家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感的關系：父母與兒童情緒調節的鏈式中介作用

郝立榮?王濛濛?楊玉川?董妍

摘 要 為探討家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的作用及其內在機制，采用家庭嘈雜度問卷、情緒調節問卷、主觀幸福感量表和社會經濟地位量表對387名南京市某小學四、五、六年級的學生及其家長進行調查。結果發現：（1）家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感、父母認知重評和兒童認知重評顯著負相關，兒童主觀幸福感與父母認知重評和兒童認知重評顯著正相關，與兒童表達抑制顯著負相關；（2）家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的直接作用顯著；（3）父母和兒童的認知重評策略在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈式中介作用，兒童認知重評策略還有獨立中介作用。因此，可以通過降低家庭的嘈雜程度、增加父母和兒童認知重評情緒調節策略的使用頻率提高兒童的主觀幸福感。

關鍵詞 家庭嘈雜度；父母情緒調節；兒童情緒調節；社會經濟地位；主觀幸福感

分類號 B844

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.04.003

1 引言

根據生態系統理論（Bronfenbrenner， 1979），影響兒童成長的環境可以分為四個層次：微系統、中系統、外系統和宏系統。每個系統都與其他系統及兒童相互嵌套，影響兒童各方面的發展。微系統是兒童生活的直接環境，對兒童的發展產生最重要的影響。其中，主要作用于兒童成長的兩大關鍵微系統為家庭心理社會特征（家庭經濟收入水平、父母的養育方式、家庭氛圍是否融洽等）和家庭物理及物質性特征（居家噪音、家庭生活的秩序性等）（Hicks， 2010）。家庭嘈雜度隸屬于生態環境微系統，是影響兒童成長的家庭物理環境，主要指家庭中存在的喧鬧、擁擠和無序等狀態。在當下社會里，家庭中充斥著大量的電子噪音，如手機、電腦、電視、音響等，研究發現其會影響兒童的發展（Evans & Wachs， 2010; Vernon -Feagans， et al.， 2016）。因此，家庭嘈雜度這一伴隨兒童成長發展的環境因素對兒童的影響愈發成為社會難以忽視的問題。

兒童所處的環境和教育條件是兒童心理發展不可缺少的條件（白學軍， 林崇德， 2014）。良好的社會經濟地位和家庭環境對兒童的認知發展很重要（Hart et al.， 2007），長期生活和成長于低嘈雜水平家庭中的兒童出現問題行為的情況偏少（Deater-Deckard et al.， 2009; Vernon-Feagans et al.， 2016）。嘈雜的家庭環境通常預示著兒童將擁有更糟糕的社會結果，如認知能力較差、學習成績較低、注意力不集中等（Dumas et al.， 2005）。此外，糟糕的生活環境，如家庭動蕩、噪音、擁擠等也會對兒童的心理和行為發展造成不良影響，比如使兒童出現學校適應不良等問題（劉啟剛等， 2015; Evans et al.， 2002）。

主觀幸福感是個體從自身主觀角度出發，以自己的標準評價并判別自身生活幸福水平，它主要通過個體情緒的正向體驗和負向體驗以及生活滿意度測量（丁新華， 王極盛， 2004）。目前已證實家庭環境對兒童的主觀幸福感有重要影響（王娟等， 2016; Galea， 2010）。大多數研究（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015）考察的家庭環境包括家庭親密度與適應性、情感表達及文化性等，目前國內鮮有關于家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感關系的研究。國外關于二者關系的研究雖不多，但得到了驗證。兒童處于快速發展時期，其生物、社會、認知和情緒都會發生較大的變化，而嘈雜和混亂的家庭環境會增加兒童應對發展變化的風險，生活在這種家庭環境中的兒童的條理性、秩序性和計劃性較差，幸福感較低（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015），甚至會出現抑郁、藥物濫用和暴力行為（Jaffee et al.， 2012; Mills-Koonce et al.， 2016; Raver et al.， 2015; Tucker et al.， 2018）。而通過有序改造家庭環境，降低家庭嘈雜度，能有效提高兒童心理健康及其主觀幸福感水平（Tucker et al.， 2018）。因此，家庭嘈雜度可能會對兒童的主觀幸福感產生影響。

雖然家庭嘈雜度與兒童的主觀幸福感可能有直接關系，但是其中也可能存在一些內在的作用過程。發展情境論（張文新， 陳光輝， 2009; Lerner & Castellino， 2002）指出，發展中的個體及其生活的物理環境，接觸的社會成員，如父母、朋友及教師等，以及時間變化都會對其發展產生影響，個體發展是個體與情境相互作用的結果。朱智賢也認為在兒童心理發展中，外因（環境、教育等）是重要且不可缺少的。但是，外因的作用不管有多大，也只是條件，如果不通過兒童心理發展這一內因，對兒童內在關系施加影響，是不可能起作用的（白學軍， 林崇德， 2014）。因此，家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的作用很有可能通過兒童自身的內在因素起作用。

