小學兒童混合情緒理解的發(fā)展研究

石國興　孫貴鳳

摘要 旨在探究小學階段兒童的混合情緒理解發(fā)展狀況。以能夠引發(fā)兒童混合情緒的經(jīng)典故事情景為材料，對小學1-6年級242名兒童采用半結(jié)構(gòu)式訪談法和測驗法進行實驗，結(jié)果表明：小學兒童混合情緒理解水平存在顯著的年齡效應，呈現(xiàn)出隨年齡增大混合情緒理解水平逐漸提高的發(fā)展趨勢。對他人和對自身混合情緒理解差異顯著，對他人混合情緒的理解是對自身混合理解的基礎，同性質(zhì)和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解能力存在顯著差異。不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解能力發(fā)展較晚。因此，混合情緒理解能力在小學階段快速發(fā)展，呈現(xiàn)出年齡、理解的對象、情緒的性質(zhì)三個方面的顯著差異。

關鍵詞 小學兒童，混合情緒理解，同性質(zhì)混合情緒理解，沖突混合情緒理解。

分類號 B844.1

1 引言

情緒是個體的一種心理體驗，情緒理解是情緒智力理論的一個重要部分。在情緒理解的研究中，混合情緒理解作為較晚產(chǎn)生的一種情緒理解能力，越發(fā)引起學者的關注。兒童能意識到一件事情能夠同時誘發(fā)兩種不同的甚至是沖突的情緒，是兒童情緒理解能力的飛躍，表明情緒理解能力達到相對高級階段。

董光恒、楊麗珠（2007）將混合情緒理解定義為個體意識到同一情景可以同時誘發(fā)兩種不同甚至矛盾的情緒反應的能力。如果兩種情緒在性質(zhì)上具有一定的沖突性（如積極的與消極的），則又稱為沖突情緒理解。Harter，Buddin（1987）認為混合情緒理解是兒童領會他們可能在同一時間內(nèi)有兩種情緒的事實的能力，并把混合情緒分為同性質(zhì)混合情緒和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒。很多研究也已表明，混合情緒確實是存在的（Hunter，schellenberg，&Schimmack，2010；Larsen & McGraw，2011）。

同性質(zhì)的混合情緒和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解呈現(xiàn)出不同的年齡特點。研究表明，6-7歲兒童只能識別一件事情引發(fā)的同性質(zhì)混合情緒，10歲左右已經(jīng)能夠完成同性質(zhì)混合情緒的任務。10歲左右兒童開始理解不同事件引發(fā)的不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒，11歲兒童以上的兒童能理解同一件事情可以引發(fā)一種以上不同性質(zhì)（沖突）的情緒（Harter & Buddin，1987）。對此，也有不同的觀點，Brown，Dunn（1996）研究表明6歲兒童在引導下可以理解他人不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒；王小英等人（2010）研究表明，幼兒園大班（6歲）兒童才開始理解沖突情緒。其中Harter的研究探索的是兒童自身對混合情緒的理解，而其他研究則探索兒童對他人混合情緒的理解。

有些混合情緒的理解研究僅局限于對他人混合情緒的理解。宋克霞（2010）采用故事訪談法對他人混合情緒理解做了研究，結(jié)果顯示兒童理解他人不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒是在6歲左右，卓美紅（2008）研究結(jié)果表明3歲兒童已經(jīng)開始理解他人混合情緒。

而另一些研究涉及兒童對自身混合情緒的理解，盡管這些研究以兒童語言能力發(fā)展為基礎，但研究結(jié)果仍然很有意義。Whitesell，Harter（1989）發(fā)現(xiàn)，9-12歲的兒童可以清楚地回憶起他們感到既開心又傷心的情景。Larsen等人（2001）測試記錄了人們在觀看影片前后的情緒體驗，發(fā)現(xiàn)在觀看引發(fā)混合情緒的影片后約有50%的被試報告同時感到高興和悲傷兩種情緒。

