)自尊成绩与情绪智力的回归分析
本研究使用线性回归分析法，以情绪智力的各因子为自变量，自尊成绩为因变量作回归分析。结果见表12。
从表12可知，情绪感知因子、情绪运用因子对自尊成绩有正向预测作用。
四、讨论
(一)小学生自尊成绩的差异比较
在小学生自尊成绩的性别差异比较中，男女存在显著差异，女生显著高于男生。自尊是对自我价值和自我能力的一种判断，体现着个体对自我的认同程度[6]。在小学阶段，女生学习能力、人际交往能力都高于男生，能较快较好地适应小学的学习生活，容易得到教师、同伴及家长的鼓励和肯定。有研究表明，社会性支持、同伴关系、亲子依恋关系都会影响自尊，小学阶段女生在这些方面的发展水平都较男生好一些[7，8]。小学4-6年级的青少年属于从他人评价向自我评价的过渡阶段，当小学生在学校、家庭得到肯定认可时，自我价值感高，认为自己是有能力的，对自我能力的判断也有较为积极的态度。所以，这可能是促成女生自尊成绩高于男生的原因。不同年级及是否为独生子女对于小学生的自尊影响不大，这可能由于自尊发展是一个缓慢平稳的过程，不同年龄阶段的差异并不十分明显，在社会交往、能力评价中，对于独生子女与非独生子女并无明显的区别对待。
因此建议，在学校的心理健康教育中，可以有意识地培养男生的社会价值感，多给予他们为班级、学校集体做贡献和服务的机会，多鼓励、肯定他们付出的努力和表现出的能力，加强他们对自我的积极评价，提高其自信和自尊水平。
(二)小学生情绪智力的差异比较
在小学生情绪智力的性别差异比较中，男女在情绪智力的情绪感知、情绪运用、情绪理解三个因子上都存在显著差异，女生分数都显著高于男生。这个结果与大部分研究结果一致，说明小学阶段，男女生的情绪总体是存在显著差异的，这可能是因为个体发育的差异。女孩的发育成熟程度较男孩快一些，表现在生理和心理两个方面。另一种原因可能来源于社会的认同与性别角色期望要求，家长与教师对女生态度更温和、包容，注重女生的情绪变化;而对于男生较为严厉，不赞同男生轻易表达情绪或者感受情绪，男生未能有效地学习理解和处理情绪问题。女生善于观察、表达，感受性也较好，在情感方面更加细腻，所以在情绪感知，包括自我感知与识别他人情绪上都较敏锐，能够理解、推理不同的情绪。情绪运用依靠情绪感知与情绪理解，在学习生活中，对思维产生促进作用。女生由于在情绪感知、理解能力上优于男生，从而有更好的条件运用情绪培养塑造良好的思维品质。
在小学生情绪智力的年级差异比较中，在情绪感知因子上，四年级分数显著高于五年级分数;在情绪管理因子上，五年级分数显著高于六年级分数。五年级小学生开始从无忧无虑的童年阶段进入青春期，体会到更多的情绪变化与冲突，情绪发展不平稳且受到巨大的挑战，由此可能导致整体发展呈下降趋势。情绪管理方面，推测六年级学生随着年级升高，面对升学考试的压力，难免会出现焦虑、烦躁甚至低沉的不良情绪，加上青春期“叛逆”“躁动”情绪的不断增长，情绪管理能力未适时得到提升，从而也呈现下降趋势[9]。
由此可见，在小学的心理健康教育工作中，要关注男生的情绪智力培养，给予男生更多的情绪包容。对于四至六年级学生的情绪主题教育十分重要，应帮助其安稳、积极地度过青春期，接纳情绪的变化，不断学习理解、调控、管理情绪的方法，从而培养良好的心理品质。
(三)自尊成绩与情绪智力的相关分析
小学生自尊成绩与情绪智力中的情绪感知、情绪运用、情绪理解因子存在显著相关。情绪感知因子、情绪运用因子对自尊成绩有正向预测作用。对初高中生、大学生的研究发现，高自尊对情绪智力存在积极影响，低自尊对情绪智力有消极影响[10]。本研究的结果也与其相符。自尊与情绪智力存在显著的相关，尤其在情绪感知、情绪运用、情绪理解三个因子上。这说明较高的自尊水平能让个体积极调整、管理自己的情绪，促进其感知、理解他人情绪，个体不易受到外界威胁而怀疑自我，能够从容调节情绪，对失败有合理的评价分析。另一方面，良好的情绪感知力与情绪运用力能促使个体提升自我的价值感，提高自我情绪能力和自信心，帮助其提升自尊水平[11]。
在小学心理健康教育中，自我认识主题课程是对自尊提升最有利的途径。通过全面、多元、有效地认识自我，个体形成对自我有积极倾向性的评价，相信自己是有能力的、成功的、重要而有价值的，获得高自尊水平。这样就能在遇到困难、失败时，能够以积极的应对方式、良好的心理状态解决问题。情绪主题的心理健康教育，从情绪智力的几个因子出发，培养学生认识情绪、接纳调节情绪、运用管理情绪的能力，也能有效地提升学生的自尊水平。所以这两个主题的教育相辅相成，互相促进，当遇到学生出现不良情绪时，可以从提升自我效能感、自尊水平来辅导;当学生无法悦纳自己时，可以从帮助其接纳自我情绪，学习感知理解、管理情绪的方法着手，培养对自我的积极态度和肯定评价。
五、结论
(1)小学生自尊成绩在不同性别水平间存在显著差异;
(2)小学生情绪智力的情绪感知、情绪运用、情绪理解三个因子分数在不同性别水平间存在显著差异;在情绪感知因子上，四五年级小学生存在显著差异，在情绪管理因子上，五六年级小学生存在显著差异;
(3)自尊成绩与情绪智力中的情绪感知、情绪运用、情绪理解存在相关关系，情绪感知因子、情绪运用因子对自尊成绩有正向预测作用。
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(作者单位：福建省厦门市海沧区锦里小学，厦门，361026)
编辑/张国宪 终校/卫 虹
作者：范舒怡