母親元情緒理念與幼兒社會-情緒問題行為：忽視干涉懲罰和環境氣氛的中介作用

許清凝，劉少英，徐路鑫，周燕青，石雷山

（1.浙江理工大學理學院，杭州 310018；2.浙江理工大學科技與藝術學院，紹興 312300；3.杭州錢塘凌云幼兒園，杭州 310018；4.杭州錢塘星辰幼兒園，杭州 310018；5.麗水學院教師教育學院，麗水 323000）

社會-情緒能力指幼兒與他人形成關系聯結，進行積極互動和有效調節情緒的能力[1]。幼兒期是社會-情緒發展的重要時期[2]，當幼兒社會-情緒發展不能適應環境時，則表現出社會-情緒問題行為[3]。已有研究表明，幼兒社會-情緒問題行為的發生率在10%～43%之間[4-7]。社會-情緒問題行為將會影響幼兒當前和未來對環境的積極探索和社會適應[1，8]。

家庭是幼兒生活的重要場所，已有研究從父母情緒社會化角度探討了父母元情緒理念直接或通過父母情緒社會化行為間接對幼兒社會-情緒發展的作用。其中父母情緒社會化行為主要集中于情緒表達、情緒反應和情緒談論等方面[9，10]。然而，父母元情緒理念是否及如何通過家庭養育環境中其它情緒社會化行為作用于幼兒的社會-情緒問題行為，還需要進一步探討。

父母元情緒理念是父母情緒社會化的目標和理念，指父母在面對自己和幼兒悲傷和憤怒等消極情緒時的態度和信念[11]。主要包括四種理念：情緒教導、情緒不干涉、情緒摒除和情緒紊亂。面對幼兒悲傷和憤怒情緒時，持有情緒教導理念的父母認為這是增進親子親密的機會，鼓勵幼兒表達和調控情緒，與幼兒共同解決情緒問題；持有情緒摒除理念的父母認為消極情緒對孩子有害，常以轉移注意力或懲罰來盡快消除孩子消極情緒；持有情緒不干涉理念的父母對此無明確態度和意向，會放任孩子自由表達消極情緒而不予干涉或反應；持有情緒紊亂理念的父母難以調節自己與幼兒的情緒，短期內難以平復情緒[12]。已有研究表明，父母元情緒理念與兒童情緒調節能力、同伴交往能力和內外化問題行為相關[11，13]。母親是幼兒最親密的照料者，母親的元情緒理念對幼兒社會-情緒發展具有重要作用。研究表明，母親情緒教導正向預測8～12歲兒童的情緒調節性，負向預測其情緒不穩定性[14]，與4～6歲幼兒的同伴關系質量正相關[15]，并正向預測5 歲幼兒一年后的敏感合作[12]。母親情緒不干涉正向預測3～5歲幼兒的情緒識別[16]和5 歲幼兒一年后的憤怒攻擊、焦慮退縮行為[12]。母親情緒紊亂負向預測3～5歲幼兒的情緒識別能力[16]和社會能力[17]，正向預測8～12歲兒童的情緒不穩定性[14]。

父母情緒社會化啟發模型認為，父母元情緒理念不僅直接影響兒童情緒社會化發展結果，還會引發父母不同的情緒社會化育兒行為。這些育兒行為與兒童的情緒能力進行反應，進而間接作用于兒童的情緒社會化發展結果[9]。已有研究驗證了父母情緒表達、情緒反應方面的育兒行為在父母元情緒理念與幼兒社會能力間的中介作用。例如，父母情緒教導通過貶損式育兒行為間接作用于4～5歲幼兒的同伴交往問題[11]，母親情緒教導通過積極情緒表達間接作用于幼兒的社會能力[17]，母親情緒教導和情緒摒除通過支持性和非支持性情緒反應間接作用于幼兒的社會適應能力[18]。然而，母親其它情緒社會化行為是否也會在父母元情緒理念與幼兒社會-情緒發展之間起作用，特別是對于幼兒社會-情緒問題行為的作用，還尚未探明?；诟改盖榫w社會化啟發模型，父母的情緒社會化行為會引發幼兒在特定情境中情緒喚醒水平，也會通過營造情緒氛圍影響幼兒的情緒反應和社會行為[17]。例如，當父母面對幼兒消極情緒時，采用忽視、懲罰和干涉行為可能會引起幼兒的焦慮、害怕和憤怒等社會-情緒問題行為。即使父母對幼兒的消極情緒不做任何反應，他們的情緒狀態及其引發的家庭情緒氛圍也可能會引發幼兒的喚醒水平，導致其社會-情緒問題行為發生[19，20]。已有研究驗證了家庭養育環境中的忽視/干涉/懲罰和環境氣氛對幼兒社會-情緒問題行為具有顯著預測作用[21，22]。

基于以上理論和實證證據，本研究提出假設：母親元情緒理念不僅直接作用于幼兒社會-情緒問題行為，而且通過忽視/干涉/懲罰和環境氣氛間接作用于幼兒社會-情緒問題行為。

1 對象與方法

1.1 對象

本研究為橫斷研究，根據所使用量表的最多維度數目決定最小樣本量，通過經驗公式Max（維度數量）（15～20）[1+（15%～20%）]，經驗公式小括號中均取變量20倍估算?？紤]到問卷有效性等因素，上浮10%。本研究最大維度數13，相應最小樣本量為344例。

