1 引言
社会善念指个体在人际交往过程中充满善意地关注、尊重并保护他人选择的需要和权利的倾向与行为(van Doesum et al., 2013)。相比于其他亲社会行为，社会善念具有低成本的特点(van Lange & van Doesum, 2015)，个体不需要花费太高的成本，只需要在与他人共同面对选择情境时让渡自身的优先选择权利，这种善意的谦让会让被谦让者感到舒适并给予回应，进而可能促进彼此之间的关系发展与合作行为。同时，社会善念具有自主性的特点(van Doesum et al., 2020)，个体虽处于选择情境中但并非受环境刺激被动发生，而是对他人选择需求和利益的主动关注，这需要行动者能够主动意识到自己的行为会对他人的选择产生影响并愿意做出不限制他人选择的决策(窦凯, 2016)。学龄前阶段是社会善念发展的重要时期，已有研究表明，3～6岁幼儿已经逐渐能够在对他人的社会评价和选择朋友的偏好中考虑对方的社会善念行为(赵欣 等, 2022)，并在关注他人的情境中主动表现出社会善念行为(李梓嘉, 赵欣, 2022)。作为一种社会交往中的特质与行为，社会善念的发展有利于幼儿养成积极善良的道德品质，树立与人为善的道德观念，促进幼儿的人际交往与合作。因此，探究学龄前阶段幼儿社会善念的发展特点及预测机制具有重要的研究价值。
社会善念的发展需要情绪理解的参与加工，情绪理解是社会善念的重要预测因子。情绪理解指个体识别和预测自己及他人情绪状态以及情绪产生原因的能力(Izard & Harris, 1995)。已有研究表明，情绪理解与学龄前儿童亲社会行为之间有着密切的关系(王娟, 汪鑫鑫, 2021; 周双珠 等, 2017)。幼儿通过对他人情绪状态的理解形成与他人相似的情绪体验，这种情绪理解的强度越大，幼儿产生的亲社会动机越强，越有可能采取亲社会行为。已有研究发现，情绪理解的发展显著促进幼儿移情能力的提升(肖琼华, 2006)，而移情能力是社会善念的重要预测因子，如袁博等人(2022)研究发现流动儿童的社会善念水平低于非流动儿童，移情训练活动显著促进了流动儿童社会善念的发展。据此本研究提出假设H1：情绪理解可以显著正向预测幼儿社会善念发展水平。
社会善念的发展需要心理理论参与加工，心理理论是社会善念的重要预测因子。心理理论指个体对自己和他人情绪、愿望、意图、信念等心理状态的认识，并能够对由心理状态引发的心理活动作出因果性的解释和预测(Happé et al., 1998)。已有研究表明，心理理论能够显著正向预测社会善念的发展(Galinsky et al., 2008)，心理理论发展良好的个体往往会站在他人角度，感知和思考他人的感受和想法，推测或想象他人的态度与观点。有关学龄前儿童的研究也发现心理理论与社会善念之间存在稳定的正相关，幼儿心理理论的发展能够显著正向预测社会善念的发展(李梓嘉, 赵欣, 2022)。
同时，心理理论的发展受到情绪理解的影响，情绪理解是心理理论的重要预测因子。根据心理理论的成分模型(Tager-Flusberg & Sullivan, 2000)，情绪理解是心理理论社会知觉成分的重要组成部分，幼儿情绪理解整体发展水平的提升能够促进幼儿心理理论的发展。已有研究表明，幼儿对情绪状态的理解是解释和预测自己与他人心理状态的基础，幼儿情绪理解的发展能够显著正向预测心理理论的发展(陈英和 等, 2005; Weimer et al., 2012)。并且，已有研究发现幼儿心理理论在情绪理解与亲社会行为之间的关系路径中发挥着间接影响作用(Conte et al., 2018; Longobardi et al., 2019)。据此本研究提出假设H2：心理理论在幼儿情绪理解与社会善念之间起中介作用。
