家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感的關(guān)系：父母與兒童情緒調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2024-04-20 15:51:39郝立榮王濛濛楊玉川董妍
心理技術(shù)與應(yīng)用 2024年4期
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(nèi)在機(jī)制，采用家庭嘈雜度問卷、情緒調(diào)節(jié)問卷、主觀幸福感量表和社會經(jīng)濟(jì)地位量表對387名南京市某小學(xué)四、五、六年級的學(xué)生及其家長進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感、父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評顯著負(fù)相關(guān)，兒童主觀幸福感與父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評顯著正相關(guān)，與兒童表達(dá)抑制顯著負(fù)相關(guān)；（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(rèn)知重評策略在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫瑑和J(rèn)知重評策略還有獨(dú)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(rèn)知重評情緒調(diào)節(jié)策略的使用頻率提高兒童的主觀幸福感。
關(guān)鍵詞 家庭嘈雜度；父母情緒調(diào)節(jié)；兒童情緒調(diào)節(jié)；社會經(jīng)濟(jì)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(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner， 1979），影響兒童成長的環(huán)境可以分為四個(gè)層次：微系統(tǒng)、中系統(tǒng)、外系統(tǒng)和宏系統(tǒng)。每個(gè)系統(tǒng)都與其他系統(tǒng)及兒童相互嵌套，影響兒童各方面的發(fā)展。微系統(tǒng)是兒童生活的直接環(huán)境，對兒童的發(fā)展產(chǎn)生最重要的影響。其中，主要作用于兒童成長的兩大關(guān)鍵微系統(tǒng)為家庭心理社會特征（家庭經(jīng)濟(jì)收入水平、父母的養(yǎng)育方式、家庭氛圍是否融洽等）和家庭物理及物質(zhì)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(tài)環(huán)境微系統(tǒng)，是影響兒童成長的家庭物理環(huán)境，主要指家庭中存在的喧鬧、擁擠和無序等狀態(tài)。在當(dāng)下社會里，家庭中充斥著大量的電子噪音，如手機(jī)、電腦、電視、音響等，研究發(fā)現(xiàn)其會影響兒童的發(fā)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(fā)展的環(huán)境因素對兒童的影響愈發(fā)成為社會難以忽視的問題。
兒童所處的環(huán)境和教育條件是兒童心理發(fā)展不可缺少的條件（白學(xué)軍， 林崇德， 2014）。良好的社會經(jīng)濟(jì)地位和家庭環(huán)境對兒童的認(rèn)知發(fā)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(xiàn)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(huán)境通常預(yù)示著兒童將擁有更糟糕的社會結(jié)果，如認(rèn)知能力較差、學(xué)習(xí)成績較低、注意力不集中等（Dumas et al.， 2005）。此外，糟糕的生活環(huán)境，如家庭動蕩、噪音、擁擠等也會對兒童的心理和行為發(fā)展造成不良影響，比如使兒童出現(xiàn)學(xué)校適應(yīng)不良等問題（劉啟剛等， 2015; Evans et al.， 2002）。
主觀幸福感是個(gè)體從自身主觀角度出發(fā)，以自己的標(biāo)準(zhǔn)評價(jià)并判別自身生活幸福水平，它主要通過個(gè)體情緒的正向體驗(yàn)和負(fù)向體驗(yàn)以及生活滿意度測量（丁新華， 王極盛， 2004）。目前已證實(shí)家庭環(huán)境對兒童的主觀幸福感有重要影響（王娟等， 2016; Galea， 2010）。大多數(shù)研究（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015）考察的家庭環(huán)境包括家庭親密度與適應(yīng)性、情感表達(dá)及文化性等，目前國內(nèi)鮮有關(guān)于家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感關(guān)系的研究。國外關(guān)于二者關(guān)系的研究雖不多，但得到了驗(yàn)證。兒童處于快速發(fā)展時(shí)期，其生物、社會、認(rèn)知和情緒都會發(fā)生較大的變化，而嘈雜和混亂的家庭環(huán)境會增加兒童應(yīng)對發(fā)展變化的風(fēng)險(xiǎn)，生活在這種家庭環(huán)境中的兒童的條理性、秩序性和計(jì)劃性較差，幸福感較低（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015），甚至?xí)霈F(xiàn)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(huán)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(chǎn)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(guān)系，但是其中也可能存在一些內(nèi)在的作用過程。發(fā)展情境論（張文新， 陳光輝， 2009; Lerner & Castellino， 2002）指出，發(fā)展中的個(gè)體及其生活的物理環(huán)境，接觸的社會成員，如父母、朋友及教師等，以及時(shí)間變化都會對其發(fā)展產(chǎn)生影響，個(gè)體發(fā)展是個(gè)體與情境相互作用的結(jié)果。朱智賢也認(rèn)為在兒童心理發(fā)展中，外因（環(huán)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(fā)展這一內(nèi)因，對兒童內(nèi)在關(guān)系施加影響，是不可能起作用的（白學(xué)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(nèi)在因素起作用。
