1. 引言
社交–情绪是指个体与他人进行积极互动所需技能和有效调节情绪的一系列行为(Pontoppidan et al., 2017)。婴幼儿时期社交–情绪能力发展对个体以后的生活有着长远的影响，它影响着儿童的情绪管理能力、指导儿童人际关系的建立、决定了其是否有足够的安全感去探索周围环境。近年来，儿童社交–情绪发展受到越来越多的关注，已成为发展心理学的重要研究方向。
自我效能理论认为，那些认为自己有能力承担父母角色、了解作为父母的行为可能对孩子产生影响的成年人，更有可能在孩子成长过程中充当建设性的伙伴。母亲对自己育儿能力的认知与她们使用更有效的育儿策略有关(Deković et al., 2010)。研究发现，父母自我效能感会影响父母的能力、养育实践以及儿童功能，母亲的自我效能感与儿童的自我调节、社交和认知技能之间存在关联(胡瞳希et al., 2022；瞿巧玲，2019；杨娟等，2022)。幼儿的生活经验大部分来自于养育者的亲子互动，特别是母亲作为主要照顾者，她们的养育认知和行为塑造了幼儿大部分的情绪和社交体验，在很大程度上影响着幼儿的社交–情绪发展。
正念养育这一概念描述了基于正念的父母、子女以及家庭关系之间的互动过程(陈晓等，2017)。Duncan的研究(Duncan et al., 2009)认为正念养育对于改善亲子关系和减少儿童内外化问题具有重要的意义，是一种有效的亲子沟通方式。正念养育可能通过三个过程来影响幼儿的社交–情绪发展。一方面，正念养育的父母通常自身具有良好的情绪调控能力和社交关系，儿童是天生的观察者和模仿者，他们会潜移默化的学习父母的行为方式；另一方面，正念养育的父母专注当下，具有敏锐的觉察力，对自身和孩子的情绪保持关注和接纳，会更多的采用支持性方式回应幼儿的情绪；最后正念养育的父母也有能力与家人保持相对和谐的关系，为儿童创造积极温暖的家庭情感氛围。
目前关于幼儿社交–情绪的研究主要着眼于可疑迟缓状况的调研和相关因素分析，对其影响作用机制研究较少，因此，本研究基于自我效能理论和正念养育模型，以3~5岁幼儿母亲为研究对象，采用横向研究，探讨正念养育在母亲育儿效能感与幼儿社交–情绪发展之间的中介作用机制，丰富从养育者角度提升幼儿社交–情绪发展的理论依据和实践方法。
2. 对象与方法
2.1. 研究对象
通过整群抽样的方法，对天津市某区5所幼儿园的3~5岁幼儿母亲进行问卷调研，采用问卷星的形式收集问卷572份，经过整理，排除其他养育者作答、作答时间过短、规律作答等无效问卷，最终回收有效问卷525份，有效作答率91.8%。其中幼儿性别男269人(51.2%)，女256人(48.8%)；3岁组幼儿56人(10.7%)，4岁组幼儿153人(29.1%)，5岁组幼儿316人(60.2%)；母亲学历初中及以下69人(13.1%)，高中至本科432人(82.3%)，硕士及以上24人(4.6%)；母亲月收入3000元以下33人(6.4%)，3001元~10,000元有310人(59.0%)，10000元以上有61人(11.6%)，全职妈妈121人(23.0%)。
2.2. 工具
2.2.1. 育儿胜任感量表(PSOC)
本研究使用杨晓等(杨晓等，2014)修订的中文版育儿胜任感量表(PSOC)的效能感分量表评估育儿效能感。该分量表包含8个条目，回答选项从1“绝对不同意”到6“绝对同意”。分数越高，表明育儿效能感水平越高。本研究中的量表内部一致性Cronbach’s α系数为0.828。
2.2.2. 正念养育量表(MIPQ)
本研究采用赵亚萍(赵亚萍，2018)修订的正念养育量表(MIPQ)评估正念养育，共28个条目，2个维度：关注当下和正念管教。关注当下维度由13道题组成，正念管教维度由15道题组成。量表采用4级评分，从1“偶尔”到4“总是”。分数越高，正念养育水平越高。本研究中的量表内部一致性Cronbach’s α系数为0.937。
2.2.3. 年龄与发育进程问卷：社会–情绪(ASQ: SE-2)