此外，3～6岁幼儿情绪理解与心理理论发展存在显著的年龄差异。有关情绪理解的研究发现，当幼儿年龄较低时，难以准确对情绪进行归因，随年龄的增长，幼儿逐渐获得情绪理解能力(但菲 等, 2011; 王小英 等, 2010)。有关心理理论的研究发现，相比于年龄较低的幼儿，年龄较高的幼儿能够在更加复杂的情境中完成心理理论测验任务(Flavell, 2002)。同时，已有研究表明，个体对情绪的理解或感受能够影响与认知相关的变量，并且这一影响机制在不同年龄段人群中存在差异，年龄或许可以调节个体的情绪与认知能力(郭滢 等, 2022)。情绪的行为倾向理论也认为情绪具有行为驱动特征(于爽, 2023)，情绪理解水平越高的个体越有可能受到内在状态的驱动调整和预测自己与他人的行为。由此可见，随着幼儿年龄增长，情绪理解与心理理论发展水平都在提升，情绪理解经过心理理论影响社会善念的中介作用很有可能受到年龄的调节。据此本研究提出假设H3：幼儿年龄在情绪理解与心理理论之间起调节作用。
综上所述，研究运用测验法探究3～6岁幼儿社会善念发展的特点，情绪理解对社会善念的直接效应以及通过心理理论对社会善念产生的间接效应，并分析年龄在情绪理解经过心理理论影响社会善念的中介路径中存在的调节效应。
2 研究方法
2.1 被试
采用方便取样法，从辽宁省沈阳市两所幼儿园随机抽取211名幼儿参与测验，其中男性幼儿104人，占比49.29%，女性幼儿107人，占比50.71%；按照月龄进行统计，3岁组幼儿63人(36≤月龄<48)，占比29.86%，4岁组幼儿76人(48≤月龄<60)，占比36.02%，5岁组幼儿72人(60≤月龄<72)，占比34.12%。两所幼儿园均为民办非企业幼儿园，在园所环境、收费标准、教学设施、师资队伍、办园规模等方面具有相似性，幼儿的言语表达和认知理解能力都处于正常水平，且此前从未有过类似的测验经验。
2.2 研究工具
2.2.1 情绪理解测验任务
对于情绪理解的测量，研究选用了Pons等人(2004)编制的情绪理解测验任务，包括面部表情识别任务、基于愿望的情绪理解任务和基于信念的情绪理解任务。面部表情识别任务用来考察幼儿识别高兴、悲伤、生气、恐惧4种基本情绪的能力，基于愿望的情绪理解任务用来考察幼儿通过理解愿望与现实之间的关系对情绪进行归因的能力，基于信念的情绪理解任务用来考察幼儿通过理解预期与行为之间的关系对情绪进行归因的能力。每个情绪理解测验任务都设置1个记忆检测问题和目标问题，记忆检测问题和目标问题均回答正确，计1分，否则计0分。测验满分为3分，最低为0分，得分越高，表明幼儿情绪理解水平越高。
2.2.2 心理理论测验任务
对于心理理论的测量，研究采用了Wellman等人(2006)编制的心理理论测验任务，包括意外内容任务、意外地点任务和隐藏情绪任务。意外内容任务主要用于检测幼儿能否发现事物的外表和真实情况可能不一致，意外地点任务主要用于检测幼儿能否发现自己认为正确的事情可能是错误的，隐藏情绪任务主要用于检测幼儿能否发现人们脸上的表情可能和真实感受不一样。每个心理理论测验任务都设置1个记忆检测问题和目标问题，记忆检测问题和目标问题均回答正确，计1分，否则计0分。测验满分为3分，最低为0分，得分越高，表明幼儿心理理论水平越高。
2.2.3 社会善念测验任务
对于社会善念的测量，研究借鉴了赵欣等人(2022)设计的社会善念感知任务，用来考察幼儿作为观察者对社会善念的理解水平，包括社会评价和朋友偏好两个问题。社会评价问题可以了解幼儿能否区分社会善念和非社会善念行为，以及能否对表现出社会善念行为的个体做出更高的评价。朋友偏好问题可以了解幼儿自身是否更倾向于选择表现出社会善念行为的人作为自己的朋友。然而仅从观察者的角度难以全面了解幼儿社会善念的发展水平，因此研究参考SoMi范式(van Doesum et al., 2013)，从行动者的角度设计情境选择问题，考察幼儿作为行动者的社会善念表现，命名为“社会善念选择任务”，用来了解幼儿是否能够意识到自身的行为会对他人的选择产生影响，并愿意做出不限制他人选择的行为决策。社会评价和朋友偏好任务各设置1个记忆检测问题和目标问题，记忆检测问题和目标问题均回答正确，计1分，否则计0分，满分为2分。社会善念选择任务设置2题，幼儿选择将唯一物品留给其他小朋友计1分，否则计0分，满分为2分。社会善念测验满分为4分，最低为0分，得分越高，表明幼儿社会善念水平越高。