通過方便取樣選取杭州市6 所公立幼兒園，邀請幼兒母親自愿參與。由幼兒園負責人向幼兒家長發放宣傳單，告知調查目的及隱私保護。幼兒母親掃描宣傳單上的二維碼在線填寫問卷。共796位4～6 歲（42 個月～72 個月，分為48 月齡組和60 月齡組）幼兒母親參與調查，剔除無效問卷26 份，共回收有效問卷770 份（有效率96.7%）。其中，48 月齡組幼兒231名（30.0%），60月齡組幼兒539名（70.0%）；男孩412名（53.5%），女孩358名（46.5%）；出生順序為第一胎的幼兒539名（70.0%），第二胎及以上的幼兒231 名（30.0%）。家庭社會經濟地位采用父母職業等級和受教育程度作為衡量指標。父母職業5級編碼[23]，1=非技術勞動者，2=個體經營者與體力勞動者，3=一般管理或技術人員，4=中層管理或技術人員，5=高級管理或技術人員。父母受教育程度5 級編碼[24]，1=初中及以下，2=高中或中專，3=大專，4=本科，5=研究生及以上。父母職業等級和受教育程度原始總分范圍在5～19之間，平均值及標準差分別為13.28 和2.78。采用因子分析法獲取家庭社會經濟地位綜合指標[25]，最終得分在-6.63～4.32 之間，得分越高表示家庭社會經濟地位越高。

本研究已通過浙江理工大學心理學實驗倫理委員會的批準，資料收集過程符合倫理學原則和要求。

1.2 工具

1.2.1 年齡與發育進程問卷：社會-情緒第2 版采用Squires 等編制，經卞曉燕[26]等修訂的中文版年齡與發育進程問卷：社會-情緒第2 版（Age and Stage Questionnaire：Social-Emotional，Second Edition,ASQ:SE-2），選擇48月齡組（42個月0天～53個月30天）和60月齡組（54個月0天～72個月30天）問卷。均含36道題目，3點計分，總分越高說明幼兒社會-情緒問題行為越多。本研究中兩套月齡組問卷Cronbach α系數均為0.74。

1.2.2 父母元情緒理念量表 采用葉光輝等[27]編制的父母元情緒理念量表（Parental Meta-Emotion Philosophy Scale, PMEPS），該量表含42 道題目，包括4個分量表：情緒教導、情緒摒除、情緒不干涉和情緒紊亂。6 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”。各分量表得分越高，說明母親在該分量表下的理念水平越高。本研究中各分量表Cronbach α系數分別為0.83、0.69、0.75、0.88。

1.2.3 3～6歲兒童家庭養育環境量表 采用何守森等[28]編制的3～6 歲兒童家庭養育環境量表（3～6 Years Child Home Nurture Environment Scale, CHNES），選取忽視/干涉/懲罰和環境氣氛維度，由母親填寫。5 點計分，從“從不”到“總是”，得分越高，說明母親在相應維度下的養育行為越多。本研究中兩個維度的Cronbach’s α系數分別為0.76和0.75。

1.3 數據處理

使用SPSS 20.0 和Mplus 7.0 處理數據。各變量得分服從正態分布[29]，采用偏相關法控制人口學變量進行相關分析，采用層次回歸法進行回歸分析。采用Bootstrap 法檢驗中介效應，重復抽樣2000 次，置信區間不包含0值則認為效應顯著。

2 結果

2.1 共同方法偏差

采用Harman單因素檢驗法檢驗共同方法偏差，結果顯示共26 個因子的特征值大于1，且第1 個因子解釋的變異量為14.46%，說明共同方法偏差對本研究結果的影響不大。

2.2 各變量的描述性統計及相關分析

控制幼兒年齡、性別、出生順序和家庭社會經濟地位，對各變量得分進行偏相關分析，結果如表1。

表1 變量的描述統計及偏相關分析結果（n=770）

2.3 忽視/干涉/懲罰和環境氣氛的中介作用檢驗

控制幼兒年齡、性別、出生順序和家庭社會經濟地位，以母親情緒教導、情緒摒除、情緒不干涉和情緒紊亂得分為自變量，以幼兒社會-情緒問題行為得分為因變量，建構結構方程模型。采用Bootstrap法檢驗中介效應，重復抽樣設置2000，選擇95%置信區間。模型結果如圖1所示。模型擬合指標符合要求，χ2/df=3.98，CFI= 0.967，TLI=0.900，SRMR=0.02，RMSEA=0.06。