那么，對他人混合情緒理解和對自身混合情緒理解有什么樣的關系呢？Larsen等人（2007）通過探測 5-12歲兒童在觀看動畫電影之后的情緒體驗，以探究兒童對自身和他人不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解。研究發(fā)現(xiàn)報告他人體驗到混合情緒的人數(shù)顯著多于自己感受到混合情緒體驗的人數(shù)，報告自身混合情緒的兒童能同時全部報告他人經(jīng)歷混合情緒。這證明，理解他人的混合情緒經(jīng)歷可能是個體對自身混合情緒理解的先決條件。那么，兒童是在與他人（家人、伙伴等）的交往，尤其是與他人情緒的溝通中，先了解到他人的混合情緒，然后才意識到自己所體驗的混合情緒嗎？這有待于進一步的檢驗。

本研究旨在以小學兒童為研究對象，探測兒童對同性質(zhì)混合情緒和對不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解狀況，探測兒童對他人和對自身混合情緒理解的狀況及其相互關系。

2 方法

2.1 被試

抽取石家莊市某小學1-6年級各一個班，共256名小學兒童作為被試，由于個別學生沒按要求完成測驗等原因，最終有效被試為242名。被試分布情況如下：一年級32人，平均年齡7.06歲，男生15人，女生17人；二年級32人，平均年齡8.22歲，男生17人，女生15人；三年級39人，平均年齡9.26歲，男生21人，女生18人；四年級46人，平均年齡10.15歲，男生26人，女生20人；五年級47人，平均年齡11.34歲，男生22人，女生25人；六年級46人，平均年齡11.89歲，男生24人，女生22人。.

2.2 研究材料

以國內(nèi)外以往研究中被公認為能夠引發(fā)兒童混合情緒的經(jīng)典故事情景為材料。

2.3 施測與實驗方法

對各年級被試采用半結(jié)構(gòu)式訪談法和測驗法?？紤]到1年級和2年級被試書面表達能力較弱，采取單獨訪談的方式；3-6年級被試采取集中施測的方式；主試由發(fā)展心理學專業(yè)的研究生擔任。

為了避免干擾，保證實驗效果，不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解訪談在同性質(zhì)混合情緒理解一星期后進行。其中對他人混合情緒的理解采用簡單解釋任務、解釋探測任務兩類任務。前者即向兒童講述故事，并告訴兒童故事主人公體驗的混合情緒，讓兒童分別簡單解釋情緒產(chǎn)生的原因；后者是向兒童敘述故事，讓被試推測主人公的情緒并解釋情緒產(chǎn)生的原因。對自身混合情緒理解采用解釋探測任務和回憶自己的經(jīng)歷任務，其中解釋探測任務隨機選取有提示和無提示兩類。前者是讓被試想象自己遇到引發(fā)混合情緒的情景時的情緒體驗，提示被試是否感到混合情緒，但讓被試根據(jù)自己的實際情況回答；后者是讓被試想象自己遇到引發(fā)混合情緒的情景時的情緒體驗，并根據(jù)自己的體驗回答感受到的情緒，被試不被提示混合情緒，但在被試只回答一種情緒時，主試追問，還有其他情緒嗎？啟發(fā)其講述自己混合情緒的經(jīng)歷。

2.4 評分標準

對他人同性質(zhì)混合情緒理解的評分標準：簡單解釋任務時，能合理說明一種情緒的原因計1分，合理說明兩種情緒的原因計2分。解釋探測任務時，能指出一種情緒并合理說明原因計1分，指出兩種同性質(zhì)情緒并合理說明原因計2分。

對自身同性質(zhì)混合情緒理解的評分標準：無論是提示還是無提示解釋探測任務，回答一種并合理解釋原因計1分，回答兩種情緒并合理解釋原因計2分。能講述自己的同性質(zhì)混合情緒的經(jīng)歷計1分。

3 研究結(jié)果

3.1 對他人混合情緒理解的基本情況

對各年級不同任務中對各情景做出混合情緒理解的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的百分比進行匯總，匯總結(jié)果見表l。

3.2 對他人混合情緒理解的年級、性別和任務類型效應

為了進一步考察小學兒童對他人混合情緒理解的影響效應，對同性質(zhì)和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解數(shù)據(jù)進行6（年級）×2（性別）×2（任務類型）的多因素方差分析，所得數(shù)據(jù)見表2。