2.3 研究程序
测验前与幼儿园园长、教师和幼儿家长取得联系，介绍研究目的和研究内容，获得了幼儿参与研究的许可。以一对一施测的方式对被试进行测验。测验在幼儿园的一个安静房间内进行。被试在主试引导下依次完成情绪理解任务、心理理论任务和社会善念任务，测验任务以情境故事展开，不同测验任务故事情节不同并设计了过渡环节，不存在内容干扰，主试对被试的回答进行评分。
2.4 数据处理
采用SPSS26.0软件进行共同方法偏差检验、描述性统计、差异检验和相关分析，采用Hayes开发的SPSS宏程序PROCESS(Bolin, 2014)进行中介效应检验和有调节的中介效应检验。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验。结果表明，未经旋转得到4个特征根大于1的因子，并且第一个因子的解释率为39.06%，接近40%的临界标准。为进一步确认共同方法偏差问题，采用验证性因子分析对实验中所有变量进行共同方法偏差检验，将公因数设定为1，结果显示，RMSEA=0.23，CFI=0.45，GFI=0.74，AGFI=0.61，模型拟合不佳。由此可见，共同方法偏差对本研究结果的影响不大。
3.2 描述性统计及相关分析
各变量的描述性统计及相关分析结果见表1 。独立样本t检验和单因素方差分析结果显示3～6岁幼儿社会善念不存在性别差异，但存在显著的年龄差异(p<0.05)。进一步多重比较分析发现，5岁幼儿的社会善念(M=2.69, SD=1.10)显著高于4岁幼儿(M=2.02, SD=1.19)，p<0.05，4岁幼儿的社会善念显著高于3岁幼儿(M=1.40, SD=1.16)，p<0.05。具体到社会善念的不同维度，5岁幼儿的社会善念感知(M=1.75, SD=0.55)显著高于4岁幼儿(M=1.34, SD=0.90)，p<0.05，4岁幼儿的社会善念感知显著高于3岁幼儿(M=0.97, SD=0.78)，p<0.05；5岁幼儿的社会善念选择(M=0.94, SD=0.87)显著高于4岁幼儿(M=0.68, SD=0.77)，p<0.05，但4岁幼儿的社会善念选择与3岁幼儿(M=0.43, SD=0.67)不存在显著差异，p>0.05。对3～6岁幼儿情绪理解、心理理论和社会善念及其各维度得分进行相关分析，结果显示情绪理解、心理理论与社会善念及其各维度两两之间均呈显著正相关。
表1 各变量的描述性统计及相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1.心理理论 | 1.76 | 1.10 | ||||
| 2.情绪理解 | 2.33 | 0.88 | 0.57*** | |||
| 3.社会善念 | 2.07 | 1.28 | 0.29*** | 0.29*** | ||
| 4.社会善念感知 | 1.37 | 0.82 | 0.31** | 0.26** | 0.79** | |
| 5.社会善念选择 | 0.70 | 0.80 | 0.14* | 0.20** | 0.78** | 0.24** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 中介效应检验
