學齡兒童對真實自豪和自大自豪的理解*

廖一帆 翟舒怡 何 潔

（1.福建江夏學院設計與創(chuàng)意學院，福州 350108；2.浙江大學心理與行為科學系，杭州 310028）

1 引言

自豪是一種積極的自我意識情緒，反映積極的自我表征（Lewis et al.，1989）。它不僅能夠促進個體內(nèi)化標準或追求目標（Bagozzi et al.，2018），還關系著人際關系的建立和社會地位的獲得（Mercadante et al.2021；Witkower et al.，2022；王昱文等，2011）。因此，理解自豪情緒對兒童的自我和社會發(fā)展都有重要意義。兒童在3 歲后體驗到自豪情緒，4 歲兒童能初步識別自豪表情是有別于快樂的（Tracy et al.，2005），但直到8 歲兒童才開始基于行為歸納推理自豪情緒，并能明確理解自豪是有別于快樂的特殊情緒（Thompson，1987）。

自我意識情緒模型提出自豪包含真實自豪和自大自豪兩個維度（Tracy&Robins，2007）。真實自豪是成就取向的自豪，是對自我價值的真實感受；自大自豪是自我中心取向的自豪，是個體對于自我價值的夸大。該兩維度模型在中國、美國和韓國等文化背景下均得到了驗證（Shi et al.，2015）。近年來的研究證實了真實自豪和自大自豪是完全獨立的兩個成分（Dickens&Robins，2022），對個體的自我控制、社會交往等方面具有不同影響（Ho et al.，2016；Mercadante et al.2021；侯璐璐等，2016）。那么，兒童何時理解真實自豪和自大自豪？哪些信息是兒童理解真實自豪和自大自豪的重要因素？

目前關于自豪的發(fā)展研究大多將其作為單一維度進行考察（Thompson，1987；Gürel et al.，2020；王昱文等，2011）。僅有一篇相關研究探究了兒童對真實自豪和自大自豪的情緒識別（Nelson &Russell，2015）。該研究發(fā)現(xiàn)兒童對自豪情緒的識別從單一維度逐漸發(fā)展為兩維度，6～7 歲兒童無法識別自大和真實自豪情緒；8～9 歲兒童僅能識別自大自豪，而對真實自豪情緒的識別率僅為30%；直到11 歲，兒童才能對兩者進行準確識別。這一研究呈現(xiàn)了兒童識別和分辨兩種自豪情緒的發(fā)展軌跡，但尚不明確兒童基于行為情境推斷真實自豪和自大自豪情緒的發(fā)展過程。

自我意識情緒模型（Tracy &Robins，2004）認為，真實自豪和自大自豪由個體不同的歸因方式引起。真實自豪是由內(nèi)部的、不穩(wěn)定的、可控的歸因引起的，典型的表現(xiàn)是努力歸因；而自大自豪是由內(nèi)部的、穩(wěn)定的、不可控的歸因引起的，典型的表現(xiàn)是能力歸因。實證研究發(fā)現(xiàn)，成人被試在想象自己通過努力取得成功后感受到了較多的真實自豪，而想象自己憑借能力得到成功后感受到了更多的自大自豪（Tracy&Robins，2007）。并且，在推斷他人自豪情緒時也有相似的結果（Tracy&Prehn，2012）。因此，努力和能力信息可能是兒童區(qū)分理解真實自豪和自大自豪情緒的重要依據(jù)。已有研究表明，8 歲兒童能夠基于努力因素推測自豪情緒（Thompson，1987；Graham，1988），但這些研究沒有區(qū)分探討真實自豪和自大自豪。

對情緒的社會評價反映了更深層次的情緒理解。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)真實自豪會留下積極的社會印象，激發(fā)他人善意的嫉妒；自大自豪會留下的消極的社會印象，激發(fā)他人惡意的嫉妒（Wubben et al.，2012；Lange&Crusius，2015）。自豪情緒的社會評價決定了個體的情緒表達和情緒分享（Webb et al.，2016），對理解兒童真實自豪和自大自豪具有重要作用。