其次，有研究發現混亂、嘈雜的家庭環境會直接影響家庭成員的情緒和情感調節策略（Deater-Deckard et al.， 2012），家庭嘈雜度越高，母親的自我調節能力越低（Bridgett et al.， 2013; Deater-Deckard et al.， 2012），負性情緒越多（邢曉沛等， 2018）。家庭環境還會直接影響兒童的情緒健康和情緒調節（劉航等， 2019; 邢艷艷等， 2016; de Matos et al.， 2015）。因此，家庭嘈雜度很有可能通過影響父母和兒童的情緒調節策略進而影響兒童的主觀幸福感。情緒調節可分為認知重評和表達抑制兩個維度，這二者通常與情緒的體驗和表達聯系在一起。其中認知重評主要強調個體重新評價喚起情緒的場景，通常發生在情緒產生的早期，在情緒反應完全產生之前便改變了情緒的軌跡；表達抑制是對個體情緒體驗和行為（如面部微表情、肢體細節動作等）的抑制，通常發生在情緒產生過程的后期，只改變情緒的行為表達（Gross & John， 2003）。以往研究一致表明，認知重評是一種更優、更有效的降低負性情緒體驗的調節策略，而表達抑制可以暫時降低負性情緒，但長期來看與更多的負性情緒體驗有關（郭曉棟等， 2023; Sch?fer et al.， 2017）。由于兩種情緒調節方式不同，其在嘈雜度與兒童主觀幸福感的關系中所起的中介作用也可能不同。

兒童的社會化發展也受到自身情緒調節水平的影響。不同的情緒調節策略會通過不同的方式影響主觀幸福感（Mónaco et al.， 2021），積極的、良好的情緒調節可能使兒童擁有和諧的同伴關系，并較少地出現問題行為，從而促進心理健康發展，而情緒調節出現異?；蚶щy時，容易產生問題行為，進而影響心理健康（劉方等， 2019; Otterpohl & Wild， 2015）。那么，在情緒調節過程中，個體使用認知重評的頻率越高，其生活滿意度水平越高，抑郁水平越低，越感到幸福，反之，使用表達抑制的頻率越高，生活滿意度水平越低，抑郁水平越高，幸福感越低（Haga et al.， 2009）。還有研究發現情緒調節可以影響青少年的心理功能，采用更具有適應性的情緒調節方式處理情緒對主觀幸福感有積極的預測作用（Morrish et al.， 2019）。綜合而言，認知重評與積極的心理適應（如主觀幸福感）有關，表達抑制與消極的心理適應相關（柴曉運等， 2018）。因此，父母和兒童的情緒調節策略可能在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈式中介作用。

基于生態系統理論、發展情境論及相關實證研究，本研究提出以下假設。

假設1：家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感呈負相關關系；

假設2：兒童表達抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預測中起中介作用；

假設3：父母表達抑制和兒童表達抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預測中起鏈式中介作用；

假設4：兒童認知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預測中起中介作用；

假設5：父母認知重評和兒童認知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預測中起鏈式中介作用。

2方法

2.1 研究對象

本研究被試為南京一所小學的四、五、六年級的兒童和父母，問卷發放時間集中在2020年12月，施測前已征得學校領導、班主任及家長的同意。其中回收到有效的父母問卷為523份，兒童的有效問卷為474份，父母和兒童數據匹配后共得到387份有效問卷，并運用SPSS26.0進行相應的數據統計分析。其中，男生占55.80%，女生占44.20%；四年級兒童占27.20%，五年級兒童占31.50%，六年級兒童占41.30%。

2.2 測量工具

2.2.1 人口學資料調查表

自編人口統計學調查表，收集被試的姓名、性別、年級、年齡、是否為獨生子女等基本信息。

2.2.2 家庭社會經濟地位問卷

有學者采用測量父母親的文化水平及家庭收入水平作為參照標準測量家庭社會經濟地位（劉保中等， 2015），本研究以此為參照，測量父母文化水平及家庭收入，將父母文化水平編碼為：沒上過學=1；小學=2；初中=3；高中、中?；蚣夹?=4；大學（大?；虮究疲?5；研究生（碩士、博士）=6；將家庭月收入編碼為：1000元以下=1；1000～2000元=2；2001～3000元=3；3001～4000元=4；4001～6000元=5；6001～8000元=6；8001～10000元=7；10001～20000元=8；20000元以上=9。