其次，有研究發(fā)現(xiàn)混亂、嘈雜的家庭環(huán)境會直接影響家庭成員的情緒和情感調(diào)節(jié)策略（Deater-Deckard et al.， 2012），家庭嘈雜度越高，母親的自我調(diào)節(jié)能力越低（Bridgett et al.， 2013; Deater-Deckard et al.， 2012），負(fù)性情緒越多（邢曉沛等， 2018）。家庭環(huán)境還會直接影響兒童的情緒健康和情緒調(diào)節(jié)（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(diào)節(jié)策略進(jìn)而影響兒童的主觀幸福感。情緒調(diào)節(jié)可分為認(rèn)知重評和表達(dá)抑制兩個(gè)維度，這二者通常與情緒的體驗(yàn)和表達(dá)聯(lián)系在一起。其中認(rèn)知重評主要強(qiáng)調(diào)個(gè)體重新評價(jià)喚起情緒的場景，通常發(fā)生在情緒產(chǎn)生的早期，在情緒反應(yīng)完全產(chǎn)生之前便改變了情緒的軌跡；表達(dá)抑制是對個(gè)體情緒體驗(yàn)和行為（如面部微表情、肢體細(xì)節(jié)動作等）的抑制，通常發(fā)生在情緒產(chǎn)生過程的后期，只改變情緒的行為表達(dá)（Gross & John， 2003）。以往研究一致表明，認(rèn)知重評是一種更優(yōu)、更有效的降低負(fù)性情緒體驗(yàn)的調(diào)節(jié)策略，而表達(dá)抑制可以暫時(shí)降低負(fù)性情緒，但長期來看與更多的負(fù)性情緒體驗(yàn)有關(guān)（郭曉棟等， 2023; Sch?fer et al.， 2017）。由于兩種情緒調(diào)節(jié)方式不同，其在嘈雜度與兒童主觀幸福感的關(guān)系中所起的中介作用也可能不同。
兒童的社會化發(fā)展也受到自身情緒調(diào)節(jié)水平的影響。不同的情緒調(diào)節(jié)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(diào)節(jié)可能使兒童擁有和諧的同伴關(guān)系，并較少地出現(xiàn)問題行為，從而促進(jìn)心理健康發(fā)展，而情緒調(diào)節(jié)出現(xiàn)異?；蚶щy時(shí)，容易產(chǎn)生問題行為，進(jìn)而影響心理健康（劉方等， 2019; Otterpohl & Wild， 2015）。那么，在情緒調(diào)節(jié)過程中，個(gè)體使用認(rèn)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(dá)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(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)可以影響青少年的心理功能，采用更具有適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)方式處理情緒對主觀幸福感有積極的預(yù)測作用（Morrish et al.， 2019）。綜合而言，認(rèn)知重評與積極的心理適應(yīng)（如主觀幸福感）有關(guān)，表達(dá)抑制與消極的心理適應(yīng)相關(guān)（柴曉運(yùn)等， 2018）。因此，父母和兒童的情緒調(diào)節(jié)策略可能在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
基于生態(tài)系統(tǒng)理論、發(fā)展情境論及相關(guān)實(shí)證研究，本研究提出以下假設(shè)。
假設(shè)1：家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；
假設(shè)2：兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起中介作用；
假設(shè)3：父母表達(dá)抑制和兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?/p>
假設(shè)4：兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起中介作用；
假設(shè)5：父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2方法
2.1 研究對象
本研究被試為南京一所小學(xué)的四、五、六年級的兒童和父母，問卷發(fā)放時(shí)間集中在2020年12月，施測前已征得學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)、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(shù)據(jù)匹配后共得到387份有效問卷，并運(yùn)用SPSS26.0進(jìn)行相應(yīng)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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(xué)資料調(diào)查表
自編人口統(tǒng)計(jì)學(xué)調(diào)查表，收集被試的姓名、性別、年級、年齡、是否為獨(dú)生子女等基本信息。
2.2.2 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位問卷
有學(xué)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(biāo)準(zhǔn)測量家庭社會經(jīng)濟(jì)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(xué)=1；小學(xué)=2；初中=3；高中、中?；蚣夹?=4；大學(xué)（大專或本科）=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(gè)問題。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不符合，5對應(yīng)完全符合），其中 1、2、4、7、12、14、15項(xiàng)為反向計(jì)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(shù)為0.80。