本研究通過情景故事設定努力信息與能力信息探究兒童對真實自豪和自大自豪的理解，并探究兒童對兩種情緒的社會評價。8 歲兒童具備根據(jù)他人行為信息推測自豪情緒（盡管是單一維度自豪情緒，Thompson，1987），并且在表情識別中初步開始區(qū)分認知兩種自豪表情；而11 歲兒童對自豪情緒的認識已趨于成熟（Nelson &Russell，2015）。因此，本研究選取8 歲和11歲兒童，通過兩個研究系統(tǒng)探討兒童對真實和自大自豪情緒的理解。研究1 考察兒童對不同努力程度的主人公的真實自豪和自大自豪的推理和社會評價，探究兒童基于努力信息理解兩維度自豪情緒的能力；研究2 在研究1 的基礎上，同時操縱努力和能力信息，探究兒童對不同努力程度和能力水平的主人公真實自豪和自大自豪的推理和社會評價，探究兒童如何基于努力和能力信息理解兩維度自豪情緒。研究假設，兒童推斷高努力水平的主人公具有更高的真實自豪并給予更高的社會評價，而高能力水平的主人公具有更高的自大自豪并給予較低的社會評價；11 歲兒童比8 歲兒童更多地基于努力信息推斷出真實自豪并給予更高的社會評價，更多地基于能力信息推斷出自大自豪并給予較低的社會評價。

2 研究1 兒童基于努力信息的自豪情緒理解

2.1 方法

2.1.1 被試

根據(jù)前人研究結果（Tracy &Robins，2007），本研究使用G*Power 計算樣本量，設置Cohen’s f=0.40，ɑ=0.05，1-β=0.8，重復測量相關系數(shù)采用默認數(shù)值0.5，計算得到每個年齡組的樣本量至少為15?？紤]到兒童的個體差異可能比較大，研究適當擴大了樣本量。研究在杭州市某小學的二年級和五年級分別招募8 歲兒童30 名（15 名男孩，年齡7.78±0.40 歲，年齡范圍7.33～8.83 歲）和11 歲兒童40 名（22 名男孩，年齡11.22±0.28 歲，年齡范圍10.83～11.83 歲）。

2.1.2 研究材料

自豪情緒詞匯。參考Shi 等人（2015）和預實驗（見補充材料），以自信和成功為真實自豪詞匯，以得意和驕傲為自大自豪詞匯。

自豪情緒故事。改編自Tracy 和Robins（2007）的研究材料，設置高/ 低努力條件故事各2 個（見補充材料）。高努力條件的故事強調(diào)了主人公付出的努力，低努力條件的故事強調(diào)了主人公沒有努力，兩種條件的主人公均表示體驗到自豪。故事主人公與兒童的性別匹配。

操作檢驗：為了控制主人公的能力因素，兒童在5 點量表上分別對主人公的努力和能力進行評價。配對樣本t 檢驗顯示，高努力條件主人公的努力評分（4.72±0.50）顯著高于低努力條件（2.70±0.98），t（69）=15.53，p<0.001，Cohen’s d=1.86，BF10>100。高努力條件（4.20±0.65）和低努力條件（4.11±0.77）主人公的能力評分不存在顯著差異，t（69）=0.95，p=0.35，BF10=0.20。因此，在不影響主人公能力的前提下，研究1 成功操縱了努力程度。

2.1.3 研究流程與設計

采用被試內(nèi)設計，故事順序在被試間平衡。每個被試聽取4 個故事并回答一系列問題（如圖1）。

圖1 研究流程

情緒評定。兒童評定主人公在“得意的”“驕傲的”“自信的”“成功的”4 個情緒詞匯上的情緒強度（1=一點也不，5=非常）?！暗靡獾摹焙汀膀湴恋摹钡脑u分顯著高相關（r=0.71，p<0.001），平均合并為自大自豪分數(shù)；“自信的”和“成功的”的評分顯著高相關（r=0.51，p<0.001），平均合并為真實自豪分數(shù)。

