家庭嘈杂度与儿童主观幸福感的关系：父母与儿童情绪调节的链式中介作用

郝立荣?王濛濛?杨玉川?董妍

摘 要 为探讨家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的作用及其内在机制，采用家庭嘈杂度问卷、情绪调节问卷、主观幸福感量表和社会经济地位量表对387名南京市某小学四、五、六年级的学生及其家长进行调查。结果发现：（1）家庭嘈杂度与儿童主观幸福感、父母认知重评和儿童认知重评显著负相关，儿童主观幸福感与父母认知重评和儿童认知重评显著正相关，与儿童表达抑制显著负相关；（2）家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的直接作用显著；（3）父母和儿童的认知重评策略在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间起链式中介作用，儿童认知重评策略还有独立中介作用。因此，可以通过降低家庭的嘈杂程度、增加父母和儿童认知重评情绪调节策略的使用频率提高儿童的主观幸福感。

关键词 家庭嘈杂度；父母情绪调节；儿童情绪调节；社会经济地位；主观幸福感

分类号 B844

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.04.003

1 引言

根据生态系统理论（Bronfenbrenner， 1979），影响儿童成长的环境可以分为四个层次：微系统、中系统、外系统和宏系统。每个系统都与其他系统及儿童相互嵌套，影响儿童各方面的发展。微系统是儿童生活的直接环境，对儿童的发展产生最重要的影响。其中，主要作用于儿童成长的两大关键微系统为家庭心理社会特征（家庭经济收入水平、父母的养育方式、家庭氛围是否融洽等）和家庭物理及物质性特征（居家噪音、家庭生活的秩序性等）（Hicks， 2010）。家庭嘈杂度隶属于生态环境微系统，是影响儿童成长的家庭物理环境，主要指家庭中存在的喧闹、拥挤和无序等状态。在当下社会里，家庭中充斥着大量的电子噪音，如手机、电脑、电视、音响等，研究发现其会影响儿童的发展（Evans & Wachs， 2010; Vernon -Feagans， et al.， 2016）。因此，家庭嘈杂度这一伴随儿童成长发展的环境因素对儿童的影响愈发成为社会难以忽视的问题。

儿童所处的环境和教育条件是儿童心理发展不可缺少的条件（白学军， 林崇德， 2014）。良好的社会经济地位和家庭环境对儿童的认知发展很重要（Hart et al.， 2007），长期生活和成长于低嘈杂水平家庭中的儿童出现问题行为的情况偏少（Deater-Deckard et al.， 2009; Vernon-Feagans et al.， 2016）。嘈杂的家庭環境通常预示着儿童将拥有更糟糕的社会结果，如认知能力较差、学习成绩较低、注意力不集中等（Dumas et al.， 2005）。此外，糟糕的生活环境，如家庭动荡、噪音、拥挤等也会对儿童的心理和行为发展造成不良影响，比如使儿童出现学校适应不良等问题（刘启刚等， 2015; Evans et al.， 2002）。

主观幸福感是个体从自身主观角度出发，以自己的标准评价并判别自身生活幸福水平，它主要通过个体情绪的正向体验和负向体验以及生活满意度测量（丁新华， 王极盛， 2004）。目前已证实家庭环境对儿童的主观幸福感有重要影响（王娟等， 2016; Galea， 2010）。大多数研究（陈红艳， 2017; 刘洋， 许红芝， 2015）考察的家庭环境包括家庭亲密度与适应性、情感表达及文化性等，目前国内鲜有关于家庭嘈杂度与儿童主观幸福感关系的研究。国外关于二者关系的研究虽不多，但得到了验证。儿童处于快速发展时期，其生物、社会、认知和情绪都会发生较大的变化，而嘈杂和混乱的家庭环境会增加儿童应对发展变化的风险，生活在这种家庭环境中的儿童的条理性、秩序性和计划性较差，幸福感较低（陈红艳， 2017; 刘洋， 许红芝， 2015），甚至会出现抑郁、药物滥用和暴力行为（Jaffee et al.， 2012; Mills-Koonce et al.， 2016; Raver et al.， 2015; Tucker et al.， 2018）。而通过有序改造家庭环境，降低家庭嘈杂度，能有效提高儿童心理健康及其主观幸福感水平（Tucker et al.， 2018）。因此，家庭嘈杂度可能会对儿童的主观幸福感产生影响。