2.2.3 家庭嘈雜度問卷

采用Matheny等（1995）編制的CHAOS（Con-fusion，Hubbub and Order Scale）量表中文版施測。中文版由常淑敏等（2016）翻譯，共15個問題。采用5級評分法（1對應完全不符合，5對應完全符合），其中 1、2、4、7、12、14、15項為反向計分，總得分越高，代表被試的家庭嘈雜度水平越高。本研究中，該量表由兒童父母填寫，總問卷的Cronbachs α系數為0.80。

2.2.4 情緒調節問卷

Gross和John（2003）編制了情緒調節問卷（Emotion Regulation Questionnaire， ERQ），本研究采用陳亮等（2016）的修訂版（ERQ-CA-C）。以Gross的情緒調節模型為基礎，問卷含有兩個維度，即認知重評和表達抑制。采用5級評分法（1對應完全不同意，5對應完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項為認知重評，2、4、6、9項為表達抑制。本問卷由兒童的父母填寫，該總問卷Cronbachs α系數為0.75，其認知重評及表達抑制分維度的Cronbachs α系數分別為0.80和0.70。

2.2.5 兒童青少年情緒調節問卷

本研究采用陳亮等（2016）修訂的兒童青少年情緒調節問卷（ERQ-CA-C）。以Gross的情緒調節模型為基礎，問卷含有2個維度，即認知重評和表達抑制。采用5級評分法（1對應完全不同意，5對應完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項為認知重評，2、4、6、9項為表達抑制。本問卷由兒童填寫?？倖柧鞢ronbachs α系數為0.72，其認知重評及表達抑制分維度的Cronbachs α系數分別為0.80和0.75。

2.2.6 總體幸福感問卷

本研究采用段建華（1996）根據我國情況進行本土化修訂后的總體幸福感量表，共包含18項。其中反向計分題項為1、3、6、7、9、11、13、15、16，總得分越高，代表被試感受到的總體幸福感越高。該問卷由兒童填寫，Cronbachs α系數為0.82。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究采用問卷法進行調查，由兒童和父母分別完成問卷填寫。問卷回收后，為防止共同方法偏差，采用Harman 單因子法檢驗共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。結果顯示，未經旋轉時有13個特征值大于1的因子，第一個公因子解釋的方差變異量僅為19.17%，小于40%的判斷標準，不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述性統計及偏相關分析

偏相關分析發現，在控制性別、學生年齡及父母親文化程度的情況下，家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感、父母認知重評和兒童認知重評存在顯著負相關，兒童主觀幸福感與父母認知重評和兒童認知重評存在顯著正相關，與兒童表達抑制存在顯著負相關，其他變量之間的關系不顯著。具體見表1。

3.3 父母和兒童情緒調節的鏈式中介作用檢驗

采用SPSS PROCESS MODEL 82進行父母和兒童情緒調節的并行鏈式中介效應檢驗，其中控制性別、學生年齡及父母親文化程度的影響。

如圖1和表2所示，（1）家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的直接效應顯著（β=-0.24，p<0.001），直接效應占比為64.35%；（2）父母表達抑制（β=0.01，SE=0.01，95%CL［-0.01， 0.03］） 在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的中介作用不顯著；（3）兒童表達抑制（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.03， 0.02］）在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的中介作用不顯著；（4）父母表達抑制和兒童表達抑制在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈式中介作用不顯著（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.02， 0.01］）；（5）父母認知重評（β=-0.01，SE=0.02，95%CL［-0.05， 0.04］） 在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的中介作用不顯著；（6）兒童認知重評（β=-0.06，SE=0.02，95%CL［-0.11， -0.03］）在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的中介作用顯著；（7）父母認知重評和兒童認知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈式中介作用顯著（β=-0.06，SE=0.02， 95%CL［-0.09， -0.03］）?？偟闹薪樾急葹?5.65%。

4 討論

本研究不僅探究了家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的直接作用，而且首次考察了家長情緒調節策略和兒童情緒調節策略的中介效應，并驗證了生態系統理論（Bronfenbrenner， 1979）和發展情境論（Lerner & Castellino， 2002）。結果發現，家庭嘈雜度對兒童產生直接作用，且直接作用效應占比為65.12%，可見家庭嘈雜度并非全部直接作用于兒童主觀幸福感，也可以依次通過父母情緒調節策略和兒童情緒調節策略這一鏈式中介路徑產生作用。因此，本研究為生態系統理論和發展情景論提供了實證支持，并檢驗了家庭嘈雜度如何作用于兒童主觀幸福感。