本研究采用卞晓燕等(卞晓燕等，2021)修订的年龄与发育进程问卷：社会–情绪(ASQ: SE-2)评估幼儿社交–情绪发展。该问卷适用于1~72个月儿童，根据儿童月龄分为九个问卷，每个题目有3个选项：经常、偶尔、极少，对应分值分别为0、5、10分。每个题目包含一个附加选项“是否对该行为感到担忧”，如选择“是”需另加5分。分值越高，幼儿社交–情绪发展存在问题越多，水平越差。在本研究中选取了3岁组(33个月0天~41个月30天)，4岁组(42个月0天~53个月30天)，5岁组(54个月0天~72个月0天)三个问卷。本研究中的各分问卷内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.741、0.813、0.821。整个问卷的内部一致性系数为0.858。
2.3. 统计学处理
本研究采用SPSS 27.0进行共同方法偏差检验、描述统计、相关分析，采用PROCESS 4.1进行中介效应检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
由于本研究中涉及的母亲育儿效能感、正念养育和幼儿社交–情绪发展的数据均采用自评量表由母亲填写，故而存在共同方法偏差风险，采用Harman单因子检验，结果显示：特征值大于1的因子有8个，第一个因子解释的变异量为32.73%，小于40%的临界值，说明本研究数据不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2. 母亲育儿效能感、正念养育与幼儿社交–情绪发展的相关性分析
对母亲的育儿效能感、正念养育和幼儿社交–情绪发展进行相关分析，结果显示母亲的育儿效能感与正念养育存在显著的正相关(r = 0.65, P < 0.001)，与幼儿社交–情绪问题存在显著负相关(r = −0.31, P < 0.001)；母亲的正念养育与幼儿社交–情绪问题存在显著负相关(r = −0.38, P < 0.001)。结果详见表1。
Table 1. Correlation analysis (r)
表1. 相关性分析(r)
|
M ± SD/MD (Q1, Q3) |
1 |
2 |
3 |
1 育儿效能感 |
33.81 ± 5.38 |
1 |
|
|
2 正念养育 |
84.31 ± 12.74 |
0.65*** |
1 |
|
3 幼儿社交–情绪问题 |
55 (40, 90) |
−0.31*** |
−0.38*** |
1 |
注：幼儿社交–情绪值呈非正态分布，采用中位数表示，且采用斯皮尔曼相关；***为P < 0.001。
3.3. 母亲育儿效能感、正念养育与幼儿社交-情绪发展的回归分析
以母亲育儿效能感为自变量，正念养育为中介变量，以幼儿的社交–情绪发展为因变量，进行逐步回归分析，发现母亲的育儿效能感可显著正向预测正念养育(β = 0.65, t = 19.51, P < 0.001)，母亲的育儿效能感可显著负向预测幼儿社交–情绪问题(β = −0.31, t = −7.50, P < 0.001)，正念养育可显著负向预测幼儿社交–情绪问题(β = −0.30, t = −5.65, P < 0.001)，结果详见表2。
Table 2. Correlation analysis
表2. 回归分析
|
|
回归方程 |
拟合指标 |
系数显著性 |
|
结果变量 |
预测变量 |
R2 |
F |
β |
t |
模型一 |
正念养育 |
育儿效能感 |
0.42 |
380.8*** |
0.65 |
19.51*** |
模型二 |
幼儿社交–情绪 |
育儿效能感 |
0.1 |
56.24*** |
−0.31 |
−7.50*** |
模型三 |
幼儿社交–情绪 |
育儿效能感 |
0.15 |
45.75*** |
−0.12 |
−2.20* |
|
|
正念养育 |
|
|
−0.30 |
−5.65*** |
注：*为P < 0.05，***为P < 0.001。
3.4. 正念养育的中介效应分析