社會評價。兒童對主人公進行社會評價（Lockhart et al.，2017）：1.朋友數(shù)量。推測主人公會有多少朋友（1=一個也沒有，5=幾乎所有人）。2.社會偏好。兒童對故事主人公的喜歡程度（1=非常不喜歡，5=非常喜歡）。兩者顯著相關（r=0.65，p<0.001），平均合并為社會評價分數(shù)。

2.2 結果

情緒評定。不同年齡階段兒童對兩種情景下主人公真實自豪和自大自豪的評定結果見表1。將年齡組（8 歲vs.11 歲）、條件（高努力vs.低努力）和情緒類型（真實自豪vs.自大自豪）作為因子進行2×2×2方差分析。結果顯示，條件主效應顯著，高努力條件的情緒評分低于低努力條件，F(xiàn)（1，68）=10.45，p=0.002，η2p=0.13，BF10=5.14。情緒類型主效應顯著，真實自豪的情緒評分高于自大自豪，F(xiàn)（1，68）=62.94，p<0.001，η2p=0.48，BF10>100。條件×情緒類型交互效應顯著（如圖2），F(xiàn)（1，68）=37.83，p<0.001，η2p=0.36，BF10>100。事后比較發(fā)現(xiàn)高努力條件的真實自豪評分顯著高于低努力條件，t（69）=3.10，p=0.003，Cohen’s d=0.37，BF10=10.14；高努力條件的自大自豪評分顯著低于低努力條件，t（69）=-5.59，p<0.001，Cohen’s d=-0.67，BF10>100。年齡的主效應和交互作用均不顯著，ps>0.11，BF10<1.14?？刂菩詣e因素后得到了一致的結果。

表1 情緒評定和社會評價結果（M±SD）

圖2 兒童的情緒評定結果

社會評價。將年齡組（8 歲vs.11 歲）和條件（高努力vs.低努力）作為因子進行2×2 混合方差分析。結果發(fā)現(xiàn)，高努力條件主人公的社會評價顯著高于低努力條件，F(xiàn)（1，68）=71.32，p<0.001，η2p=0.51，BF10>100。8 歲兒童對主人公的社會評價高于11歲兒童，F(xiàn)（1，68）=19.77，p<0.001，η2p=0.23，BF10=26.26。年齡組×條件的交互作用顯著，F(xiàn)（1，68）=12.30，p=0.001，η2p=0.15，BF10=80.06。事后比較發(fā)現(xiàn)，兩組兒童對高努力主人公的評價都顯著高于低努力主人公（t（29）=3.27，p=0.002，Cohen’s d=0.60，BF10=18.46；t（39）=9.12，p<0.001，Cohen’s d=1.44，BF10>100）。另外，兩個年齡段兒童對高努力主人公的社會評價無顯著差異，t（68）=-1.26，p=0.21，BF10=0.49；但11 歲兒童對低努力主人公的社會評價顯著低于8歲兒童，t（68）=-4.66，p<0.001，Cohen’s d=-0.56，BF10>100。

綜上，研究1 說明8 歲兒童已經(jīng)認識到努力的個體成功后會體驗到較多的真實自豪和較少的自大自豪，并給予更高的社會評價。11 歲兒童比8 歲兒童給予低努力個體更低的社會評價。這些發(fā)現(xiàn)與研究假設一致。研究2 將同時操縱努力和能力因素，進一步探究兩者對兒童理解真實自豪和自大自豪的作用。

3 研究2 兒童基于努力和能力信息的自豪情緒理解

3.1 方法

3.1.1 被試

研究在杭州市某小學的二年級和五年級分別招募8 歲兒童24 名（12 名男孩，年齡7.91±0.46 歲，年齡范圍7.08～8.92 歲），11 歲兒童24 名（12 名男孩，年齡10.77±0.31 歲，年齡范圍10.33～11.25 歲）。

3.1.2 研究材料

自豪情緒故事改編自Tracy 和Robins（2007）的研究材料，設置努力條件和能力條件故事各2 個（見補充材料）。努力條件的故事強調(diào)了主人公能力不強但付出了努力；能力條件的故事強調(diào)了主人公的能力且其沒有努力。

