二孩家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为：亲子关系和同胞关系的链式中介作用

徐慧艳，王小英

（1.东北师范大学教育学部，长春 130024；2.绍兴文理学院大脑、心智与教育研究中心，绍兴 312000）

近几年来随着我国生育政策的变化，二孩家庭越来越多。相较于独生子女家庭，二孩家庭结构更为复杂。家庭环境的变化与儿童发展存在密切关系。例如，家庭人数的增加与环境嘈杂程度较高相关[1]，而家庭嘈杂度与个体社会适应相关[2]。关于家庭嘈杂度与儿童积极社会性行为之间关系的研究较为缺乏，特别是二孩家庭背景下。

二孩家庭生活中，儿童的亲社会行为对其身心健康以及家庭和谐尤为重要。亲社会行为泛指旨在使他人受益的自愿行为，包括关心、帮助、体贴、安慰、分享等[3]。学龄前期是儿童亲社会行为形成的重要时期[4]。生态系统理论认为家庭环境是影响个体发展的主要因素之一[5]。嘈杂度是家庭环境的一个重要方面，是指家庭的无序或混乱程度，以高水平的背景刺激、缺乏家庭常规、日常活动缺乏可预见性和结构等为特征[6]。嘈杂度水平较低家庭的儿童行为问题较少[7]，家庭嘈杂度过高则会对儿童发展产生负面影响[8，9]。因此，有必要考察二孩家庭的家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为之间的关系。

家庭压力模型指出，家庭压力会经由家庭成员内部的互动过程间接影响儿童的发展结果[10]。混乱或不平静的环境是家庭压力的一种明显表现[11]，过多的家庭压力可能会对亲子互动以及同胞互动产生消极影响。研究发现，家庭嘈杂度与父母养育、亲子关系、同胞关系质量有关[6]。根据家庭系统理论，家庭是由夫妻、亲子、同胞等亲属关系组成的系统，成员之间的关系及其相互作用能影响儿童发展[12]。例如，亲子关系[13]和积极的同胞情感[14]均能正向预测亲社会行为。因此，作为二孩家庭幼儿生活中最重要的两种人际关系，亲子关系和同胞关系可能在家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为发展之间存在中介效应。

同时，亲子关系也会影响同胞关系[15，16]。家庭嘈杂度可能依次通过影响亲子关系、同胞关系进而影响幼儿亲社会行为。亲子互动对同胞互动具有榜样和示范作用，儿童与家长建立的情感与行为模式会渗透到同胞互动中。这与溢出假设理论一致，家庭成员某种情感或行为会从一种关系情境转移到另一种关系情境中[17]。基于这种溢出效应，亲子关系和同胞关系在父母教养与幼儿社会行为发展之间起到链式中介作用[18]。家庭嘈杂度对儿童亲社会行为的影响也可能依次通过亲子关系与同胞关系的作用而产生。

因此，本研究以家庭压力模型为框架，借助家庭系统理论和溢出假设理论，探究二孩家庭的家庭嘈杂度对幼儿亲社会行为的影响以及亲子关系与同胞关系在其中所起的作用。提出以下假设：亲子关系和同胞关系在二孩家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为之间起链式中介作用。

1 对象与方法

1.1 研究对象

本研究采用方便取样法，选取东部、中部、西部及东北部共8个省份12所幼儿园处于二孩家庭中的3～6 岁儿童及其家长作为研究对象。总共收到问卷1590 份，在删除含有缺失值、重复作答、一致反应、答题时间过短等问题的问卷后，剩余有效问卷1446 份，有效回收率为90.94%。其中，男生748 人（51.7%），女生698人（48.3%），3～4岁组（36～48个月）儿童397 人（27.5%），4～5 岁组（49～60 个月）儿童559人（38.7%），5～6岁组（61～72个月）儿童490人（33.9%）。所有儿童参与者月龄为55.38±9.50月。

1.2 研究工具

1.2.1 长处与困难问卷 本研究采用Goodman 编制的长处与困难问卷亲社会行为分量表[19，20]测量儿童亲社会行为，共5个题项。量表采用3点计分（1=不符合，3=完全符合），分数越高表明亲社会行为越好。本研究中Cronbach’s α系数为0.71。

1.2.2 混乱、喧哗和秩序量表 采用简易版的混乱、喧哗和秩序量表[8，21]对家庭嘈杂度进行测评，共包含6个项目。量表采用5点计分（1=非常不同意，5=非常同意），分数越高表明家庭环境越嘈杂。本研究中Cronbach’s α系数为0.63。

1.2.3 亲子关系问卷 采用张晓等人修订的亲子亲密性和冲突性分量表[22]对亲子关系进行测评，共包含22 个项目。量表采用5 点计分（1=完全不符合，5=完全符合），分数越高说明亲子亲密性或者冲突性越强。本研究中Cronbach’s α系数为0.76，亲密性与冲突性分量表Cronbach’s α系数分别为0.63和0.85。

