谁来做选择？选择对学龄前儿童分享行为及感受的影响*

吴文清 张沁圆 赵 欣

谁来做选择？选择对学龄前儿童分享行为及感受的影响*

吴文清1,2张沁圆3赵 欣4

(1华东师范大学心理与认知科学学院, 上海 200062) (2北京师范大学珠海校区教育学院, 广东 珠海 519087) (3美国哥伦比亚大学教师学院, 纽约 NY10027) (4华东师范大学教育学部教育心理学系, 上海 200062)

本文探究选择对学龄前儿童分享行为及感受的影响。实验1将儿童随机分配到3个条件(儿童自己选择、母亲选择和主试选择是否分享贴纸), 测量儿童的主观感受以及在新情境中的分享行为, 儿童母亲填写母子关系质量问卷。结果发现, 母子关系质量调节了选择条件对儿童分享感受的影响。实验2采用类似的方法探究母亲选择时是否提供合理理由对儿童分享的影响。发现, 尽管在当下的情境中儿童都遵循母亲的选择, 但在后续的新情境中, 儿童在母亲给出合理理由时比没有合理理由时表现出更多的分享行为。这些结果表明, 母亲做选择并不一定会降低分享行为和感受, 积极母子关系和合理的理由对于母亲做选择时儿童的分享动机有一定的保护作用。

亲社会动机, 选择, 分享, 社会认知发展, 学龄前儿童发展

1 引言

亲社会行为是指个体表现出的对他人有益的行为(Tomasello, 2009), 对于个体在社会中生存以及获得幸福感起着重要的作用(Hamlin et al., 2007; 杨莹, 寇彧, 2015)。儿童早期是诸如分享、助人、安慰等亲社会行为发展的重要时期(Martin & Olson, 2015; Wu & Su, 2014)。尽管研究者们对儿童在早期就表现出亲社会行为基本达成一致, 但对于儿童亲社会行为背后的动机则存在不同的观点(Martin & Olson, 2015; 杨莹, 寇彧, 2017)。所谓动机是指决定行为强度和方向的一种内在过程(Ryan & Deci, 2000a; Slavin, 2006)。有研究认为幼儿的亲社会行为主要源于内在的亲社会动机(Hepach et al., 2013; Rapp et al., 2017; Warneken & Tomasello, 2008; 2012), 但亦有研究者认为早期亲社会行为可能是多种动机因素所推动(如, 他人的期待、声誉管理等)的(Martin & Olson, 2015)。本文将关注选择对儿童的亲社会行为以及主观感受的影响。近期针对西方儿童的研究表明, 相比于儿童自己进行选择, 他人的直接指导与命令可能会削弱儿童的亲社会动机(Rapp et al., 2017)。但越来越多的研究启示我们, 东西方儿童对于选择的看法可能有所不同(Zhao & Kushnir, 2019; Zhao et al., 2021), 自己选择或他人选择对于儿童行为动机的影响也可能因文化而异(Bao & Lam, 2008)。因而, 在中国文化的背景下探究选择对亲社会行为的影响具有重要意义。本文将探究选择的自由、亲子关系以及他人选择的合理性对儿童亲社会行为及主观感受的影响。

1.1 选择与亲社会行为

研究表明, 在学龄前阶段, 儿童对于选择有一定的理解。随年龄增长, 儿童对于自己在各种各样的情境下所面临的选择和相应的限制有愈加成熟的理解(Kushnir et al., 2015; Zhao et al., 2021)。近期, 研究者开始关注选择对于儿童的道德和亲社会行为的影响(Chernyak & Kushnir, 2013; Josephs et al., 2016; Rapp et al., 2017)。Rapp等人(2017)探究了选择的自由对德国5岁儿童的助人动机的影响, 结果发现, 那些自己选择去帮助他人的儿童要比那些被要求去帮助他人的儿童, 表现出更高的亲社会动机(Rapp et al., 2017)。取样于美国儿童的一项研究也表明, 当学龄前儿童自己选择进行分享时, 要比没有选择时, 在后续的新的分享情境中表现出更高的亲社会行为(Chernyak & Kushnir, 2013)。这些研究表明, 对于西方儿童来说, 给儿童选择的自由可以提升其亲社会动机及行为。

有研究者从自主性(autonomy)的角度解释上述研究结果。自主性是指行为主体感觉自己是自身行为的创造者, 而非感觉到行为受到外在因素的强迫和控制时的体验(Kasser & Ryan, 1999; 杨莹, 寇彧, 2017)。自我决定理论(Self-Determination Theory, SDT)认为, 当自主性被满足时, 行为主体会有更高的行为动机(Rapp et al., 2017; Ryan & Deci, 2000a; Ryan & Deci, 2000b)。对于亲社会行为来说, 有研究表明, 自主性动机可以提升行动者积极的主观体验并促进其亲社会行为的维持(杨莹, 寇彧, 2017)。相反, 外在的物质奖励等对于儿童的亲社会行为没有提升作用, 反而可能会削弱儿童后续的亲社会行为(Warneken & Tomasello, 2008; 2012)。

1.2 文化与选择

然而, 以往有关选择对亲社会行为及动机的影响的研究主要局限于西方儿童, 而自主性的具体实现以及对于行为动机的影响可能因文化不同。针对欧裔美国儿童和亚裔美国儿童的跨文化研究发现, 相比于自己做出选择, 亚裔美国儿童在父母为自己做出选择的情况下有更强的动力去完成被选择的字谜任务; 而欧裔美国儿童则在自己做出选择的情况下有更强的动力去完成任务(Iyengar & Lepper, 1999)。这启示我们, 对于受东方文化影响的儿童来说, 他人选择(尤其是, 父母所作出的选择)并不一定就会损害动机。