2.2.4 情緒調(diào)節(jié)問卷
Gross和John（2003）編制了情緒調(diào)節(jié)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(diào)節(jié)模型為基礎(chǔ)，問卷含有兩個(gè)維度，即認(rèn)知重評和表達(dá)抑制。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不同意，5對應(yīng)完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項(xiàng)為認(rèn)知重評，2、4、6、9項(xiàng)為表達(dá)抑制。本問卷由兒童的父母填寫，該總問卷Cronbachs α系數(shù)為0.75，其認(rèn)知重評及表達(dá)抑制分維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.80和0.70。
2.2.5 兒童青少年情緒調(diào)節(jié)問卷
本研究采用陳亮等（2016）修訂的兒童青少年情緒調(diào)節(jié)問卷（ERQ-CA-C）。以Gross的情緒調(diào)節(jié)模型為基礎(chǔ)，問卷含有2個(gè)維度，即認(rèn)知重評和表達(dá)抑制。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不同意，5對應(yīng)完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項(xiàng)為認(rèn)知重評，2、4、6、9項(xiàng)為表達(dá)抑制。本問卷由兒童填寫。總問卷Cronbachs α系數(shù)為0.72，其認(rèn)知重評及表達(dá)抑制分維度的Cronbachs α系數(shù)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(jù)我國情況進(jìn)行本土化修訂后的總體幸福感量表，共包含18項(xiàng)。其中反向計(jì)分題項(xiàng)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(shù)為0.82。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
本研究采用問卷法進(jìn)行調(diào)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(yàn)共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。結(jié)果顯示，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)時(shí)有13個(gè)特征值大于1的因子，第一個(gè)公因子解釋的方差變異量僅為19.17%，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
3.2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及偏相關(guān)分析
偏相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，在控制性別、學(xué)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(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評存在顯著負(fù)相關(guān)，兒童主觀幸福感與父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評存在顯著正相關(guān)，與兒童表達(dá)抑制存在顯著負(fù)相關(guān)，其他變量之間的關(guān)系不顯著。具體見表1。
3.3 父母和兒童情緒調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗(yàn)
采用SPSS PROCESS MODEL 82進(jìn)行父母和兒童情緒調(diào)節(jié)的并行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)，其中控制性別、學(xué)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(yīng)顯著（β=-0.24，p<0.001），直接效應(yīng)占比為64.35%；（2）父母表達(dá)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(dá)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(dá)抑制和兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔貌伙@著（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.02， 0.01］）；（5）父母認(rèn)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(rèn)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(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著（β=-0.06，SE=0.02， 95%CL［-0.09， -0.03］）?？偟闹薪樾?yīng)占比為35.65%。
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(diào)節(jié)策略和兒童情緒調(diào)節(jié)策略的中介效應(yīng)，并驗(yàn)證了生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner， 1979）和發(fā)展情境論（Lerner & Castellino， 2002）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭嘈雜度對兒童產(chǎn)生直接作用，且直接作用效應(yīng)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(diào)節(jié)策略和兒童情緒調(diào)節(jié)策略這一鏈?zhǔn)街薪槁窂疆a(chǎn)生作用。因此，本研究為生態(tài)系統(tǒng)理論和發(fā)展情景論提供了實(shí)證支持，并檢驗(yàn)了家庭嘈雜度如何作用于兒童主觀幸福感。