操作檢驗：為強化兒童對主人公能力大小的認知（Muradoglu&Cimpian，2020），主試詢問了兒童“××認為考試（比賽）有多難？”并要求其進行五點評價（1=很簡單，5=很難）。接著主試詢問兒童“××多有能力？”“××多努力？”兒童分別對問題進行五點評價（1=一點也不，5=非常）。配對樣本t檢驗顯示，能力條件（2.01±1.02）主人公的難度感知評分顯著低于努力條件（4.14±0.63），t（47）=-14.24，p<0.001，Cohen’s d=-2.06，BF10>100。能力條件（3.45±1.13）主人公的努力評分顯著低于努力條件（4.71±0.47），t（47）=-6.82，p<0.001，Cohen’s d=-0.98，BF10>100。能力條件（4.51±0.65）主人公的能力評分顯著高于努力條件（3.04±0.76），t（47）=11.21，p<0.001，Cohen’s d=1.62，BF10>100。因此，研究2 的兩個實驗條件同時操縱了能力和努力兩個因素。

3.1.3 研究流程與設計

與研究1 一致。

3.2 結果與分析

情緒評定。表2 列出了兒童對主人公真實自豪和自大自豪的評定結果。將年齡組（8 歲vs.11 歲）、條件（能力條件vs.努力條件）和情緒類型（真實自豪vs.自大自豪）作為因子進行2×2×2 方差分析，發(fā)現(xiàn)情緒類型主效應顯著，F(xiàn)（1，46）=57.57，p<0.001，η2p=0.56，BF10>100，真實自豪評分顯著高于自大自豪。條件主效應顯著，F(xiàn)（1，46）=31.91，p<0.001，η2p=0.41，BF10>100，能力條件主人公的自豪情緒評分顯著高于努力條件（如圖3）。事后檢驗發(fā)現(xiàn)能力條件主人公真實自豪評分顯著高于努力條件，t（47）=3.77，p<0.001，Cohen’s d=0.54，BF10=58.87。能力條件主人公自大自豪評分同樣顯著高于努力條件，t（47）=5.07，p<0.001，Cohen’s d=0.73，BF10>100。其余主效應與交互作用均不顯著，ps>0.33，BF10<0.47。

表2 情緒評定和社會評價結果（M±SD）

圖3 兒童的情緒評定結果

社會評價：將年齡組（8 歲vs.11 歲）和條件（能力條件vs.努力條件）作為因子進行2×2 混合方差分析。結果發(fā)現(xiàn)，努力條件主人公的社會評價顯著高于能力條件，F(xiàn)（1，46）=4.14，p=0.048，η2p=0.083，BF10=1.82。年齡組的主效應顯著，F(xiàn)（1，46）=7.26，p=0.01，η2p=0.14，BF10=1.93，8 歲兒童對主人公的社會評價高于11 歲兒童。年齡組和條件的交互作用不顯著，F(xiàn)（1，46）=2.88，p=0.097，BF10=1.17。

研究2 發(fā)現(xiàn)兒童認為能力條件的主人公比努力條件的主人公體驗更多的自大自豪，同時給予其較低的社會評價，這與研究假設一致。兒童認為能力條件的主人公比努力條件的主人公體驗更多的真實自豪，這與研究假設不同，將在下文進一步討論。11 歲兒童比8 歲兒童給予主人公更低的社會評價，與研究假設部分一致，將在下文一并討論。

4 總討論

本研究首次對兒童真實自豪和自大自豪的情緒理解進行探究，發(fā)現(xiàn)8 歲兒童已經(jīng)能夠理解真實自豪和自大自豪，努力和能力信息是兒童推斷真實自豪和自大自豪的重要依據(jù)。并且，相比于自大自豪，兒童給予真實自豪更高的社會評價。