实际上, 后期的自我决定理论也认为, 自主性的实现并不一定完全要与外在的影响相分离。当行为主体是在认同并整合外在的价值观的基础上行事, 而不是被迫去行事时, 他就是充满自主的(Deci et al., 2008)。也就是说, 一个人完全有可能在认同他人选择的基础上自主地、有动力地践行他人的选择。不同于早期将自主性与关联感(relatedness)对立的观点(Hofstede, 2001; Triandis, 1995), 自我决定理论以及后期的其它理论认为自主性与关联感可以兼容共存, 提出了如连结主控性模型(conjoint model of agency; Markus & Kitayama, 2003)、自主性关联性自我(autonomous-related self; Kagitcibasi, 2005)、群际心理自主(communal psychological autonomy; Keller, 2012)等概念。其中值得特别注意的是, 有研究者正式提出了“独立型自主” (individuating-autonomy)与“关系型自主” (relating-autonomy)的概念(Yeh & Yang, 2006), 认为独立型自主通过鼓励表达区别于他人的个人特征实现自我认同, 而关系型自主强调人可以同时满足关联感和自主性的需要, 即个人可以在与其重要他人的和谐关系中发展出自我认同。研究发现, 独立型自主与关系型自主在中国青少年中均有体现, 是两种共存的发展过程, 它们分别在个体心理与人际关系方面影响青少年的适应性(Yeh & Yang, 2006)。这些理论与实证研究启示我们, 不同文化下的自主性表达可能存在多种形态, 选择对于行为动机的影响也可能存在文化差异。对于中国儿童来说, 自己做选择或他人为自己做选择都有可能满足其自主性需求, 从而促进行为动机。

1.3 关系质量与选择对亲社会动机的影响

虽然关联感与自主性并不矛盾, 但显然并非在所有关系中都能产生关系型自主, 能否实现关系型自主极有可能受到人际之间的关系质量的影响。本研究主要关注亲子关系质量, 并将关系质量操作性地定义为个体间的接纳与拒绝程度(Rohner, 2016)。人际接纳表现为表达爱和情感, 可以促进温暖的人际关系; 人际拒绝则主要表现为敌意与忽视, 会使个体主观上感觉被排斥, 从而损害人际关系(Rohner, 2016)。Iyengar和Lepper (1999)的研究表明, 华裔儿童更有动力遵循与自己关系更好的人(如, 母亲)的选择, 而非陌生人的选择。近期的研究也更直接地表明, 在集体主义文化中, 在他人为自己做出选择时, 儿童完成所选择的任务的动机会受到自己与他人之间的关系质量的影响(Bao & Lam, 2008; Chirkov et al., 2003)。一项对中国香港儿童的研究发现, 选择的自由对10～11岁的小学儿童学习动机的影响受到亲子关系的调节作用, 当帮儿童做选择的母亲与儿童关系积极时, 儿童遵循母亲选择时的学习动机跟自己做选择时一样强, 而当母亲与儿童关系消极时, 儿童遵循母亲选择时的学习动机则低于自己做选择时的动机水平(Bao & Lam, 2008)。还有研究表明, 父母、教师与儿童之间的关联程度对儿童的动机取向和学业成就有很大的影响(Furrer & Skinner, 2003; Grolnick et al., 1991; Moss & St- Laurent, 2001)。对这些结果, 研究者们基于自我决定理论进行解释, 当他人为儿童做选择时, 儿童更有可能内化那些自己信赖的、与自己关系积极的他人所作出的选择, 从而表现出较强的行为动机(Bao & Lam, 2008; Deci & Ryan, 2000)。

这启示我们, 至少在学业领域, 做选择的人与儿童间的关系质量能够调节选择的自由对行为动机的影响。然而, 这些研究大部分集中在学业动机领域, 且主要针对于10岁以上的小学高年级及以上的儿童(如, Bao & Lam, 2008)。而如前文所述, 学龄前儿童对于选择这一概念已有一定的理解(如, Zhao et al., 2021), 且学龄前阶段是亲社会行为发展的重要阶段(如, Wu & Su, 2014; 杨莹, 寇彧, 2017)。因此, 本研究的第一个目的为探究学龄前儿童的选择自由与亲社会行为之间的关系是否会受到关系质量的影响。我们猜测, 当母子关系积极时, 母亲为儿童做选择(相比于儿童自己做选择)可能不会损害儿童的亲社会动机及行为; 而当母子关系消极时, 母亲为儿童做选择则很有可能会损害儿童的亲社会动机及行为。

1.4 合理解释对于亲社会行为的影响

除了做选择的人与儿童间的关系质量可能调节选择的自由对儿童行为动机的作用, 他人在做选择时是否给出合理的解释也可能对儿童的亲社会行为及动机产生影响。对2岁左右的幼儿助人行为的研究表明, 成人命令孩子去帮助他人并不会促进幼儿的助人行为(Warneken & Tomasello, 2012)。但也有研究表明, 父母循循善诱式的指导(inductive parenting)可以将儿童的注意力转移到自身行为对他人的影响上, 从而促进亲社会行为(Hoffman, 2000)。因此, 本研究的第二个目的是探究是否提供合理的理由对于他人(如, 母亲)做选择时儿童的亲社会行为及动机的影响。我们推测, 相比于命令式的选择, 在循循善诱的合理选择下(如, 说明选择的原因, 解释行为对他人的影响), 儿童更可能对他人的选择进行内化, 进而表现出更高的亲社会行为。

1.5 研究假设

综上, 本研究将探究选择的自由(即, 自己做选择, 还是他人做选择)、关联感(即, 做选择的他人与儿童之间的关系质量)、选择合理性(即, 做选择的他人是否给出合理的解释)对中国学龄前儿童分享行为及动机的影响。我们之所以研究分享行为是因为分享是一种非常典型且发展较早的亲社会行为(Binmore, 2006; Birch & Billman, 1986), 且有大量过往研究对儿童的分享行为进行了探究(Brownell et al., 2013; Chernyak & Kushnir, 2013; Dunfield et al., 2011; Paulus, 2014)。在实验1中, 我们操纵儿童所经历的选择情境, 设置自己选择条件、以及两种他人选择条件(母亲选择和主试选择)。设置母亲选择条件是由于过往有关选择与行为动机的研究大多选择了母亲这一角色(Bao & Lam, 2008; Iyengar & Lepper, 1999), 且母亲是儿童早期成长的主要照料者, 研究具有现实意义; 而设置主试选择条件则是选取儿童不认识或新认识的个体以便与母亲选择条件进行对照。