從表2的方差分析結(jié)果可以看出，在對他人同性質(zhì)混合情緒理解上，小學兒童的能力年級主效應非常顯著（F=6.605，p<0.001）；性別主效應不顯著（F=0.357，p>0.01）；任務類型主效應顯著（F=57.145，p<0.001）；年級和任務類型的交互作用非常顯著（F=5.215，p<0.001）；其他交互作用均不顯著。在對他人不同性質(zhì)（沖突）混合理解上，存在顯著的年級效應（F=11.381，p<0.001）；性別主效應不顯著；任務類型主效應顯著（F=598.864，p<0.001；年級與任務類型的交互作用顯著（F=18.485，p<0.001）；年級與性別、性別與任務類型、年級、性別與任務類型的交互作用不顯著。

對他人同性質(zhì)混合情緒理解得分進行年級差異的多重比較發(fā)現(xiàn)，1年級與2-6年級得分均存在顯著差異（MD=-0.281，p<0.05；MD=-0.471，p<0.001；MD=-0.440，p<0.001；MD=-0.598，p<0.001；MD=0.668，p<0.001）。2年級5、6年級差異顯著（MD=-0.317，p<0.0l；MD=-0.386，p<0.01）。4年級與6年級存在顯著性差異（MD=-0.227，p<0.05）。

對他人不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解得分的年級效應進行多重比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1年級與2-6年級之間均存在顯著差異（MD=-0.266，p<0.01；MD=-0.452，p<0.001；MD=-0.494。p<0.001：MD=-0.601，p<0.001；MD=-0.694，p<0.001）。2年級與4、5、6年級均存在顯著差異（MD=-0.228，p<0.05；MD=-0.336，p<0.001；MD=-0.346，p<0.001）。其他年級之間差異不顯著。

3.3 對自身混合情緒理解的基本情況

對各年級不同任務中對各情景做出混合情緒理解的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的百分比進行匯總，匯總結(jié)果見表3。

3.4 對自身混合情緒理解的年級、性別和任務類型效應

為了進一步探討小學兒童不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解能力的影響效應，對自身不同質(zhì)（沖突）混合情緒提示和無提示探測任務得分進行6（年級）×2（性別）×2（任務類型）的多因素方差分析，分析結(jié)果見表4。

由表4可見，對自身同性質(zhì)混合情緒理解的得分年級差異顯著（F=12.145，p<0.001）；對自身同性質(zhì)混合情緒理解的得分任務類型差異顯著（F=10.779，p<0.01）；性別差異和各因素的交互作用均不顯著。進行年級的多重比較發(fā)現(xiàn)，1年級與3年級、5年級和6年級差異顯著（MD=-0.312，p<0.01；MD=-0.970，p<0.001；MD=-1.119，p<0.001）。2年級與5，6年級之間差異非常顯著（MD=-0.657，p<0.001；MD=-0.807，p<0.001）。3年級與5，6年級差異非常顯著（MD=-0.629，p<0.001；MD=-0.778，p<0.001）。其他年級之間差異不顯著。

小學兒童對自身不同質(zhì)（沖突）混合情緒理解的探測任務年級主效應顯著（F=2.471，p<0.05）；任務類型主效應顯著（F=6.586，p<0.05）；性別主效應和各因素之間的交互作用均不顯著。對年級效應進行多重比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1，2年級與5，6年級差異顯著（MD=-0.309，p<0.05；MD=-0.416，p<0.01）。其他年級之間差異不顯著。

3.5 混合情緒理解中對他人與對自身的對比

對同性質(zhì)混合情緒理解中他人和自身在相同故事情景下的解釋探測任務得分進行相關分析，發(fā)現(xiàn)Pearson相關系數(shù)r=0.416，p<0.001，相關非常顯著。對他人和對自身混合情緒的解釋探測任務做相關樣本t檢驗，發(fā)現(xiàn)差異非常顯著（t=5.479，p<0.001）。

對不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解中他人和自身在相同故事情景下的解釋探測任務得分進行相關分析，發(fā)現(xiàn)Pearson相關系數(shù)r=0.540，p<0.001，相關非常顯著。進一步檢驗其相關性，進行相關樣本t檢驗，所得數(shù)據(jù)顯示差異不顯著（t=0.102，p>0.05）。