研究發(fā)現(xiàn)，家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的負(fù)向作用顯著，與前人研究結(jié)果一致。說明當(dāng)個(gè)體所居住的家庭環(huán)境較為擁擠、嘈雜和無序時(shí)，家庭成員通常體驗(yàn)到更大壓力，以至于產(chǎn)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(huán)境有助于提升個(gè)體主觀幸福感，通過穩(wěn)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(chǎn)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(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。
研究發(fā)現(xiàn)，兒童表達(dá)抑制和父母表達(dá)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(huán)境較為嘈雜時(shí)，父母和兒童使用表達(dá)抑制策略調(diào)節(jié)情緒時(shí)無法對兒童主觀幸福感產(chǎn)生明顯影響。但兒童表達(dá)抑制對兒童幸福感的負(fù)面影響顯著，也就是說兒童在處理消極情緒事件時(shí)使用表達(dá)抑制策略會體驗(yàn)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(yīng)，以至于兒童在情緒發(fā)生問題時(shí)因無法得到父母及時(shí)的關(guān)注和引導(dǎo)而使用更多的消極情緒調(diào)節(jié)策略（趙振國， 劉文博， 2020; Theodore， 1993），從而導(dǎo)致主觀幸福感水平降低。在家庭環(huán)境嘈雜時(shí)，父母使用表達(dá)抑制和認(rèn)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?yàn)橥庖颍ㄈ绛h(huán)境和父母）等在兒童發(fā)展過程中雖然重要，但是如果不通過兒童自身這一內(nèi)因起作用，也很難有顯著影響（白學(xué)軍， 林崇德， 2014）。
研究也發(fā)現(xiàn)，父母認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間不存在單獨(dú)的中介作用，而兒童認(rèn)知重評存在單獨(dú)的中介作用，并且父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｕf明家庭嘈雜度既對兒童認(rèn)知重評產(chǎn)生直接作用，也通過父母認(rèn)知重評產(chǎn)生間接作用，但無法通過父母認(rèn)知重評直接對兒童主觀幸福感起作用。所以，該結(jié)果也證實(shí)了兒童的心理發(fā)展需要通過內(nèi)因起作用。已有研究一致發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評是一種積極的情緒調(diào)節(jié)策略，是一種更具有適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)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(tài)面對各種問題和狀況，及時(shí)消化不良情緒。因此，父母應(yīng)打造安靜有序的家庭環(huán)境并努力學(xué)習(xí)積極的情緒調(diào)節(jié)方式，使自己在面對情緒需要調(diào)節(jié)時(shí)，更多采取積極的情緒調(diào)節(jié)策略，用積極的情緒和狀態(tài)感染兒童。同時(shí)，根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論（Bandura， 1977），兒童也會習(xí)得這種策略，進(jìn)而對其主觀幸福感產(chǎn)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(xué)四、五、六三個(gè)年級的學(xué)生及家長。雖然研究結(jié)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(shí)開始影響兒童的主觀幸福感仍值得探究，因此，未來可以進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量；其次，采用主觀報(bào)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(shè)計(jì)干預(yù)實(shí)驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)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(nèi)在機(jī)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(diào)節(jié)變量進(jìn)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(jié)果能夠?yàn)榻逃龑?shí)踐提供一定的啟示和借鑒。第一，父母為兒童創(chuàng)造溫馨有愛、安靜有序的家庭環(huán)境可以增加兒童的幸福感。具體來說，可以選擇環(huán)境較為恬靜的居住區(qū)；不在家中制造過多的噪音，降低人員進(jìn)出的頻次；減少手機(jī)和平板等電子設(shè)備的使用；保持生活上的條理性、秩序性和規(guī)劃性等，為兒童的心理健康發(fā)展提供更優(yōu)質(zhì)的物理環(huán)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(yīng)及時(shí)調(diào)整好自身的情緒，多關(guān)注兒童的情緒，并適當(dāng)給予指導(dǎo)，幫助其采用積極的情緒調(diào)節(jié)方式應(yīng)對事件，從而提高其情緒調(diào)節(jié)能力。第三，小學(xué)階段的兒童處于快速發(fā)展期，父母應(yīng)抓住這一關(guān)鍵期，采取積極的教育方式，如引導(dǎo)兒童使用認(rèn)知重評策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒，促進(jìn)兒童理解和掌握相關(guān)經(jīng)驗(yàn)和技能，并不斷內(nèi)化，從而促進(jìn)其心理健康發(fā)展，提升其主觀幸福感。
5 結(jié)論
（1）家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感起負(fù)向作用；