由于以往研究表明满足行为主体的自主性的亲社会动机一方面可以提高其实施亲社会行为时的积极主观感受, 另一方面可以促进其亲社会行为的维持(杨莹, 寇彧, 2015), 在本研究中我们主要关注儿童在当下分享任务中的主观感受以及在后续的一个新选择情境中的分享行为。这也是以往对于学龄前儿童亲社会行为及动机的类似研究中采用过的测量方式(Chernyak & Kushnir, 2013; Rapp et al., 2017; 杨莹, 寇彧, 2015)。此外我们测量母亲与儿童的关系质量, 探究其是否会调节中国儿童在不同选择情境下的亲社会行为及感受。我们推测, 选择的自由对亲社会行为及感受的影响可能取决于为儿童作出选择的人与儿童之间的关系质量, 当为儿童做出选择的母亲与儿童的关系积极时, 儿童遵循母亲选择时的行为动机可能与自己做选择时一样强; 而当母子关系消极时, 儿童遵循母亲选择时的动机则低于自己做选择时的行为动机。实验2着重探讨他人选择合理性(即, 是否提供合理的解释)的影响, 设置自己选择、母亲合理选择、母亲不合理选择三种条件, 我们推测, 相比其他两种条件, 母亲合理选择更能促进儿童的亲社会动机。

2 实验1：亲子关系调节选择自由对亲社会动机的影响

2.1 方法

2.1.1 被试

根据G*Power 3.1软件(Faul et al., 2007), 参考以往类似研究的效应量大小(Rapp et al., 2017; Chernyak & Kushnir, 2013), 并考虑到前人研究的实验设计与本文的差异, 设置= 0.4为先验效应量, 计算所需最小样本量为66人(α = 0.05, 检验效力1 − β = 0.80)。来自上海市某幼儿园和江苏省某幼儿园的70名4～5岁学龄前儿童(4.04～5.95 岁,= 5.02,= 0.52, 32男38女)参加了本研究。儿童被随机分配到3种选择条件：自己选择条件(= 21, 平均年龄5.11岁)、母亲选择条件(= 24, 平均年龄4.95岁)、主试选择条件(= 25, 平均年龄5.05岁)。各选择条件组年龄无显著差异(= 0.53)。另外, 自己选择条件及母亲选择条件中的儿童的母亲(= 45)也参与了本研究。所有家长均填写知情同意书, 儿童均提供了口头的知情同意。

2.1.2 实验材料及工具

分享任务中的实验材料包括两只毛绒动物玩偶(小猴、小象; 15 cm × 10 cm × 8 cm); 3个纸盒子(分别属于小猴、小象、儿童; 9.5 cm × 9.5 cm × 5 cm), 玩偶的盒子顶部贴着该玩偶的照片, 儿童自己的盒子则没有照片); 一系列平面卡通贴纸(2.5 cm × 2.5 cm, 如图1所示)和笑脸贴纸(1.5 cm × 1.5 cm, 如图1所示)。

亲子关系质量的测量采用的是《父母接纳−拒绝/控制量表(短版)》(Parent-PARQ/Control-SF) (Rohner, 2005)。总量表共29题, 采用4点计分, 分为5个子量表, 依次为：温暖/爱(8题)、敌意/攻击(6题)、漠视/忽略(6题)、排斥(4题)、约束(5题), 其中前4个量表为亲子关系的4个子量表(共24题)。计分方式为：先求得每个子量表的原始得分, 各子量表原始得分取值范围：温暖/爱(8～32)、敌意/攻击(6～24)、漠视/忽略(6～24)、排斥(4～16); 对于敌意/攻击、漠视/忽略、排斥3个负面子量表, 分别进行反向计分(用100减去原始得分值), 得到各量表的子量表分数, 最后以温暖/爱、敌意/攻击、漠视/忽略、排斥这4个子量表得分之和计为母子关系总分(得分范围244～316)。因此, 其总分越高母子关系越积极, 总分越低则母子关系越消极。温暖/爱、敌意/攻击、漠视/忽略、排斥4个子量表的得分在本实验中内在一致性系数为0.76。

2.1.3 实验程序

每位儿童独自参加本实验, 实验在幼儿园的一个安静的房间里进行。实验程序改编自Chernyak和Kushnir (2013)的研究。实验程序如图1所示。实验分为“选择情境操控阶段”和“新分享情境测量阶段”。首先进行“选择情境操控阶段”。在这一阶段, 所有儿童均面临一个是否要给玩偶小猴分享贴纸的选择, 儿童被随机分配到三种选择条件(自己选择、母亲选择、主试选择)中的一种。在每种选择条件中, 主试都首先给儿童展示一个小猴玩偶, 告诉儿童：“小猴现在感到很伤心”, 并引导儿童与小猴玩偶打招呼。之后, 给儿童呈现1张卡通贴纸, 询问他们是否喜欢。在确认儿童喜欢贴纸后(所有儿童均表示喜欢), 主试拿出两个盒子(其中一个贴有小猴的照片, 另一个没有照片), 放到孩子的面前。三种选择条件中, 儿童所面临的选择情境不同。在自己选择条件中, 儿童可以自己做选择(“你可以自己决定去做什么, 你可以把这个贴纸留给自己, 你也可以把贴纸给小猴让它感觉好一点”)。在母亲选择条件中, 母亲为儿童做选择(“你不能自己决定去做什么, 之前我们问过你妈妈, 她说你必须把这个贴纸给小猴让它感觉好一点”)。在主试选择条件中, 主试为儿童做选择, 指导语与母亲选择条件类似, 只是其中的“妈妈”换成“我” (主试)。接着, 主试转过头去, 让儿童进行贴纸的分配。主试记录儿童在此初次分享任务中是否分享(分享 = 1, 不分享 = 0)。接下来, 主试用如图1所示的卡片(分别呈现开心、中性和难过的表情)询问儿童当下的心情：“你现在感觉怎样呢？是开心的、一般般、还是难过的呢？”并记录儿童回答(0～2)。