虽然家庭嘈杂度与儿童的主观幸福感可能有直接关系，但是其中也可能存在一些内在的作用过程。发展情境论（张文新， 陈光辉， 2009; Lerner & Castellino， 2002）指出，发展中的个体及其生活的物理环境，接触的社会成员，如父母、朋友及教师等，以及时间变化都会对其发展产生影响，个体发展是个体与情境相互作用的结果。朱智贤也认为在儿童心理发展中，外因（环境、教育等）是重要且不可缺少的。但是，外因的作用不管有多大，也只是条件，如果不通过儿童心理发展这一内因，对儿童内在关系施加影响，是不可能起作用的（白学军， 林崇德， 2014）。因此，家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的作用很有可能通过儿童自身的内在因素起作用。

其次，有研究发现混乱、嘈杂的家庭环境会直接影响家庭成员的情绪和情感调节策略（Deater-Deckard et al.， 2012），家庭嘈杂度越高，母亲的自我调节能力越低（Bridgett et al.， 2013; Deater-Deckard et al.， 2012），负性情绪越多（邢晓沛等， 2018）。家庭环境还会直接影响儿童的情绪健康和情绪调节（刘航等， 2019; 邢艳艳等， 2016; de Matos et al.， 2015）。因此，家庭嘈杂度很有可能通过影响父母和儿童的情绪调节策略进而影响儿童的主观幸福感。情绪调节可分为认知重评和表达抑制两个维度，这二者通常与情绪的体验和表达联系在一起。其中认知重评主要强调个体重新评价唤起情绪的场景，通常发生在情绪产生的早期，在情绪反应完全产生之前便改变了情绪的轨迹；表达抑制是对个体情绪体验和行为（如面部微表情、肢体细节动作等）的抑制，通常发生在情绪产生过程的后期，只改变情绪的行为表达（Gross & John， 2003）。以往研究一致表明，认知重评是一种更优、更有效的降低负性情绪体验的调节策略，而表达抑制可以暂时降低负性情绪，但长期来看与更多的负性情绪体验有关（郭晓栋等， 2023; Sch?fer et al.， 2017）。由于两种情绪调节方式不同，其在嘈杂度与儿童主观幸福感的关系中所起的中介作用也可能不同。

儿童的社会化发展也受到自身情绪调节水平的影响。不同的情绪调节策略会通过不同的方式影响主观幸福感（Mónaco et al.， 2021），积极的、良好的情绪调节可能使儿童拥有和谐的同伴关系，并较少地出现问题行为，从而促进心理健康发展，而情绪调节出现异常或困难时，容易产生问题行为，进而影响心理健康（刘方等， 2019; Otterpohl & Wild， 2015）。那么，在情绪调节过程中，个体使用认知重评的频率越高，其生活满意度水平越高，抑郁水平越低，越感到幸福，反之，使用表达抑制的频率越高，生活满意度水平越低，抑郁水平越高，幸福感越低（Haga et al.， 2009）。还有研究发现情绪调节可以影响青少年的心理功能，采用更具有适应性的情绪调节方式处理情绪对主观幸福感有积极的预测作用（Morrish et al.， 2019）。综合而言，认知重评与积极的心理适应（如主观幸福感）有关，表达抑制与消极的心理适应相关（柴晓运等， 2018）。因此，父母和儿童的情绪调节策略可能在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间起链式中介作用。

基于生态系统理论、发展情境论及相关实证研究，本研究提出以下假设。

假设1：家庭嘈杂度与儿童主观幸福感呈负相关关系；

假设2：儿童表达抑制在家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的预测中起中介作用；

假设3：父母表达抑制和儿童表达抑制在家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的预测中起链式中介作用；

假设4：儿童认知重评在家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的预测中起中介作用；

假设5：父母认知重评和儿童认知重评在家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的预测中起链式中介作用。

2方法

2.1 研究对象

本研究被试为南京一所小学的四、五、六年级的儿童和父母，问卷发放时间集中在2020年12月，施测前已征得学校领导、班主任及家长的同意。其中回收到有效的父母问卷为523份，儿童的有效问卷为474份，父母和儿童数据匹配后共得到387份有效问卷，并运用SPSS26.0进行相应的数据统计分析。其中，男生占55.80%，女生占44.20%；四年级儿童占27.20%，五年级儿童占31.50%，六年级儿童占41.30%。

2.2 測量工具

2.2.1 人口学资料调查表

自编人口统计学调查表，收集被试的姓名、性别、年级、年龄、是否为独生子女等基本信息。

2.2.2 家庭社会经济地位问卷

有学者采用测量父母亲的文化水平及家庭收入水平作为参照标准测量家庭社会经济地位（刘保中等， 2015），本研究以此为参照，测量父母文化水平及家庭收入，将父母文化水平编码为：没上过学=1；小学=2；初中=3；高中、中专或技校 =4；大学（大专或本科）=5；研究生（硕士、博士）=6；将家庭月收入编码为：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 家庭嘈杂度问卷