（2）兒童認(rèn)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(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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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(nèi)在機(jī)制，采用家庭嘈雜度問卷、情緒調(diào)節(jié)問卷、主觀幸福感量表和社會經(jīng)濟(jì)地位量表對387名南京市某小學(xué)四、五、六年級的學(xué)生及其家長進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感、父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評顯著負(fù)相關(guān)，兒童主觀幸福感與父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評顯著正相關(guān)，與兒童表達(dá)抑制顯著負(fù)相關(guān)；（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(rèn)知重評策略在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫瑑和J(rèn)知重評策略還有獨(dú)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(rèn)知重評情緒調(diào)節(jié)策略的使用頻率提高兒童的主觀幸福感。
關(guān)鍵詞 家庭嘈雜度；父母情緒調(diào)節(jié)；兒童情緒調(diào)節(jié)；社會經(jīng)濟(jì)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(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner， 1979），影響兒童成長的環(huán)境可以分為四個(gè)層次：微系統(tǒng)、中系統(tǒng)、外系統(tǒng)和宏系統(tǒng)。每個(gè)系統(tǒng)都與其他系統(tǒng)及兒童相互嵌套，影響兒童各方面的發(fā)展。微系統(tǒng)是兒童生活的直接環(huán)境，對兒童的發(fā)展產(chǎn)生最重要的影響。其中，主要作用于兒童成長的兩大關(guān)鍵微系統(tǒng)為家庭心理社會特征（家庭經(jīng)濟(jì)收入水平、父母的養(yǎng)育方式、家庭氛圍是否融洽等）和家庭物理及物質(zhì)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(tài)環(huán)境微系統(tǒng)，是影響兒童成長的家庭物理環(huán)境，主要指家庭中存在的喧鬧、擁擠和無序等狀態(tài)。在當(dāng)下社會里，家庭中充斥著大量的電子噪音，如手機(jī)、電腦、電視、音響等，研究發(fā)現(xiàn)其會影響兒童的發(fā)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(fā)展的環(huán)境因素對兒童的影響愈發(fā)成為社會難以忽視的問題。
兒童所處的環(huán)境和教育條件是兒童心理發(fā)展不可缺少的條件（白學(xué)軍， 林崇德， 2014）。良好的社會經(jīng)濟(jì)地位和家庭環(huán)境對兒童的認(rèn)知發(fā)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(xiàn)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(huán)境通常預(yù)示著兒童將擁有更糟糕的社會結(jié)果，如認(rèn)知能力較差、學(xué)習(xí)成績較低、注意力不集中等（Dumas et al.， 2005）。此外，糟糕的生活環(huán)境，如家庭動蕩、噪音、擁擠等也會對兒童的心理和行為發(fā)展造成不良影響，比如使兒童出現(xiàn)學(xué)校適應(yīng)不良等問題（劉啟剛等， 2015; Evans et al.， 2002）。
主觀幸福感是個(gè)體從自身主觀角度出發(fā)，以自己的標(biāo)準(zhǔn)評價(jià)并判別自身生活幸福水平，它主要通過個(gè)體情緒的正向體驗(yàn)和負(fù)向體驗(yàn)以及生活滿意度測量（丁新華， 王極盛， 2004）。目前已證實(shí)家庭環(huán)境對兒童的主觀幸福感有重要影響（王娟等， 2016; Galea， 2010）。大多數(shù)研究（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015）考察的家庭環(huán)境包括家庭親密度與適應(yīng)性、情感表達(dá)及文化性等，目前國內(nèi)鮮有關(guān)于家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感關(guān)系的研究。國外關(guān)于二者關(guān)系的研究雖不多，但得到了驗(yàn)證。兒童處于快速發(fā)展時(shí)期，其生物、社會、認(rèn)知和情緒都會發(fā)生較大的變化，而嘈雜和混亂的家庭環(huán)境會增加兒童應(yīng)對發(fā)展變化的風(fēng)險(xiǎn)，生活在這種家庭環(huán)境中的兒童的條理性、秩序性和計(jì)劃性較差，幸福感較低（陳紅艷， 2017; 劉洋， 許紅芝， 2015），甚至?xí)霈F(xiàn)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(huán)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(chǎn)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(guān)系，但是其中也可能存在一些內(nèi)在的作用過程。發(fā)展情境論（張文新， 陳光輝， 2009; Lerner & Castellino， 2002）指出，發(fā)展中的個(gè)體及其生活的物理環(huán)境，接觸的社會成員，如父母、朋友及教師等，以及時(shí)間變化都會對其發(fā)展產(chǎn)生影響，個(gè)體發(fā)展是個(gè)體與情境相互作用的結(jié)果。朱智賢也認(rèn)為在兒童心理發(fā)展中，外因（環(huán)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(fā)展這一內(nèi)因，對兒童內(nèi)在關(guān)系施加影響，是不可能起作用的（白學(xué)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(nèi)在因素起作用。