采用宏程序PROCESS中的Model 4，检验心理理论在情绪理解与社会善念之间的中介效应。结果表明(见表2 )，情绪理解对社会善念的直接预测作用显著(β=0.44, t=4.59, p<0.001)，假设H1成立；纳入中介变量心理理论后，该直接作用依然显著(β=0.30, t=2.53, p<0.05)，并且情绪理解对心理理论的预测作用显著(β=0.72, t=9.98, p<0.001)，心理理论对社会善念的预测作用也显著(β=0.21, t=2.26, p<0.05)。此外，情绪理解对社会善念的直接效应及心理理论的中介效应的Bootstrap95%置信区间不包括0(见表3 )，表明情绪理解不仅能够直接预测社会善念，而且能够通过心理理论的中介作用预测社会善念，心理理论在情绪理解与社会善念之间起着部分中介作用，其中直接效应和中介效应分别占总效应的66.29%和33.71%，假设H2成立。
表2 中介效应检验结果 |
| 结果变量 | 预测变量 | R | R2 | F | β | t | 95%CI |
| 社会善念 | 0.31 | 0.10 | 11.15*** | ||||
| 性别 | 0.30 | 1.77 | [−0.03, 0.63] | ||||
| 情绪理解 | 0.44 | 4.59*** | [0.25, 0.64] | ||||
| 心理理论 | 0.57 | 0.33 | 51.20*** | ||||
| 性别 | −0.03 | −0.22 | [−0.28, 0.22] | ||||
| 情绪理解 | 0.72 | 9.98*** | [0.57, 0.86] | ||||
| 社会善念 | 0.34 | 0.12 | 9.27*** | ||||
| 性别 | 0.31 | 1.82 | [−0.03, 0.64] | ||||
| 情绪理解 | 0.30 | 2.53* | [0.06, 0.53] | ||||
| 心理理论 | 0.21 | 2.26* | [0.03, 0.39] |
表3 总效应、直接效应、中介效应分解表 |
| Effect | BootSE | 95%CI | 相对效应值(%) | |
| 总效应 | 0.45 | 0.10 | [0.25, 0.64] | |
| 直接效应 | 0.30 | 0.12 | [0.60, 0.84] | 66.29 |
| 中介效应 | 0.15 | 0.07 | [0.02, 0.28] | 33.71 |
3.4 有调节的中介效应检验
采用宏程序PROCESS中的Model 7进行有调节的中介模型的验证，以3岁组为参照组将幼儿年龄编码为2个虚拟变量，检验情绪理解经过心理理论对社会善念的中介作用是否受幼儿年龄的调节。结果表明(见表4 、表5 )，情绪理解对心理理论的预测效应显著(β=0.67, t=11.14, p<0.001)，年龄对心理理论的预测效应显著(年龄虚拟1: β=0.24, t=3.37, p<0.001; 年龄虚拟2: β=0.43, t=5.88, p<0.001)，情绪理解与年龄的交互项(int1和int2)对心理理论的预测效应显著(int1: β=0.27, t=3.10, p<0.01; int2: β=0.26, t=3.10, p<0.01)。根据温忠麟和叶宝娟(2014)有调节的中介模型检验流程可确定，情绪理解经过心理理论对社会善念的中介作用前半段路径受到幼儿年龄的调节，假设H3成立。具体而言，3岁组中介效应的大小为0.05，95%CI=[0.02, 0.10]，4岁组中介效应的大小为0.19，95%CI=[0.02, 0.37]，5岁组中介效应的大小为0.19，95%CI=[0.02, 0.37]。
表4 有调节的中介模型检验结果 |