采用Matheny等（1995）编制的CHAOS（Con-fusion，Hubbub and Order Scale）量表中文版施测。中文版由常淑敏等（2016）翻译，共15个问题。采用5级评分法（1对应完全不符合，5对应完全符合），其中 1、2、4、7、12、14、15项为反向计分，总得分越高，代表被试的家庭嘈杂度水平越高。本研究中，该量表由儿童父母填写，总问卷的Cronbachs α系数为0.80。

2.2.4 情绪调节问卷

Gross和John（2003）编制了情绪调节问卷（Emotion Regulation Questionnaire， ERQ），本研究采用陈亮等（2016）的修订版（ERQ-CA-C）。以Gross的情绪调节模型为基础，问卷含有两个维度，即认知重评和表达抑制。采用5级评分法（1对应完全不同意，5对应完全同意），其中 1、3、5、7、8、10项为认知重评，2、4、6、9项为表达抑制。本问卷由儿童的父母填写，该总问卷Cronbachs α系数为0.75，其认知重评及表达抑制分维度的Cronbachs α系数分别为0.80和0.70。

2.2.5 儿童青少年情绪调节问卷

本研究采用陈亮等（2016）修订的儿童青少年情绪调节问卷（ERQ-CA-C）。以Gross的情绪调节模型为基础，问卷含有2个维度，即认知重评和表达抑制。采用5级评分法（1对应完全不同意，5对应完全同意），其中 1、3、5、7、8、10项为认知重评，2、4、6、9项为表达抑制。本问卷由儿童填写。总问卷Cronbachs α系数为0.72，其认知重评及表达抑制分维度的Cronbachs α系数分别为0.80和0.75。

2.2.6 总体幸福感问卷

本研究采用段建华（1996）根据我国情况进行本土化修订后的总体幸福感量表，共包含18项。其中反向计分题项为1、3、6、7、9、11、13、15、16，总得分越高，代表被试感受到的总体幸福感越高。该问卷由儿童填写，Cronbachs α系数为0.82。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究采用问卷法进行调查，由儿童和父母分别完成问卷填写。问卷回收后，为防止共同方法偏差，采用Harman 单因子法检验共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。结果显示，未经旋转时有13个特征值大于1的因子，第一个公因子解释的方差变异量仅为19.17%，小于40%的判断标准，不存在严重的共同方法偏差。

3.2 各变量的描述性统计及偏相关分析

偏相关分析发现，在控制性别、学生年龄及父母亲文化程度的情况下，家庭嘈杂度与儿童主观幸福感、父母认知重评和儿童认知重评存在显著负相关，儿童主观幸福感与父母认知重评和儿童认知重评存在显著正相关，与儿童表达抑制存在显著负相关，其他变量之间的关系不显著。具体见表1。

3.3 父母和儿童情绪调节的链式中介作用检验

采用SPSS PROCESS MODEL 82进行父母和儿童情绪调节的并行链式中介效应检验，其中控制性别、学生年龄及父母亲文化程度的影响。

如图1和表2所示，（1）家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的直接效应显著（β=-0.24，p<0.001），直接效应占比为64.35%；（2）父母表达抑制（β=0.01，SE=0.01，95%CL［-0.01， 0.03］） 在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的中介作用不显著；（3）儿童表达抑制（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.03， 0.02］）在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的中介作用不显著；（4）父母表达抑制和儿童表达抑制在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的链式中介作用不显著（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.02， 0.01］）；（5）父母认知重评（β=-0.01，SE=0.02，95%CL［-0.05， 0.04］） 在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的中介作用不显著；（6）儿童认知重评（β=-0.06，SE=0.02，95%CL［-0.11， -0.03］）在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的中介作用显著；（7）父母认知重评和儿童认知重评在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的链式中介作用显著（β=-0.06，SE=0.02， 95%CL［-0.09， -0.03］）。总的中介效应占比为35.65%。

4 讨论

本研究不仅探究了家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的直接作用，而且首次考察了家长情绪调节策略和儿童情绪调节策略的中介效应，并验证了生态系统理论（Bronfenbrenner， 1979）和发展情境论（Lerner & Castellino， 2002）。结果发现，家庭嘈杂度对儿童产生直接作用，且直接作用效应占比为65.12%，可见家庭嘈杂度并非全部直接作用于儿童主观幸福感，也可以依次通过父母情绪调节策略和儿童情绪调节策略这一链式中介路径产生作用。因此，本研究为生态系统理论和发展情景论提供了实证支持，并检验了家庭嘈杂度如何作用于儿童主观幸福感。