其次，有研究發(fā)現(xiàn)混亂、嘈雜的家庭環(huán)境會直接影響家庭成員的情緒和情感調(diào)節(jié)策略（Deater-Deckard et al.， 2012），家庭嘈雜度越高，母親的自我調(diào)節(jié)能力越低（Bridgett et al.， 2013; Deater-Deckard et al.， 2012），負(fù)性情緒越多（邢曉沛等， 2018）。家庭環(huán)境還會直接影響兒童的情緒健康和情緒調(diào)節(jié)（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(diào)節(jié)策略進(jìn)而影響兒童的主觀幸福感。情緒調(diào)節(jié)可分為認(rèn)知重評和表達(dá)抑制兩個(gè)維度，這二者通常與情緒的體驗(yàn)和表達(dá)聯(lián)系在一起。其中認(rèn)知重評主要強(qiáng)調(diào)個(gè)體重新評價(jià)喚起情緒的場景，通常發(fā)生在情緒產(chǎn)生的早期，在情緒反應(yīng)完全產(chǎn)生之前便改變了情緒的軌跡；表達(dá)抑制是對個(gè)體情緒體驗(yàn)和行為（如面部微表情、肢體細(xì)節(jié)動作等）的抑制，通常發(fā)生在情緒產(chǎn)生過程的后期，只改變情緒的行為表達(dá)（Gross & John， 2003）。以往研究一致表明，認(rèn)知重評是一種更優(yōu)、更有效的降低負(fù)性情緒體驗(yàn)的調(diào)節(jié)策略，而表達(dá)抑制可以暫時(shí)降低負(fù)性情緒，但長期來看與更多的負(fù)性情緒體驗(yàn)有關(guān)（郭曉棟等， 2023; Sch?fer et al.， 2017）。由于兩種情緒調(diào)節(jié)方式不同，其在嘈雜度與兒童主觀幸福感的關(guān)系中所起的中介作用也可能不同。
兒童的社會化發(fā)展也受到自身情緒調(diào)節(jié)水平的影響。不同的情緒調(diào)節(jié)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(diào)節(jié)可能使兒童擁有和諧的同伴關(guān)系，并較少地出現(xiàn)問題行為，從而促進(jìn)心理健康發(fā)展，而情緒調(diào)節(jié)出現(xiàn)異?；蚶щy時(shí)，容易產(chǎn)生問題行為，進(jìn)而影響心理健康（劉方等， 2019; Otterpohl & Wild， 2015）。那么，在情緒調(diào)節(jié)過程中，個(gè)體使用認(rèn)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(dá)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(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)可以影響青少年的心理功能，采用更具有適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)方式處理情緒對主觀幸福感有積極的預(yù)測作用（Morrish et al.， 2019）。綜合而言，認(rèn)知重評與積極的心理適應(yīng)（如主觀幸福感）有關(guān)，表達(dá)抑制與消極的心理適應(yīng)相關(guān)（柴曉運(yùn)等， 2018）。因此，父母和兒童的情緒調(diào)節(jié)策略可能在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
基于生態(tài)系統(tǒng)理論、發(fā)展情境論及相關(guān)實(shí)證研究，本研究提出以下假設(shè)。
假設(shè)1：家庭嘈雜度與兒童主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；
假設(shè)2：兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起中介作用；
假設(shè)3：父母表達(dá)抑制和兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?/p>
假設(shè)4：兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起中介作用；
假設(shè)5：父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的預(yù)測中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2方法
2.1 研究對象
本研究被試為南京一所小學(xué)的四、五、六年級的兒童和父母，問卷發(fā)放時(shí)間集中在2020年12月，施測前已征得學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)、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(shù)據(jù)匹配后共得到387份有效問卷，并運(yùn)用SPSS26.0進(jìn)行相應(yīng)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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(xué)資料調(diào)查表
自編人口統(tǒng)計(jì)學(xué)調(diào)查表，收集被試的姓名、性別、年級、年齡、是否為獨(dú)生子女等基本信息。
2.2.2 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位問卷
有學(xué)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(biāo)準(zhǔn)測量家庭社會經(jīng)濟(jì)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(xué)=1；小學(xué)=2；初中=3；高中、中?；蚣夹?=4；大學(xué)（大專或本科）=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(gè)問題。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不符合，5對應(yīng)完全符合），其中 1、2、4、7、12、14、15項(xiàng)為反向計(jì)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(shù)為0.80。
2.2.4 情緒調(diào)節(jié)問卷