學齡兒童認為付出較少努力就成功的個體體驗到較多的自大自豪，付出較多努力取得成功的個體會體驗到較多的真實自豪，這與前人對于成年人的研究結果一致（Tracy&Robins，2007），這一結果說明8 歲兒童已經(jīng)對自豪的兩個成分有了深入理解。前人研究發(fā)現(xiàn)直到11 歲兒童才能夠從面部表情和身體姿勢中正確識別真實自豪和自大自豪（Nelson&Russell，2015）。本研究發(fā)現(xiàn)，8 歲兒童已經(jīng)能夠基于不同成就情景歸納推斷真實自豪和自大自豪，早于兒童對兩種自豪情緒的非言語表達的識別。作為重要的自我意識情緒，兩維度自豪的習得可能更依賴于兒童對個體不同歸因方式的理解；而其識別需要在日常生活中結合情境信息和動態(tài)行為信息逐漸習得。

在同時操縱了能力和努力信息后，兒童認為高能力低努力的個體比低能力高努力的個體具有更多的真實自豪和更多的自大自豪。這與Tracy 等人的結果（Tracy&Robins，2007）部分一致。首先，本研究發(fā)現(xiàn)8 歲組和11 歲兒童均認為高能力低努力的個體比低能力高努力的個體具有更多的自大自豪。這一結果與研究1 中兒童認為低努力者更多自大自豪一致。中國文化將努力視為個體的重要品質(zhì)（Ng &Wei，2020），在教育中也引導孩子勤奮努力，例如“書山有路勤為徑”“業(yè)精于勤”。我國兒童對自豪的認知也符合這一點，認為通過努力獲得成功的個體并非自大的。其次，8歲組和11 歲組兒童均認為高能力低努力的個體比低能力高努力的個體具有更高的真實自豪，這一結果與Tracy 的成人研究結果及其對兒童的理論推論并不相同。本研究結果表明了兒童對于能力的認同，認為有能力者應當為自身價值感到真實自豪。這一認知可能源于學齡兒童對能力的認識。這一階段的兒童傾向于認為能力是可變的，而非穩(wěn)定的、遺傳的特質(zhì)，他們認為能力是可以通過學習、訓練不斷提升的（Dweck，1986；Cheng &Hau，2003；Heyman&Giles，2004；Kim&Park，2021）。這一認知是兒童在社會化過程中，不斷試錯、探索、學習的重要心理基礎（Lockhart et al.，2002）。基于兒童能力可變的認知，兒童可能會認為本研究中高能力低努力者雖然未在當下任務中努力，但在之前已經(jīng)付出相當努力以達到高能力水平，從而將其評價為具有更高的真實自豪。未來研究可以圍繞能力認知對兒童兩維度自豪情緒的理解作進一步深入探討。

本研究探究了兒童對兩種自豪情緒的社會評價，進一步說明了兒童對于兩者的態(tài)度區(qū)分在學齡初期已經(jīng)形成。研究1 發(fā)現(xiàn)8 歲和11 歲兒童均給予高努力個體更高的社會評價，這說明他們理解真實自豪情緒基于個體真實的自我價值，這一價值符合社會標準并受到社會認可。8 歲和11歲兒童均給予低努力個體較低的社會評價，但11 歲兒童對低努力個體的社會評價顯著低于8 歲兒童。同樣，研究2 也發(fā)現(xiàn)11 歲兒童給予更低的社會評價。這可能是因為隨著年齡增長，兒童對于自豪情緒表露的態(tài)度有所變化。先前研究發(fā)現(xiàn)，11 歲兒童比7 歲兒童更傾向于認為成績好的人不應該將自己的成績告訴成績差的人，并在陳述理由時更多提及了情緒（Zhang et al.，2015）。本研究的結果提示，兒童分享成就事件的策略變化或許與自大自豪的社會評價密切相關，當兒童充分認識到自大自豪帶來消極的社會評價后會避免向其他人炫耀自己。對于真實和自大自豪的社會評價有助于兒童調(diào)節(jié)自身的情緒表達，有利于兒童的社會適應。

5 結論

（1）兒童能夠根據(jù)努力信息區(qū)分真實自豪和自大自豪，認為努力情景下個體感受到更多的真實自豪；（2）兒童認為在能力情景下個體感受到較多的真實自豪和自大自豪；（3）相比自大自豪，兒童給予真實自豪更高的社會評價。