研究发现，家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的负向作用显著，与前人研究结果一致。说明当个体所居住的家庭环境较为拥挤、嘈杂和无序时，家庭成员通常体验到更大压力，以至于产生其他不良的影响（Solari & Mare， 2012），降低儿童幸福感。而良好的家庭环境有助于提升个体主观幸福感，通过稳定和有组织等方式减少家庭嘈杂度，会对儿童的心理、生理和行为产生非常重要的有利影响，有助于提升儿童的主观幸福感（陈红艳， 2017; Tucker et al.， 2018），这一结果验证了假设1。

研究发现，儿童表达抑制和父母表达抑制在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间的中介作用不显著，说明在家庭环境較为嘈杂时，父母和儿童使用表达抑制策略调节情绪时无法对儿童主观幸福感产生明显影响。但儿童表达抑制对儿童幸福感的负面影响显著，也就是说儿童在处理消极情绪事件时使用表达抑制策略会体验到更少的主观幸福感（Coley et al.， 2015; Haga et al.， 2009）。此外，较高的家庭嘈杂度可能会降低父母对儿童的注意和反应，以至于儿童在情绪发生问题时因无法得到父母及时的关注和引导而使用更多的消极情绪调节策略（赵振国， 刘文博， 2020; Theodore， 1993），从而导致主观幸福感水平降低。在家庭环境嘈杂时，父母使用表达抑制和认知重评策略虽然都会对儿童主观幸福感有一定的积极作用，但作用不显著，这可能是因为外因（如环境和父母）等在儿童发展过程中虽然重要，但是如果不通过儿童自身这一内因起作用，也很难有显著影响（白学军， 林崇德， 2014）。

研究也发现，父母认知重评在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间不存在单独的中介作用，而儿童认知重评存在单独的中介作用，并且父母认知重评和儿童认知重评在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间起链式中介作用。说明家庭嘈杂度既对儿童认知重评产生直接作用，也通过父母认知重评产生间接作用，但无法通过父母认知重评直接对儿童主观幸福感起作用。所以，该结果也证实了儿童的心理发展需要通过内因起作用。已有研究一致发现认知重评是一种积极的情绪调节策略，是一种更具有适应性的情绪调节处理方式（Gross & John， 2003; Haga et al.， 2009），它能够使儿童以更加积极的心态面对各种问题和状况，及时消化不良情绪。因此，父母应打造安静有序的家庭环境并努力学习积极的情绪调节方式，使自己在面对情绪需要调节时，更多采取积极的情绪调节策略，用积极的情绪和状态感染儿童。同时，根据社会学习理论（Bandura， 1977），儿童也会习得这种策略，进而对其主观幸福感产生积极作用。

本研究存在一定的不足。首先，被试量较小，仅限于小学四、五、六三个年级的学生及家长。虽然研究结果揭示了11岁左右儿童的主观幸福感受到家庭嘈杂度的影响，但家庭嘈杂度从何时开始影响儿童的主观幸福感仍值得探究，因此，未来可以进一步扩大样本量；其次，采用主观报告法测量可能与客观情况存在一定偏差，未来可以使用视频录像、分贝测试等方法测量并设计干预实验，进一步检验家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的作用；再次，本研究为横断研究，未来可以考虑探究家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的长久作用及其内在机制；最后，本研究仅考虑了家庭嘈杂度对儿童主观幸福感的中介作用，未来可以加入一些调节变量进一步探究家庭嘈杂度作用于主观幸福感的边界条件。

本研究的结果能够为教育实践提供一定的启示和借鉴。第一，父母为儿童创造温馨有爱、安静有序的家庭环境可以增加儿童的幸福感。具体来说，可以选择环境较为恬静的居住区；不在家中制造过多的噪音，降低人员进出的频次；减少手机和平板等电子设备的使用；保持生活上的条理性、秩序性和规划性等，为儿童的心理健康发展提供更优质的物理环境。第二，父母是儿童的第一任老师，是他们观察和模仿的榜样。父母应及时调整好自身的情绪，多关注儿童的情绪，并适当给予指导，帮助其采用积极的情绪调节方式应对事件，从而提高其情绪调节能力。第三，小学阶段的儿童处于快速发展期，父母应抓住这一关键期，采取积极的教育方式，如引导儿童使用认知重评策略调节负性情绪，促进儿童理解和掌握相关经验和技能，并不断内化，从而促进其心理健康发展，提升其主观幸福感。

5 结论

（1）家庭嘈杂度对儿童主观幸福感起负向作用；

（2）儿童认知重评在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间起中介作用；

（3）父母及儿童认知重评在家庭嘈杂度和儿童主观幸福感之间起链式中介作用。

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