4 討論

4.1 小學兒童混合情緒理解的年齡差異

本研究發(fā)現(xiàn)小學兒童的混合情緒理解能力在同性質(zhì)混合情緒和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒兩個方面均存在顯著的年齡差異。具體表現(xiàn)為，相對于低年級兒童，高年級兒童能更好的完成混合情緒理解任務。在10-1l歲，兒童已經(jīng)掌握了對他人混合情緒理解的能力，不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解比同性質(zhì)混合情緒的理解發(fā)展較晚。但只表現(xiàn)在解釋探測任務中，對于簡單解釋任務，同性質(zhì)與不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒水平4年級兒童均已經(jīng)掌握。小學兒童已經(jīng)基本具備對他人混合情緒的理解能力，但是在解釋探測任務上，仍然有待提高。在對自身混合情緒理解上，5，6年級水平顯著高于l，2年級兒童，但在整個小學階段，小學兒童對自身混合情緒的理解仍然處于較低水平。這與Harter等人（1987）的結(jié)論一致，即兒童在11歲掌握混合情緒理解。與王小英等（2010）和宋克霞（2009）的研究結(jié)果一致，即兒童在6-7歲開始理解混合情緒。但與卓美紅（2008）的研究結(jié)果差異很大，這有可能是由于采用的回答方式不同導致，卓美紅的研究采取備好選項讓兒童選擇的方式進行，本研究采用讓兒童根據(jù)情況自己報告情緒體驗的方式。

4.2 小學兒童同性質(zhì)與不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解差異

研究發(fā)現(xiàn)，除對他人的同性質(zhì)與不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解中的簡單解釋任務得分不存在顯著差異，其他任務類型和總得分均存在顯著差異。小學兒童的混合情緒理解能力存在著混合情緒類型的差異，小學兒童對不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解明顯滯后于同性質(zhì)混合情緒的理解。在對他人混合情緒理解的解釋探測任務、對自身的探測任務和回憶任務同性質(zhì)與不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解都存在顯著差異。只有在對他人混合情緒理解的簡單解釋任務中，同性質(zhì)與不同性質(zhì)（沖突）混合情緒理解差異不顯著。這也說明兒童對混合情緒理解的簡單解釋任務能力發(fā)展較早，在低年級就已經(jīng)發(fā)展，而其他能力發(fā)展較晚，在低年級階段只是剛剛起步。這與Harter的結(jié)論一致，即兒童先掌握同性質(zhì)的混合情緒，再掌握不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒。

4.3 小學兒童對他人與自身混合情緒理解的差異

研究結(jié)果表明，對他人與對自身混合情緒理解存在顯著相關，而且從個人理解混合情緒的情況來看，在對他人任務中報告混合情緒的被試，同時也都在對自身任務中報告混合情緒。這與Larsen（2007）的研究結(jié)果一致。兩項研究結(jié)果均表明兒童對他人混合情緒的理解是對自身混合情緒理解的基礎?？梢姡瑑和窃谂c其他人談論或分享情緒感受的過程中產(chǎn)生并發(fā)展了混合情緒理解能力，并逐漸運用到自身的情緒理解中。

本研究結(jié)果說明雖然兒童已經(jīng)能夠理解他人混合情緒產(chǎn)生的原因并作出相應的行為反應，但是當自身在經(jīng)歷這樣類似的情景時，卻往往根據(jù)自己的喜好或其他人的評判標準只選取其中的一種情緒報告。在對他人不同性質(zhì)混合情緒的理解上，兒童已經(jīng)能夠分析并理解這種不同性質(zhì)（沖突）的混合情緒。但遇到讓自己想象自己遇到這種情景時仍然只會報告一種情緒體驗。兒童的回答往往加入個人的喜好和價值判斷。

5 結(jié)論

小學兒童混合情緒理解水平存在顯著的年齡效應，呈現(xiàn)出隨年齡增大混合情緒理解水平逐漸提高的發(fā)展趨勢。對他人和對自身，對他人混合情緒的理解是對自身混合理解的基礎，不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解能力發(fā)展較晚。兒童在同性質(zhì)和不同性質(zhì)（沖突）混合情緒的理解能力上存在顯著差異。