图1 实验1程序示例

接着进入“新分享情境阶段”, 测量儿童在一个新的分享情境(即, 面对一个新的对象, 玩偶小象时)的分享行为。在面对新玩偶的分享情境中, 主试展示小象并告知儿童：“小象今天感到非常伤心”, 之后, 主试呈现出3个相同的笑脸贴纸并对儿童说：“这三个贴纸都是你的, 你可以把这3个贴纸中的一些贴纸分享给小象让它感觉好一点。”同时主试将贴有小象的头像的盒子与儿童盒子放到桌面两侧, 让儿童自己决定如何分配贴纸资源：“你可以决定你想做什么。你可以分享1个、2个或3个, 也可以自己保留所有的贴纸。”并记录儿童在这个新的情境中分享贴纸的数量(0～3个)。

除此之外, 主试邀请自己选择组和母亲选择组的儿童母亲线上填写测量母子关系质量的问卷《母亲接纳−拒绝量表》。

2.2 结果

2.2.1 选择条件之间的比较

初步分析发现性别与年龄在各组间均没有显著差异(s > 0.50), 且对各因变量也没有影响(s > 0.46), 因此在接下来的分析中不考虑性别与年龄的因素。儿童在不同选择条件下的初次分享行为、分享心情和在新分享情境中的分享行为的均值及标准差如表1所示。

表1 实验1中不同选择条件下儿童的初次分享行为、分享心情和在新分享情境中的分享行为[M (SD)]

对于儿童的初次分享行为, 各个条件下的绝大多数儿童都对小猴实施了分享：自己选择情境下, 21名儿童全部都(100%)分享了贴纸; 母亲选择情境下, 24名儿童中有23名(96%)分享了贴纸; 主试选择情境中, 25名儿童中有24名(96%)分享了贴纸。采用单因素方差分析发现, 儿童在初次分享任务中是否分享在三个条件间没有显著差异,(2, 67) = 0.43,0.653。

接下来, 我们分析儿童在初次分享中的主观感受(即, 分享心情)、以及后续的新分享情境中的分享行为, 由于这两个变量的条件有赖于儿童在选择情境中对小猴实施了分享行为, 所以接下来的分析中剔除了在初次分享情境中未给小猴分享的儿童数据(剔除2个在初次分享情境中未分享的被试的数据, 后续分析样本量为68)。注意若不剔除数据, 后续分析的结果模式不会改变。采用单因素方差分析对初次分享时的心情(“开心 = 2”、“一般般 = 1”、“难过 = 0”)分析发现, 自己选择(= 1.95,= 0.22)、母亲选择(= 1.70,= 0.56)、主试选择(= 1.75,= 0.53)三个条件下的分享心情没有显著差异,(2, 65) = 1.81,= 0.173。采用单因素方差分析对新分享情境(即, 对大象玩偶)中分享个数(0～3)分析, 发现自己选择(= 1.81,= 0.87)、母亲选择(= 2.04,= 0.71)、主试选择(= 2.00,= 0.98)三个条件下的儿童对大象分享的贴纸数量没有显著差异,(2, 65) = 0.45,= 0.637。

2.2.2 母子关系的影响

虽然三个选择条件之间没有差异, 但因为我们关注的是母子关系是否会调节选择的自由对儿童亲社会动机的影响, 接下来我们采用SPSS的调节回归分析母子关系是否在选择条件对儿童的分享心情及新分享情境中的分享行为的影响中起到调节作用。请注意, 由于我们并没有对主试(陌生人)与儿童之间的关系进行测量, 因此这部分分析仅考虑自己选择条件和母亲选择条件, 没有纳入主试选择条件。

首先, 以分享心情作为线性回归模型的因变量进行分析。将分享心情作为因变量, 选择条件(虚拟变量, 自己选择 = 0, 母亲选择 = 1)与母子关系(分数越高代表母子关系越积极)作为自变量, 并将母子关系变量标准化, 放入模型一进行回归分析, 接着将选择条件与母子关系(标准化)的交互项放入模型二进行回归分析。结果发现, 模型一1²仅为11%,(2, 41) = 2.62,= 0.09; 而加入交互项后模型二2²为21%,(3, 40) = 3.60,= 0.022。相比起模型一, 模型二的解释力增强, 变化量显著(Δ²= 9%,= 0.030)。在模型二中, 选择条件的主效应显著(β = −0.32,= 0.12,= −2.25,0.030), 母子关系的主效应不显著(β = −0.12,= 0.09,= −0.64,= 0.53)。重要的是, 选择条件与母子关系的交互作用显著(β = 0.43,= 0.13,= 2.25,= 0.030)。为进一步探索此交互作用, 我们对母子关系的作用进行简单斜率分析, 将母子关系按1个标准差上下分为高、均、低分组。结果发现, 高分组(积极母子关系)中, 自己选择(= 1.90)与母亲选择条件下(= 1.92)儿童的心情没有显著差异(β= 0.03,= 0.15,= 0.883, 95% CI [−0.33, 0.38]); 而在均分组(中等母子关系), 自己选择条件下(= 1.95)的儿童显著地比母亲选择条件下(= 1.70)的儿童心情更加积极(β= −0.26,= −2.06,0.046, 95% CI [−0.51, −0.01]); 在低分组(消极母子关系)中, 自己选择条件下(= 2.00)的儿童也显著地比母亲选择条件下(= 1.47)的儿童心情更加积极(β = −0.54,= −3.05,0.004, 95% CI [−0.89, −0.18])。简单斜率分析结果如图2所示。