1.2.4 同胞关系质量问卷 采用中文版同胞关系质量问卷[23]对儿童同胞关系进行测评，共包含32个题项。为了简化模型，将同胞积极关系和同胞消极关系作为两个维度[24]。量表采用5点计分（1=从不，5=总是），积极关系分数越高，消极关系分数越低，说明同胞关系质量越好。本研究中该量表总Cronbach’s α系数为0.86，同胞积极关系与同胞消极关系分量表的Cronbach’s α系数分别为0.94和0.90。

1.3 统计方法

采用SPSS 25.0 进行数据录入并对数据进行共同方法偏差检验、描述统计以及相关分析等，同时使用Mplus 8.0 构建结构方程模型以检验可能的多重中介效应。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman 单因素法对共同方法偏差进行检验[25]。结果得到14 个特征值大于1 的因子，其中第一个因子解释18.72%的变异，小于临界值40%。因此认为本研究不存在明显的共同方法偏差。

2.2 各变量的平均数、标准差及相关系数

各变量的描述统计和相关分析结果如表1 所示。二孩家庭幼儿亲社会行为总分与家庭嘈杂度（r=-0.24,P＜0.001）、亲子冲突性（r=-0.23,P＜0.001）和同胞消极关系（r=-0.18,P＜0.001）呈显著负相关，与亲子亲密性（r=0.18,P＜0.001）和同胞积极关系（r=0.35,P＜0.001）呈显著正相关。幼儿的亲社会行为总分与儿童月龄（r=0.13,P＜0.001）、性别（r=0.14,P＜0.001）显著相关，因此在后续分析中将儿童月龄与性别作为控制变量。

表1 描述性统计与相关分析（n=1446)

2.3 链式中介效应检验

采用结构方程模型检验亲子关系和同胞关系在家庭嘈杂度对幼儿亲社会行为影响中的链式中介作用。模型拟合指数为χ2/df=1.33,P＞0.05, RMSEA=0.02, CFI=0.99, TLI=0.99, SRMR=0.02，表明中介模型拟合良好。链式中介效应模型及各变量间的路径关系如图1所示。家庭嘈杂度到儿童亲社会行为的直接路径系数以及亲子亲密性到同胞消极关系的路径系数未达到显著水平，除此以外模型中的其他所有路径系数均达到显著水平。

图1 链式中介作用路径图

通过Mplus 8.0 统计软件，采用Bias-Corrected Bootstrap法对二孩家庭的家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为间的直接效应和中介效应的显著性进行分析，抽样数为5000。结果如表2 所示，除家庭嘈杂度→亲社会行为的直接效应和家庭嘈杂度→亲子亲密性→同胞消极关系→亲社会行为两条路径外，其余各路径的95%置信区间均不包含0。在家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为的关系中，亲子关系与同胞关系起到完全中介作用，中介效应占总效应的76.07%。

表2 中介效应检验及偏差校正Bootstrap的95%置信区间

3 讨论

本研究探讨了二孩家庭的家庭嘈杂度、亲子关系和同胞关系对幼儿亲社会行为的影响。相关分析表明，二孩家庭的家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为呈显著负相关，是对已有相关研究的补充。已有研究发现，家庭嘈杂度与青少年亲社会行为存在显著负相关[26]，但是与流动学前儿童的亲社会行为没有显著相关关系[27]。二孩家庭中家庭嘈杂度是一个重要的家庭环境指标，与幼儿亲社会行为发展相关。加入亲子关系与同胞关系两个变量之后的中介效应分析表明，二孩家庭的家庭嘈杂度通过亲子关系与同胞关系两个变量的完全中介作用影响幼儿亲社会行为。因此，家庭嘈杂度对儿童消极行为的影响可能是直接的[9]，但是对其亲社会行为的影响则是间接的。

首先，亲子关系与同胞关系在家庭嘈杂度与幼儿亲社会行为之间的单独中介作用成立，这与已有的研究结论较为一致[28]。家庭混乱与亲子冲突和同胞冲突的增加有关，与亲子亲密、同胞亲密的减少有关[29]。同时，亲子关系[13]和同胞关系[14]分别与儿童亲社会行为的发展相关。因此，亲子关系和同胞关系在家庭嘈杂度对幼儿亲社会行为的影响中起到中介作用。

其次，除了家庭嘈杂度→亲子亲密性→同胞消极关系→亲社会行为的链式中介路径不成立之外，其余3 条链式中介均成立。总的来看，家庭内部关系相互依存，家庭嘈杂度作为一种远端因素，与亲子关系和同胞关系有关[30]。本研究基本验证了家庭系统理论中“溢出假设”的观点，亲子关系作为家庭系统中的一个子系统会对另一个子系统同胞关系产生影响[17，31]。家庭环境嘈杂度越低，家庭活动组织性和结构程度越强，亲子关系和同胞关系越好，幼儿的亲社会行为也越多。

儿童亲社会行为的发展依赖于其所处的成长环境[32]。家长应注重降低家庭嘈杂度，创造一个安静、轻松的生活氛围，培养积极的亲子关系和同胞关系，从而有效增加幼儿的亲社会行为，最终达到促进幼儿身心健康发展和家庭和谐生活的目的。