采用SPSS的PROCESS 4.1插件，选择Model 4简单中介模型，对正念养育在母亲育儿效能感和幼儿社交–情绪发展中的中介作用进行检验，发现直接效应为−0.90，95%置信区间为[−1.70, −0.10]，间接效应为−1.50，95%置信区间为[−2.02, −1.01]，总效应为−2.40，95%置信区间为[−3.03, −1.77]。直接效应占比38%，间接效应占比62%，以上结果说明正念养育在母亲育儿效能感和幼儿社交–情绪发展中起部分中介作用，结果详见表3。中介效应图见图1。
Table 3. Analysis of the mediating effect of mindful nurturing
表3. 正念养育的中介效应分析
效应类型 |
效应值 |
SE |
95%置信区间 |
相对效应值 |
LLCI |
ULCI |
直接效应 |
−0.90 |
0.40 |
−1.70 |
−0.10 |
38% |
间接效应 |
−1.50 |
0.26 |
−2.02 |
−1.01 |
62% |
总效应 |
−2.40 |
0.32 |
−3.03 |
−1.77 |
|
Figure 1. A model of mindfulness parenting as a mediator between mothers’ parenting efficacy and children’s social-emotional development
图1. 正念养育在母亲育儿效能感与幼儿社交–情绪发展之间的中介模型
4. 讨论
4.1. 母亲育儿效能感、正念养育与幼儿社交–情绪发展的关系
研究结果显示母亲育儿效能感与幼儿社交–情绪问题之间呈显著负相关，母亲的育儿效能感越高，幼儿的社交–情绪问题越少，母亲的育儿效能感可显著预测幼儿的社交–情绪发展水平。沈宇娟的研究发现母亲的育儿效能感可显著预测幼儿社交–情绪行为中的自我调控、沟通和人际互动三个维度，母亲的育儿效能感越高，社交–情绪问题越少，与本研究的结果一致(沈宇娟，2021；Lippold et al., 2021; Sawrikar & Dadds, 2018)。这一结论同时符合自我效能理论，育儿效能感较高的母亲，对于执行与自己育儿角色相关的任务，更有信心，并且更享受亲子互动中的成就感，对育儿活动有更多的兴趣和乐趣，能与孩子玩到一起，相应地孩子在社交和情绪方面也会发展得更好。Liu等人的研究揭示母亲较低的育儿效能感可以显著预测幼儿更多的社交–情绪行为问题，与本研究的结果一致(Liu et al., 2019)。母亲的育儿效能感母亲的育儿效能感偏低，往往倾向于较少地参与育儿实践，逃避与幼儿的亲子互动，回避应对幼儿情绪和行为问题，导致幼儿在社交–情绪的发展上出现偏差(王秋静，李琦，2018)。
母亲的育儿效能感与正念养育呈显著正相关，母亲的育儿效能感越强，其正念养育水平越高，这一研究与赖金凤等人的研究结果一致，同时符合正念养育的定义(赖金风，2022；Acet & Oliver, 2023)。赖金凤的研究发现正念养育与教养压力呈显著负相关，与养育者的效能感呈显著正相关，即父母越多采用关注、理解、接纳态度进行教养，更加积极和宽容地看待自己的教养努力，则有更强的效能感。正念养育的定义是父母对亲子互动的关注，以及父母对自身和孩子富有同情心、不评判地觉察与接纳。一方面，正念养育包括父母有意识地关注自己在育儿互动中可能产生的过高期望，接纳意味着认识到育儿工作中各种挑战和错误都是成长过程的一部分，不因此否定育儿工作的价值和自身作为父母的能力即效能感。另一方面，那些觉得自己有能力、较少自责的父母在育儿行为中更易于保持专注，父母的自我效能感可能在父母对孩子保持专注、对自身不评判和富有同情心方面发挥着重要作用(Kil et al., 2022)。
母亲正念养育与幼儿社交–情绪问题之间呈显著负相关，母亲的正念养育水平越高，幼儿的社交–情绪问题越少，母亲的正念养育可显著预测幼儿的社交–情绪发展水平，这与过往的研究结果一致。Mckee等的研究发现正念教养不仅正向预测父母当下的情绪支持反应，负向预测当下的非支持反应，还能预测父母四个月之后的情绪社会化行为(李玮玮等，2022；McKee et al., 2018)。Tan和Smith (2019)认为父母和儿童的情绪社会化能力是代际传递的，善于觉察和调节自己情绪的父母会通过增加积极情绪的表达影响儿童的情绪社会化能力(Tan & Smith, 2019)。