研究發現，家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的負向作用顯著，與前人研究結果一致。說明當個體所居住的家庭環境較為擁擠、嘈雜和無序時，家庭成員通常體驗到更大壓力，以至于產生其他不良的影響（Solari & Mare， 2012），降低兒童幸福感。而良好的家庭環境有助于提升個體主觀幸福感，通過穩定和有組織等方式減少家庭嘈雜度，會對兒童的心理、生理和行為產生非常重要的有利影響，有助于提升兒童的主觀幸福感（陳紅艷， 2017; Tucker et al.， 2018），這一結果驗證了假設1。

研究發現，兒童表達抑制和父母表達抑制在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的中介作用不顯著，說明在家庭環境較為嘈雜時，父母和兒童使用表達抑制策略調節情緒時無法對兒童主觀幸福感產生明顯影響。但兒童表達抑制對兒童幸福感的負面影響顯著，也就是說兒童在處理消極情緒事件時使用表達抑制策略會體驗到更少的主觀幸福感（Coley et al.， 2015; Haga et al.， 2009）。此外，較高的家庭嘈雜度可能會降低父母對兒童的注意和反應，以至于兒童在情緒發生問題時因無法得到父母及時的關注和引導而使用更多的消極情緒調節策略（趙振國， 劉文博， 2020; Theodore， 1993），從而導致主觀幸福感水平降低。在家庭環境嘈雜時，父母使用表達抑制和認知重評策略雖然都會對兒童主觀幸福感有一定的積極作用，但作用不顯著，這可能是因為外因（如環境和父母）等在兒童發展過程中雖然重要，但是如果不通過兒童自身這一內因起作用，也很難有顯著影響（白學軍， 林崇德， 2014）。

研究也發現，父母認知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間不存在單獨的中介作用，而兒童認知重評存在單獨的中介作用，并且父母認知重評和兒童認知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈式中介作用。說明家庭嘈雜度既對兒童認知重評產生直接作用，也通過父母認知重評產生間接作用，但無法通過父母認知重評直接對兒童主觀幸福感起作用。所以，該結果也證實了兒童的心理發展需要通過內因起作用。已有研究一致發現認知重評是一種積極的情緒調節策略，是一種更具有適應性的情緒調節處理方式（Gross & John， 2003; Haga et al.， 2009），它能夠使兒童以更加積極的心態面對各種問題和狀況，及時消化不良情緒。因此，父母應打造安靜有序的家庭環境并努力學習積極的情緒調節方式，使自己在面對情緒需要調節時，更多采取積極的情緒調節策略，用積極的情緒和狀態感染兒童。同時，根據社會學習理論（Bandura， 1977），兒童也會習得這種策略，進而對其主觀幸福感產生積極作用。

本研究存在一定的不足。首先，被試量較小，僅限于小學四、五、六三個年級的學生及家長。雖然研究結果揭示了11歲左右兒童的主觀幸福感受到家庭嘈雜度的影響，但家庭嘈雜度從何時開始影響兒童的主觀幸福感仍值得探究，因此，未來可以進一步擴大樣本量；其次，采用主觀報告法測量可能與客觀情況存在一定偏差，未來可以使用視頻錄像、分貝測試等方法測量并設計干預實驗，進一步檢驗家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的作用；再次，本研究為橫斷研究，未來可以考慮探究家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的長久作用及其內在機制；最后，本研究僅考慮了家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的中介作用，未來可以加入一些調節變量進一步探究家庭嘈雜度作用于主觀幸福感的邊界條件。

本研究的結果能夠為教育實踐提供一定的啟示和借鑒。第一，父母為兒童創造溫馨有愛、安靜有序的家庭環境可以增加兒童的幸福感。具體來說，可以選擇環境較為恬靜的居住區；不在家中制造過多的噪音，降低人員進出的頻次；減少手機和平板等電子設備的使用；保持生活上的條理性、秩序性和規劃性等，為兒童的心理健康發展提供更優質的物理環境。第二，父母是兒童的第一任老師，是他們觀察和模仿的榜樣。父母應及時調整好自身的情緒，多關注兒童的情緒，并適當給予指導，幫助其采用積極的情緒調節方式應對事件，從而提高其情緒調節能力。第三，小學階段的兒童處于快速發展期，父母應抓住這一關鍵期，采取積極的教育方式，如引導兒童使用認知重評策略調節負性情緒，促進兒童理解和掌握相關經驗和技能，并不斷內化，從而促進其心理健康發展，提升其主觀幸福感。

5 結論

（1）家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感起負向作用；

（2）兒童認知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起中介作用；

（3）父母及兒童認知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈式中介作用。

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