| 结果变量 | 预测变量 | R | R2 | F | β | t | 95%CI |
| 心理理论 | 0.76 | 0.57 | 45.84*** | ||||
| 性别 | 0.01 | 0.09 | [−0.19, 0.21] | ||||
| 情绪理解 | 0.67 | 11.14*** | [0.55, 0.79] | ||||
| 年龄虚拟1_4岁 | 0.24 | 3.37*** | [0.10, 0.38] | ||||
| 年龄虚拟2_5岁 | 0.43 | 5.88*** | [0.29, 0.57] | ||||
| int1 | 0.27 | 3.10** | [0.10, 0.44] | ||||
| int2 | 0.26 | 3.10** | [0.10, 0.43] | ||||
| 社会善念 | 0.30 | 0.12 | 9.27*** | ||||
| 性别 | 0.31 | 1.82 | [−0.03, 0.64] | ||||
| 情绪理解 | 0.30 | 2.53* | [0.06, 0.53] | ||||
| 心理理论 | 0.21 | 2.26* | [0.03, 0.39] |
注：int1和int2指将年龄设置为虚拟变量后与情绪理解的交互项。 |
为进一步分析年龄的调节作用机制，研究借鉴刘俊升等人(2015)的做法，分别考察3岁组、4岁组和5岁组幼儿情绪理解发展对心理理论的预测效应，取情绪理解为正负一个标准差时心理理论的值进行简单斜率检验(见图1 )。结果表明，相比于3岁的幼儿，4岁和5岁幼儿的情绪理解对心理理论的预测作用更强。
4 讨论
4.1 3～6岁幼儿社会善念的发展特点
研究对3～6岁幼儿社会善念及其各维度得分进行了描述性统计分析，结果发现幼儿社会善念发展整体处于中等水平且存在显著的年龄差异，随着幼儿年龄增长，幼儿的社会善念发展水平显著提升，对社会善念的理解越来越成熟，并表现出更多的社会善念行为，这与以往的研究结果保持一致(Zhao et al., 2021)。同时，研究结果发现幼儿社会善念选择得分低于社会善念感知得分，并且4岁幼儿的社会善念感知与3岁幼儿存在显著差异，但4岁幼儿社会善念选择与3岁幼儿却没有显著差异。这表明幼儿社会善念选择的发展晚于社会善念感知的发展。社会善念感知指幼儿从观察者的角度感知到他人社会善念的存在，对他人的社会善念表现做出更高的社会评价和朋友偏好。社会善念选择指幼儿作为行动者在选择情境中能够主动做出社会善念行为，将自身的选择唯一物品的权利让渡给他人。这种从观察者到行动者身份的转变对幼儿社会善念的自主性提出了更高的要求，首先幼儿应主动关注到他人的选择需求，其次能够意识到自己的行为会对他人的选择产生影响，最后愿意做出不限制他人选择的决策。
4.2 情绪理解对社会善念的影响
当前研究发现幼儿情绪理解能够显著正向预测社会善念的发展水平，并且在纳入中介变量心理理论后，直接效应依然显著，说明情绪理解在幼儿社会善念的发展过程中起直接影响作用。研究认为这与情绪的行为倾向密切相关。基于预测加工的情绪理解认为情绪具有行为驱动特征(于爽, 2023)，幼儿在生活中积累了大量与情绪相关的“感觉运动偶然事件”(Araya, 2018)，其中包含大量的“选择情境偶然事件”。幼儿在与他人共同面对选择情境时，大脑便会激活存储在情绪模型中的情绪概念，这时幼儿可能会关注到他人同样也具有选择需求，进而产生移情。幼儿会持续追踪与他人需求的外在条件，并且意识到自己的选择需求和他人的选择需求存在矛盾。这与幼儿以往积累的选择情境偶然事件产生认知偏差，幼儿则会通过移情的外在行动进行推理试图消除这种矛盾，以维持情绪的内稳态平衡(Ibanez & Schulte, 2020)，做出不限制他人选择的行为决策。
4.3 心理理论的中介效应