王英杰等人的研究发现情绪觉察是正念养育的基础，如果父母能够在互动中保持专注，识别出自己和孩子的情绪，他们就能有意识地选择如何回应(王英杰等，2023)。父母若能宽容并支持孩子的情感流露，不对孩子的负面情绪表现加以否定或以自己的负面情绪回应，就能培养出在情感和社交方面更出色的孩子。研究证实，正念养育可显著减少儿童的内化和外化行为，同时促进亲社会行为，并促进孩子在社交和情感能力方面的健康发展(黎湘，2022；李玮玮等，2022；Coatsworth et al., 2018; Meppelink et al., 2016)。
4.2. 正念养育在育儿效能感与幼儿社交–情绪发展之间的中介作用
回归分析和中介效应分析结果显示：正念养育在母亲育儿效能感和幼儿社交–情绪发展之间起部分中介作用。这一研究结果与Lippold等的研究结果相似，其研究发现正念养育在父母效能感与亲子沟通间起到中介作用(Lippold et al., 2021)。那些感觉自身能力更强的父母，反映了他们可能有更注重当下且富有同情心的育儿理念，更有可能成为正念型父母。此前也有研究发现，父母的效能感相关的认知与养育行为之间存在双向联系(Glatz & Buchanan, 2015)，那些在养育过程中情绪反应低或情绪平静的父母可能更有可能感到自己有能力。总的来说，积极的养育认知可能与更正念的养育方式相关联，并影响幼儿的社交–情绪发展。
母亲正念养育在母亲育儿效能感和幼儿社交–情绪发展之间起部分中介作用，即母亲育儿效能感可直接影响幼儿社交–情绪发展，也可通过正念养育影响幼儿社交–情绪发展，该结果与过往研究结果类似(龚扬等，2021；郑斯婷，2024；Deković et al., 2010)。自我效能感是行为动机和行为态度的重要影响因素，当个体自我效能感高时，说明个体有信心完成任务，从而也增加了个体积极参与的行动力。面对育儿挑战时，如果母亲对自己的育儿能力充满信心，那么则更有可能积极应对自身和幼儿的负面情绪，关注幼儿的需要、愿望和感受，采取积极的育儿行为，并坚信自己能顺利解决亲子冲突，在良好的亲子互动中促进孩子的社交–情绪发展。这种对于情绪的容纳和当下互动的觉察与正念养育的基本态度一致。当母亲的育儿效能感较低时，内心会默认自己育儿能力不足，面对亲子冲突或挑战，通常会依照习惯性认知行为的途径，逃避问题，漠视当下情境中各方关系与需求，无法专注于当下的养育互动。而正念养育作为一种多元养育结构，能够促进其他积极的养育方式，减少消极的养育行为，促进亲子情感交流，最终减少幼儿情绪与社会发展方面的问题行为(王天竹，张野，2020)。
5. 结论与不足
本研究通过问卷调查探究母亲育儿效能感、正念养育及幼儿社交–情绪发展之间的影响机制，并得出以下结论：1) 母亲的育儿效能感与正念养育存在显著的正相关(r = 0.65, P < 0.01)，母亲的育儿效能感与幼儿社交–情绪问题存在显著负相关(r = −0.31, P < 0.01)，母亲的正念养育与幼儿社交–情绪问题存在显著负相关(r = −0.38, P < 0.01)；2) 母亲的育儿效能感可以直接影响幼儿社交–情绪发展，也能通过正念养育间接影响幼儿社交–情绪发展，正念养育在母亲育儿效能感和幼儿社交–情绪发展之间起到了部分中介作用。
同时，本研究也存在一些不足和局限性。首先，当前研究样本均来自城市发达地区，母亲的文化水平相对较高，农村地区由于经济发展状况和母亲的文化水平存在差异，本研究结果对于农村地区可能不适用。再者，本研究未纳入父亲，父亲的情况可能有所不同。父亲在青少年发展中起着关键作用，且有证据表明，父母认知对养育方式的影响在母亲和父亲之间可能存在差异(Clark, 2020)，后续需要对父亲的养育认知和行为进行更多的研究。此外，本研究所有数据都依赖于幼儿母亲的报告，可能造成一定程度的共同方法偏差和社会期望效应偏差。未来的研究可以考虑通过第三方观察评估儿童的社交和情绪状况，比如教师对幼儿在课堂上外显行为评价或医生临床报告的儿童行为评估等，如果是对青少年进行研究，还可以让青少年从自身角度评估父母的养育行为，以提升研究的严谨性和准确性。
NOTES
*通讯作者。