圖1 忽視/干涉/懲罰和環境氣氛的中介作用檢驗（n=770）

母親情緒教導對幼兒社會-情緒問題行為的總效應為-0.178，直接效應-0.101。以忽視/干涉/懲罰和環境氣氛為中介的間接效應分別為-0.017（95%CI=[-0.033，-0.007]）和-0.060（95%CI=[-0.087，-0.037]），分別占9.6%和33.7%。母親情緒摒除對幼兒社會-情緒問題行為的總效應為0.194，直接效應為0.157，以忽視/干涉/懲罰和環境氣氛為中介的間接效應均為0.019（95%CI=[0.008，0.037]；95%CI=[0.003，0.040]），均占9.8%。母親情緒不干涉對幼兒社會-情緒問題行為的各效應均不顯著。母親情緒紊亂對幼兒社會-情緒問題行為的總效應為0.167，直接效應不顯著，以忽視/干涉/懲罰和環境氣氛為中介的間接效應分別為0.063（95%CI=[0.027，0.104]）和0.058（95%CI=[0.034，0.089]），分別占37.7%和34.7%。即母親情緒教導和情緒摒除會直接或通過忽視/干涉/懲罰和環境氣氛間接作用于幼兒社會-情緒問題行為，母親情緒紊亂通過忽視/干涉/懲罰和環境氣氛間接作用于幼兒社會-情緒問題行為。詳見表2。

表2 忽視/干涉/懲罰和環境氣氛的中介作用檢驗（n=770）

3 討論

本研究探討了母親元情緒理念、家庭養育環境與幼兒社會-情緒問題行為的關系，結果發現，母親情緒教導和情緒摒除理念會直接或通過家庭養育環境中的忽視/干涉/懲罰和環境氣氛間接作用于幼兒社會-情緒問題行為，母親情緒紊亂理念會通過家庭養育環境中的忽視/干涉/懲罰和環境氣氛間接作用于幼兒社會-情緒問題行為。即持有情緒教導理念的母親，對幼兒的忽視/干涉/懲罰行為較少，環境氣氛更溫暖和諧，幼兒社會-情緒行為問題較少。持有情緒摒除和情緒紊亂理念的母親，對幼兒的忽視/干涉/懲罰行為較多，環境氣氛更緊張、壓抑和沖突，幼兒社會-情緒問題行為較多。以往研究也一致發現，持有情緒教導理念的父母，貶損式育兒行為較少，積極情緒表達和支持性情緒反應較多，幼兒的同伴交往問題較少[11]，社會適應較好[17，18]。持有情緒摒除理念的母親，非支持性情緒反應較多，幼兒社會適應較差[18]。持有情緒紊亂理念的母親，幼兒情緒識別能力和社會能力較差[16，17]。

與以往研究相比較，本研究從家庭養育環境視角出發，發現忽視/干涉/懲罰的教養行為和家庭環境氣氛在情緒教導、摒除和紊亂理念與幼兒社會-情緒問題行為間起中介作用。這說明，母親的情緒教導理念可能會影響其關注幼兒在消極情緒狀態下的生理和心理需求，從而減少忽視、干涉和懲罰行為。由于母親能夠接納孩子的消極情緒，其外在情緒表現和營造的家庭環境氛圍相對較積極，因此對幼兒社會-情緒能力發展有利。而母親的情緒摒除和紊亂理念可能會影響母親忽視或消除兒童的需要，從而采用忽視、干涉和懲罰行為，同時母親的外在情緒表現和營造的家庭環境氣氛較消極，這加劇了幼兒社會-情緒問題行為的發生。

本研究未發現母親情緒不干涉對幼兒社會-情緒問題行為的直接或間接作用。以往研究也未得出一致的結論，例如有研究發現，母親情緒不干涉不能顯著預測小學兒童情緒調節[14]和幼兒社會能力[17]，而其它研究發現，母親情緒不干涉理念能促進學前幼兒情緒識別[16]并正向預測學前幼兒1年后憤怒攻擊和焦慮退縮行為[12]。這是因為持有情緒不干涉理念的母親對幼兒的情緒反應無明確態度和意向，放任孩子自由表達消極情緒而不予干涉或反應[27]。其背后的原因有多種可能：一種可能是出于尊重兒童的自主，給兒童提供更自由的探索空間，因而促進了幼兒的自主識別情緒[16]；一種可能是母親對于情緒的忽視，導致幼兒采用憤怒攻擊或焦慮退縮行為來進行消極情緒反應[12]；還有一種可能是母親強調順其自然地對待情緒。此外，研究結果不一致的原因是采用的變量不同，以往研究考察的幼兒問題行為主要是外顯問題行為，例如情緒識別、情緒調節、攻擊和焦慮退縮行為等[12，14，16]。而本研究考察幼兒社會-情緒問題行為采用的是年齡與發育進程問卷：社會-情緒，該問卷不僅包含問題行為測量，還包含能力的測量[8]。這可能導致結果不一致。

本研究豐富了母親元情緒理念對幼兒情緒社會化發展的作用機制研究，對幼兒的社會-情緒問題行為的預防和干預具有一定指導意義。母親作為幼兒最主要的照料者，其育兒理念和行為對幼兒發展具有重要而持久的影響。因此，預防和干預幼兒的社會-情緒問題行為，應該重視母親的元情緒理念，提升母親情緒教導理念，減少母親情緒摒除和情緒紊亂理念，同時減少忽視/干涉/懲罰的育兒行為，改善家庭環境氣氛。