图2 实验1中母子关系质量对选择条件与儿童分享心情之间的关系的调节作用

其次, 将新分享情境中的分享行为作为线性回归模型的因变量进行分析, 其余步骤与上述相同。结果发现, 模型一1²仅为3%,(2, 41) = 0.72,0.49; 加入交互项后模型二2²仅为4%,(3, 40) = 0.49,0.69。两个模型的解释力没有显著差异(Δ² = 0.2%,= 0.78)。这表明母子关系在选择条件对新分享情境中的分享行为的影响中没有显著的调节作用。

2.3 讨论

实验1发现, 虽然选择条件对儿童的分享行为没有影响(各条件中的儿童都在面对一个新的玩偶时表现出高水平的分享行为), 但是母子关系调节选择的自由对于儿童分享的主观感受的影响。当母子关系积极时, 母亲做选择和儿童自己做选择情境下儿童分享时的主观感受一样积极; 而当亲子关系一般或者消极时, 母亲做选择情境下儿童分享的主观感受要比自己做选择时低。由于实施亲社会行为的积极感受正是亲社会自主动机的表现之一(杨莹, 寇彧, 2015), 实验1的结果体现了亲子关系对于母亲选择时儿童的亲社会动机的重要影响。这与以往研究中所发现的亲子关系对于母亲选择时儿童的学业动机的影响的结果一致(Bao & Lam, 2008)。这些研究共同说明, 他人做选择并不一定会损害行为动机, 当做选择的他人与儿童关系积极时, 儿童表现出与自己选择时同样积极的主观感受。这与自我决定理论所支持的自主性的实现并不一定完全要与外在的影响相分离的观点也是吻合的(Deci & Ryan, 2000)。

在本实验中, 儿童在初始分享和新情境中的分享行为均没有出现不同选择条件下的差异, 实际上, 大部分儿童都表现出较高水平的分享(97%的儿童在初始情境分享了贴纸, 73%的儿童在新分享情境分享了2个或以上的贴纸), 在分享行为上的异质性不高。我们猜测, 这可能是由于可供分享的贴纸种类单一、吸引力不强, 且数量较少(只有3个)。此外, 在母亲选择或主试选择条件下, 母亲/主试不仅要求儿童分享, 而且还指出了分享的原因(让小猴感觉好一点)。我们猜想, 这些因素可能使得各个条件下的儿童表现出同等高的分享行为。此外, 我们在分享心情上我们发现了调节效应, 但在分享行为上并没有发现这样的调节效应。我们猜测, 这可能是因为分享行为的异质性比较低, 也可能是因为有的儿童虽然在内在感受上比较消极但依然会表现出分享的行为(尤其是当母亲明确提出要求并给出合理的理由时)。

除了亲子关系之外, 另一个可能影响儿童行为动机的因素是他人做出选择时是否给出合理的理由。以往研究表明, 成人直接命令孩子去帮助他人并不会促进幼儿的助人行为(Warneken & Tomasello, 2012), 但父母循循善诱式的指导则可以促进亲社会行为(Hoffman, 2000)。因此, 在实验2中, 我们探究他人做选择时, 是否提供合理的解释对于儿童的亲社会行为及动机的影响。与实验1相比, 除了保留自己选择条件之外, 我们将母亲选择条件进行细分, 操控选择的合理性, 设置母亲合理选择条件和母亲不合理选择条件, 区别在于母亲提供合理的选择理由还是强迫儿童进行分享。除此之外, 基于实验1中出现的分享行为异质性较低的问题, 在实验2中, 我们将贴纸换成更有吸引力的卡通水晶贴纸(见图3), 并且在实验热身阶段让儿童从几种不同类型的卡通水晶贴纸中挑选最喜欢的贴纸的方式以增加实验中的贴纸的吸引力。我们还将新分享情境测量阶段的贴纸资源数量从3张增加至5张。

3 实验2：合理的理由对亲社会动机的影响

3.1 方法

3.1.1 被试

根据G*Power 3.1软件(Faul et al., 2007), 设置= 0.4作为先验效应量, 计算所需最小样本量为66人(α = 0.05, 检验效力1 − β = 0.80)。从上海市两所幼儿园共招募84名4～5岁学龄前儿童(4.02～5.96岁,= 4.90,= 0.60, 43男41女)。儿童被随机分配到三种选择条件下：自己选择条件(= 30, 平均年龄4.95岁)、母亲合理选择条件(= 28, 平均年龄4.84岁)、母亲不合理选择条件(= 26, 平均年龄4.90岁)。各选择条件间年龄无显著差异(= 0.77)。所有家长均填写知情同意书, 儿童均提供了口头的知情同意。

3.1.2 实验材料

实验2的材料在实验1的基础上进行了修改：选择两只毛绒动物玩偶(小猴、小象; 28 cm × 16 cm × 16 cm); 3个木盒子(分别属于小猴、小象、儿童; 9 cm × 9 cm × 5 cm)。玩偶的盒子顶部贴着玩偶的照片, 儿童自己的盒子则没有照片); 一系列卡通水晶立体贴纸(1.8 cm × 1.8 cm × 0.4 cm, 如图3所示)。