Gross和John（2003）編制了情緒調(diào)節(jié)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(diào)節(jié)模型為基礎(chǔ)，問卷含有兩個(gè)維度，即認(rèn)知重評和表達(dá)抑制。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不同意，5對應(yīng)完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項(xiàng)為認(rèn)知重評，2、4、6、9項(xiàng)為表達(dá)抑制。本問卷由兒童的父母填寫，該總問卷Cronbachs α系數(shù)為0.75，其認(rèn)知重評及表達(dá)抑制分維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.80和0.70。
2.2.5 兒童青少年情緒調(diào)節(jié)問卷
本研究采用陳亮等（2016）修訂的兒童青少年情緒調(diào)節(jié)問卷（ERQ-CA-C）。以Gross的情緒調(diào)節(jié)模型為基礎(chǔ)，問卷含有2個(gè)維度，即認(rèn)知重評和表達(dá)抑制。采用5級評分法（1對應(yīng)完全不同意，5對應(yīng)完全同意），其中 1、3、5、7、8、10項(xiàng)為認(rèn)知重評，2、4、6、9項(xiàng)為表達(dá)抑制。本問卷由兒童填寫。總問卷Cronbachs α系數(shù)為0.72，其認(rèn)知重評及表達(dá)抑制分維度的Cronbachs α系數(shù)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(jù)我國情況進(jìn)行本土化修訂后的總體幸福感量表，共包含18項(xiàng)。其中反向計(jì)分題項(xiàng)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(shù)為0.82。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
本研究采用問卷法進(jìn)行調(diào)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(yàn)共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。結(jié)果顯示，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)時(shí)有13個(gè)特征值大于1的因子，第一個(gè)公因子解釋的方差變異量僅為19.17%，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
3.2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及偏相關(guān)分析
偏相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，在控制性別、學(xué)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(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評存在顯著負(fù)相關(guān)，兒童主觀幸福感與父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評存在顯著正相關(guān)，與兒童表達(dá)抑制存在顯著負(fù)相關(guān)，其他變量之間的關(guān)系不顯著。具體見表1。
3.3 父母和兒童情緒調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗(yàn)
采用SPSS PROCESS MODEL 82進(jìn)行父母和兒童情緒調(diào)節(jié)的并行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)，其中控制性別、學(xué)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(yīng)顯著（β=-0.24，p<0.001），直接效應(yīng)占比為64.35%；（2）父母表達(dá)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(dá)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(dá)抑制和兒童表達(dá)抑制在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔貌伙@著（β=-0.01，SE=0.01，95%CL［-0.02， 0.01］）；（5）父母認(rèn)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(rèn)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(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著（β=-0.06，SE=0.02， 95%CL［-0.09， -0.03］）?？偟闹薪樾?yīng)占比為35.65%。
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(diào)節(jié)策略和兒童情緒調(diào)節(jié)策略的中介效應(yīng)，并驗(yàn)證了生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner， 1979）和發(fā)展情境論（Lerner & Castellino， 2002）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭嘈雜度對兒童產(chǎn)生直接作用，且直接作用效應(yīng)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(diào)節(jié)策略和兒童情緒調(diào)節(jié)策略這一鏈?zhǔn)街薪槁窂疆a(chǎn)生作用。因此，本研究為生態(tài)系統(tǒng)理論和發(fā)展情景論提供了實(shí)證支持，并檢驗(yàn)了家庭嘈雜度如何作用于兒童主觀幸福感。