当前研究发现心理理论在情绪理解对幼儿社会善念发展的影响过程中起部分中介作用。首先，情绪理解显著正向预测心理理论，这与以往的研究结果保持一致(陈英和 等, 2005; Weimer et al., 2012)。已有研究表明学龄前儿童情绪理解的发展早于心理理论的发展，根据心理理论的发生机制，情绪理解是心理理论发展的心理基础(Sarmento-Henrique et al., 2020)。随着年龄增长，幼儿首先获得对情绪面部表情的识别以及对自己和他人情绪归因的能力，并在更加复杂的情境和事件中逐渐理解由愿望、意图、信念等心理状态引发的心理活动，进而对自己和他人的行为进行预测。然而由心理状态引发的心理活动必然涉及与现实的关系，进而产生不同的情绪状态，如愿望的满足、意图的达成、信念的验证带来的积极情绪体验。其次，心理理论显著正向预测社会善念，社会善念是充满善意地关注他人的选择需求，并愿意让渡自身的选择权利做出不限制他人选择的决策能力。根据社会善念的发生机制，当幼儿作为观察者时需要理解选择情境中行动者做出社会善念选择行为的意图(赵欣 等, 2022)，当幼儿作为社会善念的行动者时需要理解自己的选择可能会影响到他人愿望的满足(李丹丹, 2023)，无论是对愿望还是对意图的理解与预测都属于心理理论的功能范畴，心理理论作为重要的认知影响因素很大程度上决定着个体是否有能力意识到他人的需要与兴趣。幼儿首先需要主动意识到他人的选择需求，并由此推测出他人的愿望、意图以及与自己选择行为之间的关系，进而在充分考虑他人选择需要与权利的基础上愿意做出不限制他人选择的决策。综上所述，情绪理解能够通过提升心理理论进而促进社会善念的发展，情绪理解发展水平高的个体往往能够更好地理解愿望、意图、信念等心理状态引发的心理活动，并站在他人角度感知和思考他人的想法和需要，在选择情境中表现自己对他人的善念。
4.4 年龄的调节效应
当前研究发现情绪理解通过心理理论对社会善念影响的前半段路径受到幼儿年龄的调节，相比于3岁幼儿，4岁与5岁幼儿情绪理解的发展水平提升对心理理论的影响作用会更强。研究认为这可能与幼儿知识结构与社会认知的发展有关。幼儿在3岁时开始尝试对情绪进行归因，仅仅对愿望有简单的了解。随着年龄增长，幼儿积累了越来越丰富的心理活动经验，在4岁时逐渐克服无知偏差，即因为自己的无知而低估他人知识的倾向(张晶晶 等, 2016)，开始摆脱自我中心的思维局限，尝试站在他人角度考虑问题，理解和预测自己与他人的心理状态。因此，相对于4岁与5岁幼儿，3岁幼儿更容易受到自身知识状态的影响，认为别人与自己的心理状态一致。而4岁与5岁幼儿逐渐摆脱知识状态的束缚，不再受自身知识偏差的影响，开始从愿望、信念与现实条件的关系来解释和预测人们的心理活动。由此可见，幼儿生活经验的积累带来的知识结构的变化与社会认知的成熟形成年龄的累积效应，调节情绪理解与心理理论的关系，进而影响社会善念的发展。
当前研究仍然存在以下不足：(1)研究样本选择的范围和数量有限，可能会对研究结果产生影响。(2)测验任务以是否通过为标准，并在情绪理解与心理理论中每个维度只有一项任务，难以对具体维度进行探讨。(3)中介效应的调节变量只考虑了幼儿年龄，可能仍存在其他的调节变量如幼儿言语发展、观点采择等对研究结果产生影响。未来的研究可以在更大的范围内进行取样或进行长时间的追踪测量，优化测验任务的设计，对情绪理解、心理理论与社会善念的具体维度进行探讨，考虑纳入更多的调节变量，力求全面系统地检验3～6岁幼儿社会善念发展的影响机制。
5 结论
(1)3～6岁幼儿社会善念的发展存在显著的年龄差异，4岁是幼儿社会善念快速发展时期；(2)情绪理解能够显著正向预测幼儿社会善念的发展；(3)心理理论在幼儿情绪理解和社会善念之间起部分中介作用；(4)年龄调节了心理理论中介效应的前段路径。