3.1.3 实验程序

实验2的实验程序如图3所示。实验程序与实验1大致相同, 但有以下改动。首先, 为了保证实验中所使用的贴纸的吸引力, 在“选择情境操控阶段”的初次分享任务之前先询问儿童在3张不同的卡通水晶贴纸(凯蒂猫、蜘蛛侠、超级飞侠)中喜欢哪一张, 并用儿童最喜欢的类型的贴纸作为分享任务中所采用的贴纸。儿童被随机分配到三种选择条件(自己选择、母亲合理选择、母亲不合理选择)中的一种。在自己选择条件中, 儿童可以自己做选择(“你现在可以把这个贴纸留给自己, 也可以把它给小猴子。你想怎么做呢”)。在母亲合理选择条件中, 母亲在为儿童做选择时给出了合理的理由(“之前我们问过你的妈妈, 你的妈妈想对你说, 你应该把这个贴纸给小猴子让它感觉好一点”)。在母亲不合理选择条件中, 母亲要求儿童进行分享并没有给出任何合理解释(“之前我们问过你的妈妈, 你的妈妈想对你说, 无论你愿不愿意, 你都必须把这个贴纸给小猴子”)。主试记录儿童在初次分享任务中是否分享, 以及当下的分享心情。

接着进入“新分享情境阶段”。为了保证实验中所使用的贴纸的吸引力, 先询问儿童在新的3张不同的卡通水晶贴纸(迪士尼公主、冰雪公主、奥特曼)最喜欢哪一张, 确认最喜欢的贴纸后, 主试将与这张贴纸同类型的一共5个贴纸放到儿童面前(比如确认最喜欢奥特曼贴纸后, 便拿出5张同类型但画面不同的奥特曼贴纸), 对儿童说：“在这个游戏中, 这些贴纸都是你的。你可以把这些贴纸都留给自己, 也可以给小象一些贴纸。”主试记录儿童在新情境中分享贴纸的数量(0～5个)。

图3 实验2程序示例

3.2 结果

3.2.1 初次分享行为

初步分析发现, 性别与年龄在各组间均没有显著差异(s > 0.26), 年龄对于各因变量没有显著影响(s > 0.10), 但发现儿童的性别会显著影响分享心情((66) = −2.60,= 0.012, Cohen’s= 0.64, 95% CI [−0.55, −0.07]), 具体来说, 女孩比男孩在分享时更快乐; 儿童的性别对于其它因变量没有显著影响(s > 0.065)。为控制儿童的性别作为可能的无关变量的影响, 在接下来对分享心情的分析中将性别作为控制变量。若不将性别作为控制变量, 我们也得到了类似的结果。

儿童在不同选择条件下的初次分享行为、分享心情和在新分享情境中的分享行为的均值及标准差如表2所示。儿童初次分享的情况为：自己选择情境下, 30名儿童中18名(60%)分享了贴纸; 母亲选择情境下, 28名儿童中有26名(93%)分享了贴纸; 主试选择情境中, 26名儿童中有24名(92%)分享了贴纸。采用单因素方差分析, 发现选择条件有显著的效应,(2, 81) = 7.61,= 0.001, η² = 0.16, Bonferroni修正的后验配对比较发现, 母亲合理选择条件和母亲不合理选择条件下的儿童比自己选择条件下的儿童更有可能分享(母亲合理选择vs. 自己选择：= 0.003, Cohen’s= 0.83, 95% CI [−0.56, −0.09]; 母亲不合理选择vs.自己选择：= 0.003, Cohen’s= 0.80, 95% CI [−0.56, −0.08]), 母亲合理选择与母亲不合理选择条件没有显著差异(= 1.00)。

表2 实验2中不同选择条件下儿童的初次分享行为、分享心情和在新分享情境中的分享行为[M (SD)]

3.2.2 分享心情及新分享情境中的分享行为

接下来的分析仅考虑在初次分享任务中分享了的儿童(剔除16个未分享数据, 后续分析样本量为68)。若不剔除数据, 后续分析的结果模式不会改变。采用单因素方差分析对分享心情和新分享情境中的分享行为进行分析：首先对初次分享时的心情(“开心 = 2”、“一般般 = 1”、“难过 = 0”)分析, 发现自己选择(= 1.89,= 0.32)、母亲合理选择(= 1.77,= 0.51)、母亲不合理选择(= 1.71,= 0.62)三个条件下的分享心情没有显著差异,(2, 64) = 0.75,= 0.476。接着分析新分享情境中分享个数(0～5), 发现自己选择(= 2.61,= 1.03)、母亲合理选择(= 3.85,= 1.38)、母亲不合理选择(= 2.54,= 1.06)三个条件下的儿童分享的贴纸数量有显著差异,(2, 64) = 8.35,= 0.001, η20.21。Bonferroni修正的后验配对比较发现, 母亲合理选择条件中的儿童比自己选择条件以及母亲不合理选择条件中的儿童的分享数量更多(母亲合理选择vs.自己选择：= 0.006, Cohen’s= 1.02, 95% CI [0.29, 2.07] ; 母亲合理选择vs.母亲不合理选择：= 0.001, Cohen’s= 1.06, 95% CI [0.41, 2.06]), 自己选择与母亲不合理选择条件没有显著差异(= 1.00)。

3.3 讨论

实验2发现, 相比起自己选择, 母亲的选择都促进了儿童当下的分享行为, 但重要的是, 不同性质的他人选择对儿童的行为有不同维持效果：在面对新的分享对象时, 母亲合理选择组的儿童分享最慷慨, 而其他两组的分享数量则较低。也即, 只有母亲提供合理的选择理由时, 其促进效果是持久的, 能促进并维持儿童跨情境的分享行为, 而母亲的直接指令(即, 没有提供合理的理由)虽然在当下可以提升亲社会行为, 但其作用短暂且不稳定。本实验的结果进一步说明, 他人做选择并不一定会降低行为动机(Deci & Ryan, 2000), 此结果也与以往研究所发现的成人循循善诱式的指导要比直接命令孩子更好地促进幼儿的助人行为一致(Hoffman, 2000; Warneken & Tomasello, 2012)。