研究發(fā)現(xiàn)，家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感的負(fù)向作用顯著，與前人研究結(jié)果一致。說明當(dāng)個(gè)體所居住的家庭環(huán)境較為擁擠、嘈雜和無序時(shí)，家庭成員通常體驗(yàn)到更大壓力，以至于產(chǎn)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(huán)境有助于提升個(gè)體主觀幸福感，通過穩(wěn)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(chǎn)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(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。
研究發(fā)現(xiàn)，兒童表達(dá)抑制和父母表達(dá)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(huán)境較為嘈雜時(shí)，父母和兒童使用表達(dá)抑制策略調(diào)節(jié)情緒時(shí)無法對兒童主觀幸福感產(chǎn)生明顯影響。但兒童表達(dá)抑制對兒童幸福感的負(fù)面影響顯著，也就是說兒童在處理消極情緒事件時(shí)使用表達(dá)抑制策略會體驗(yàn)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(yīng)，以至于兒童在情緒發(fā)生問題時(shí)因無法得到父母及時(shí)的關(guān)注和引導(dǎo)而使用更多的消極情緒調(diào)節(jié)策略（趙振國， 劉文博， 2020; Theodore， 1993），從而導(dǎo)致主觀幸福感水平降低。在家庭環(huán)境嘈雜時(shí)，父母使用表達(dá)抑制和認(rèn)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?yàn)橥庖颍ㄈ绛h(huán)境和父母）等在兒童發(fā)展過程中雖然重要，但是如果不通過兒童自身這一內(nèi)因起作用，也很難有顯著影響（白學(xué)軍， 林崇德， 2014）。
研究也發(fā)現(xiàn)，父母認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間不存在單獨(dú)的中介作用，而兒童認(rèn)知重評存在單獨(dú)的中介作用，并且父母認(rèn)知重評和兒童認(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｕf明家庭嘈雜度既對兒童認(rèn)知重評產(chǎn)生直接作用，也通過父母認(rèn)知重評產(chǎn)生間接作用，但無法通過父母認(rèn)知重評直接對兒童主觀幸福感起作用。所以，該結(jié)果也證實(shí)了兒童的心理發(fā)展需要通過內(nèi)因起作用。已有研究一致發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評是一種積極的情緒調(diào)節(jié)策略，是一種更具有適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)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(tài)面對各種問題和狀況，及時(shí)消化不良情緒。因此，父母應(yīng)打造安靜有序的家庭環(huán)境并努力學(xué)習(xí)積極的情緒調(diào)節(jié)方式，使自己在面對情緒需要調(diào)節(jié)時(shí)，更多采取積極的情緒調(diào)節(jié)策略，用積極的情緒和狀態(tài)感染兒童。同時(shí)，根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論（Bandura， 1977），兒童也會習(xí)得這種策略，進(jìn)而對其主觀幸福感產(chǎn)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(xué)四、五、六三個(gè)年級的學(xué)生及家長。雖然研究結(jié)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(shí)開始影響兒童的主觀幸福感仍值得探究，因此，未來可以進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量；其次，采用主觀報(bào)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(shè)計(jì)干預(yù)實(shí)驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)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(nèi)在機(jī)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(diào)節(jié)變量進(jìn)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(jié)果能夠?yàn)榻逃龑?shí)踐提供一定的啟示和借鑒。第一，父母為兒童創(chuàng)造溫馨有愛、安靜有序的家庭環(huán)境可以增加兒童的幸福感。具體來說，可以選擇環(huán)境較為恬靜的居住區(qū)；不在家中制造過多的噪音，降低人員進(jìn)出的頻次；減少手機(jī)和平板等電子設(shè)備的使用；保持生活上的條理性、秩序性和規(guī)劃性等，為兒童的心理健康發(fā)展提供更優(yōu)質(zhì)的物理環(huán)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(yīng)及時(shí)調(diào)整好自身的情緒，多關(guān)注兒童的情緒，并適當(dāng)給予指導(dǎo)，幫助其采用積極的情緒調(diào)節(jié)方式應(yīng)對事件，從而提高其情緒調(diào)節(jié)能力。第三，小學(xué)階段的兒童處于快速發(fā)展期，父母應(yīng)抓住這一關(guān)鍵期，采取積極的教育方式，如引導(dǎo)兒童使用認(rèn)知重評策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒，促進(jìn)兒童理解和掌握相關(guān)經(jīng)驗(yàn)和技能，并不斷內(nèi)化，從而促進(jìn)其心理健康發(fā)展，提升其主觀幸福感。
5 結(jié)論
（1）家庭嘈雜度對兒童主觀幸福感起負(fù)向作用；
（2）兒童認(rèn)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(rèn)知重評在家庭嘈雜度和兒童主觀幸福感之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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