4 总讨论

本研究主要探究选择对儿童的亲社会行为及感受的影响。以往有关西方儿童的研究发现, 儿童在自己做选择时要比他人做选择或者没有选择时表现出更高的亲社会行为及动机(Chernyak & Kushnir, 2013; Rapp et al., 2017); 但也有研究表明东西方儿童对于选择的看法有所不同(Zhao & Kushnir, 2019; Zhao et al., 2021), 选择对于儿童行为动机的影响在东西方文化中也有所不同(Bao & Lam, 2008)。本研究探究, 与儿童自己做选择的情况相比较, 他人做选择时儿童的分享行为与感受如何, 并着重探究做选择的人与儿童之间的关系、以及他人选择时是否提供合理的理由对儿童亲社会行为及感受的影响。实验1发现, 母子关系质量会影响母亲做选择时儿童的主观感受, 对于关系积极的母子, 母亲做选择时儿童的分享感受与儿童自己选择时一样积极; 相反, 对于关系一般或消极的母子, 母亲做选择时儿童的分享感受与儿童自己选择时相比显著降低。实验2发现, 他人做选择的时候是否提供合理的理由也对儿童的亲社会行为有影响, 虽然无论母亲做选择时是否给出合理的理由, 儿童在当下都会表现出较高的分享行为, 但是在后续面对新的分享情境时, 儿童在母亲给出合理的选择理由时要比要求分享(不提供解释)时分享得更多。

本研究的结果表明, 儿童并不是只有在自己做选择时才表现出较高的分享行为及积极的感受, 在他人(如, 母亲)为儿童做选择时, 积极的母子关系以及合理的选择理由至少不会损害儿童的行为和主观感受。相反, 消极的母子关系可能会损害儿童的主观感受, 不合理的命令可能会降低分享行为的后续保持。这些发现为选择对儿童行为动机的研究提供了新的见解和思路。不仅仅是做选择的主体会影响行动者的行为和动机(Chernyak & Kushnir, 2013 Rapp et al., 2017), 选择主体与行动者的关系以及是否给出合理的解释也会影响行动者的行为和动机。

本研究的发现与自我决定理论所支持的, 自主性的实现形式是多样的观点是一致的(Deci et al., 2008; Deci & Ryan, 2000; Ryan & Deci, 2000b)。只要基本心理需求得到满足, 那么自己选择与他人选择都可以促进行为的动机。本文的发现进一步地揭示了, 当他人为自己做选择时, 关系的质量以及选择的合理性均会影响儿童的亲社会动机, 但两者可能影响的具体方面有所不同：做选择的他人与自己的关系质量虽然不会影响儿童的亲社会行为本身, 但会影响儿童做出亲社会行为时的主观感受(实验1); 而是否提供合理的解释主要影响亲社会动机在新的场景中的保持的程度(实验2)。以下将具体讨论这两种影响。

本研究发现, 在自己做选择或者是与自己关系积极的他人为自己做选择时, 儿童的主观感受均比较积极, 关系消极的他人为自己做的选择则会降低儿童的主观体验。这与以往自我决定理论方面的研究所发现的, 与自己的家长和老师关系更加积极的儿童更容易将家长和老师的观念进行内化的结果相一致(Ryan et al., 1994)。除此之外, 心理健康领域的研究也发现自主性需求与关联感需求对于心理健康有交互作用, 积极的关系能够减少低自主带来的抑郁感受, 而高自主同样能够缓冲消极关系带来的不良体验(Vansteenkiste et al., 2006)。这些研究共同启示我们, 当家长或老师与儿童之间保持良好的情感沟通关系, 儿童更容易积极地信任并接受(甚至内化)他们的指令, 而当成年人与自己关系消极时, 儿童则可能会感到压迫, 不情愿地完成其要求。这也启示了我们积极的亲子关系和师生关系的重要性(Veneziano, 2003; Dwairy, 2010)。

本研究对于他人选择合理性对亲社会动机的影响的发现也与以往研究中动机激发类型对相应的结果变量产生的影响相一致(Vallerand et al., 2008)。在本研究中的分享贴纸资源的情境中, 儿童的自我利益与他人需求之间存在冲突, 儿童可能陷入两难抉择中。此时, 母亲提供明确的、合理的理由(如, 让小猴感觉好一些)可以帮助儿童解决冲突, 儿童不仅在当下表现出亲社会行为, 并且可能将亲社会的价值观内化成自身也认可的价值观, 从而在接下来的新情境中也表现出较高的亲社会行为。相反, 母亲强制性的、命令性的选择则会让儿童感知到较强的控制感, 虽然孩子在当下遵从母亲的指令, 表现出较高的分享行为, 但一旦儿童进入没有约束的新情境, 其分享行为依然会有所下降。这也与自我决定理论中, 支持性的外部刺激会增强内在动机, 而控制性的外部刺激则会削弱内在动机的观点是一致的(Vansteenkiste et al., 2004; Deci & Ryan, 2000)。这启示我们, 提供理由和解释可以促进儿童对外在要求进行内化, 提升其完成该要求的动机(Joussemet et al., 2008)。

本研究也启示我们, 在不同文化下选择对儿童亲社会动机的影响可能有所不同。在以往对于西方儿童的研究中(Chernyak & Kushnir, 2013; Rapp et al., 2017), 儿童自己做选择会促进亲社会行为。而本研究的结果则表明, 至少对于中国学龄前儿童来说, 当做选择的他人与自己关系积极或者提供合理的理由时, 他人选择并不会降低(反而可能促进)亲社会行为。这可能是由于不同文化下自主性的表达方式与作用不同：虽然在西方文化下自己做选择对于自主性的实现非常重要, 但对于中国儿童, 自主性的实现形式是多样的, 可以通过自己做选择来实现, 也可以通过人际关联从而实现自主性(Heine & Lehman, 1997; Yeh & Yang, 2006)。这也与Bao和Lam (2008)在学业选择领域中对于中国香港儿童所发现的结果基本一致。这些结果共同支持了自主性与关联感可以兼容共存, 并且在中国文化中可能是相互促进的观点(Markus & Kitayama, 2003; Kagitcibasi, 2005; Keller, 2012; Ryan & Lynch, 1989)。

本研究也有一定局限之处。首先, 由于缺乏适合学龄前儿童的直接测量动机的方法, 本研究主要测量了儿童的主观感受以及行为的保持, 这与以往有关学龄前儿童的研究是一致的(如, Chernyak & Kushnir, 2013; Rapp et al., 2017), 未来研究可以探索对于学龄前儿童的动机的更直接的测量方式。第二, 本研究发现了选择对学龄前儿童分享行为的作用, 但除了分享之外, 亲社会行为还包括助人、安慰、提供信息等(Dahl, 2015; Dunfield et al., 2011; Martin & Olson, 2015; Warneken & Tomasello, 2009),对幼儿的研究发现, 不同的亲社会行为之间不存在明显的相关, 每种亲社会亚型都可能有其独特的发展轨迹(Dunfield et al., 2011), 未来研究可以探索选择对于其它亲社会行为的动机的影响。第三, 本研究为了参照以往研究(Iyengar & Lepper, 1999; Bao & Lam, 2008), 仅探究了母亲做选择的情境, 但未探究父亲或其他对儿童有重要影响的人为孩子做选择的情境。最后, 本研究并未对于西方儿童进行直接的测量, 因此难以提供有关于文化差异的直接结果, 未来研究可以借鉴本研究的方法对西方儿童进行探究, 并与中国儿童进行更直接的比较。

从理论意义上来说, 本研究丰富了选择、自主性、亲社会动机的研究。从实践意义上来说, 本研究还为学龄前儿童亲社会行为的可教育性提供了新的实证依据。一方面, 家长和教育者与儿童构建良好的关系是进行道德教育的重要条件。另一方面, 家长和教育者在引导儿童亲社会实践时要提供合理的意图和原因, 尤其是指明儿童行为对他人的影响, 才能有效促进儿童对社会规范的价值认同与内化, 从而提升亲社会动机及行为。

5 结论

本研究发现, 对于中国学龄前儿童来说, 相比于自己做选择, 母亲做选择并不一定会降低儿童的分享行为和主观感受。相反, 积极母子关系和合理的理由对于母亲做选择时儿童的分享有一定的保护作用。对于亲子关系积极的母子, 母亲做选择的情境下, 儿童分享时的主观感受与自己选择时同样积极。当母亲做选择并给出合理的理由时, 儿童在当下以及后续的类似情境下均有较高的分享行为。

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Who makes the choice? The influence of choice on preschoolers’ sharing behaviors and feelings

WU Wenqing1,2, ZHANG Qinyuan3, ZHAO Xin4

(1School of Psychology and Cognitive Science, East China Normal University, Shanghai, 200062, China) (2School of Education, Beijing Normal University at Zhuhai, Zhuhai, 519087, China) (3Teachers College, Columbia University, New York, NY10027, America) (4Department of Educational Psychology, East China Normal University, Shanghai, 200062, China)

The development of prosocial behaviors (e.g., helping, sharing) is an important part of children’s moral development. Previous research has indicated that the freedom to make choices (whether children make choices for themselves or other people make choices for them) has an important impact on children’s prosocial motivation and behaviors. However, little research has investigated the impact of the relatedness between the child and the adult who makes the choices, or the provision of reasonable explanations on children’s prosocial behaviors. Therefore, across two studies, we investigated how, one, the freedom to make choices, two, the relatedness between children and the adults who make choices for them, and/or three, the provision of reasonable explanations for those choices, may influence children’s prosocial motivation and behaviors. We conducted both studies with children aged 4～5 in China.

In Study 1, children were asked to make decisions about sharing stickers with a puppet. They were randomly assigned to one of three choice conditions: self-choice, mother-choice, and experimenter-choice. In the self-choice condition, the child could decide for themselves whether to share with a puppet or not; in the mother-choice condition, the child’s mother instructed the child to share, and in the experimenter-choice condition, the experimenter instructed the child to share. After this, we measured children’s feelings during the sharing task, and their sharing behaviors towards a novel partner. Meanwhile, mothers in the self-choice and the mother-choice conditions completed a questionnaire measuring child-mother relatedness. We found that although there was no overall significant difference in children’s sharing behaviors or feelings across the three conditions, mother-child relatedness significantly moderated the effect of choice condition on children’s sharing feelings. Children who had positive relationships with their mothers demonstrated positive feelings when their mothers made the choice for them, similar to when they made the choice themselves. However, those who had neutral or negative relationships with their mothers, demonstrated worse feelings when their mothers made the choice for them compared to when they made the choice themselves.

In Study 2, we employed similar methods, but used the following three conditions: the self-choice condition, the mother reasonable-choice condition (where the mother provided a reasonable explanation for the choice) and the mother unreasonable-choice condition (where the mother forced the child to share without providing a reason). We found that, when sharing with the first puppet, children were significantly more likely to share in the mother reasonable-choice and mother unreasonable-choice conditions than in the self-choice condition. However, when sharing with a new puppet, children in the mother reasonable-choice condition shared more stickers than those in the self-choice condition or the mother unreasonable-choice condition.

Taken together, these two studies show that children’s prosocial motivations do not necessarily decrease when others make choices for them. Instead, for children positively connected with their mothers, following their mother’s choices can lead to positive feelings to a similar degree as those experienced when making choices themselves. Additionally, mothers’ reasonable choices and guidance can facilitate subsequent sharing behaviors. The findings of this study have significant implications about the development of preschoolers' prosocial motivation.

prosocial motivation, choice, sharing, social cognitive development, early childhood development

2022-09-17

* 国家自然科学基金青年科学基金项目(32100865)和上海市教育发展基金会和上海市教育委员会“晨光计划”项目(22CGA28)资助。

赵欣, E-mail: xzhao@dep.ecnu.edu.cn

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