情緒調節：中國青少年社會與情感能力測評分報告之二 ＊

劉 志 朱銳銳 崔海麗 黃忠敬

（1. 華東師范大學教育學部教育學系，上海 200062；2. 北京大學教育學院，北京 100871）

一、導言

（一）OECD測評概況

2019年，經濟合作與發展組織（Organisation for Economic Co-operation and Development，簡稱OECD）在世界范圍內開展了青少年社會與情感能力研究（Study on Social and Emotional Skills，簡稱SSES）的首輪國際大規模正式測評，共有9個國家的10個城市參與，他們是波哥大（哥倫比亞）、馬尼薩雷斯（哥倫比亞）、大邱（韓國）、赫爾辛基（芬蘭）、休斯頓（美國）、伊斯坦布爾（土耳其）、莫斯科（俄羅斯）、渥太華（加拿大）、辛特拉（葡萄牙）、蘇州（中國）。在蘇州開展的中國青少年社會與情感能力測評，是OECD此次大規模國際測評項目的重要組成部分。

該研究運用“大五人格”模型（Big Five Model），從任務能力（盡責性）、情緒調節（情緒穩定性）、協作能力（宜人性）、開放能力（開放性）和交往能力（外向性）5個方面進行測評，目標是測評各個國家（或城市）青少年社會與情感能力的發展水平，分析影響青少年社會與情感能力發展的家庭、學校和社區因素，預測社會與情感能力對學生健康、幸福感等生活結果的重要作用，從而為決策者、管理者與廣大中小學教師提供啟示和改革建議。

2019年11月份，在前期歷時近2年的工作基礎上，課題組根據OECD的要求對蘇州市下轄的6個區和4個縣級市共151所中小學校開展了正式測評，共有7268名學生參加了此次測評，其中10歲組學生3647名，15歲組學生3621名。本報告以此次參加測評的7268名學生作為樣本。蘇州是我國社會、經濟、文化和教育發達地區之一，蘇州的測試結果及其揭示的問題帶有指向意義，對我國準確評估青少年社會與情感能力，全面發展素質教育具有重要意義。

關于此次測評的總體情況，見同期刊發的《中國青少年社會與情感能力發展水平報告》；關于社會與情感能力測評工具的技術說明，見同期刊發的《中國青少年社會與情感能力測評之技術報告》。

本報告為社會與情感能力測評之情緒調節的專題報告。

（二）定義及重要性

情緒狀態會對我們的學習、工作和生活產生重要影響。大量的實證研究表明，情緒調節與健康和幸福感有著密切的關系，尤其是整體的身心健康（Strickhouser，J. and E. Zell，2017）。OECD在其研究報告中指出，情緒調節對兒童和青少年的人生發展具有重要意義，與許多生活結果變量（如教育期望、考試焦慮、生活滿意度、幸福感與健康等）有密切相關（OECD，2015）。當前社會發展的不確定性增加，使得學生們要面對大量出現的、突然改變的學習、生活環境和人際關系，此種情況下，情緒調節能力對學生們而言就顯得尤其重要。當他們無法適應和調整時，就會產生焦慮、壓抑、悲觀等情緒。有研究表明，焦慮的孩子傾向于使用更不適應的調節策略來應對消極的生活事件（Garnefski N. & Kraaij V.，2016）。學生在面對逆境和被動的人際關系時，若長時間壓抑自己的情緒而無法合理調節，很容易引發情緒障礙，影響身心健康，更嚴重的會引發如跳樓自殺、反社會行為等難以挽回的后果。而那些能夠靈活恰當地運用情緒調節策略的學生往往具有更好的人際關系、更多的親社會行為和更強的社會能力（Spinrad et al.，2006）。因而，讓青少年學生學會情緒調節，做好情緒管理極為重要和緊迫。

情緒調節（Emotional regulation）是社會與情感能力的重要組成部分。OECD在關于社會與情感能力的研究中，以“大五人格”理論為基礎，將情緒調節的內涵界定為：一個人是否能做好情緒管理，是否能有效地調整不良情緒和應對壓力，同時，是否對個人生活和社會事業發展抱有積極樂觀的態度（OECD，2015）。針對青少年情緒調節方式以及他們尚不能準確體察和表述的特點，OECD社會與情感能力測評的情緒調節維度中，主要通過測量抗壓力（Stress Resistance）、樂觀（Optimism）和情緒控制（Emotional Control）3項子能力的表現來展開論證分析。

本文根據蘇州市青少年參與OECD社會與情感能力測評的樣本數據，對學生情緒調節的能力表現進行較為全面的分析。

二、方法

（一）樣本情況

OECD青少年社會與情感能力研究在抽樣前期進行了3項準備工作。首先，描述了蘇州和蘇州教育的概況和測評的目標總體，并解釋覆蓋與排除的情況，比如隨遷子女學校、特殊教育學校不納入抽樣范圍。其次，確定了分層變量，比如學校性質（公立學校與私立學校）、學校社會經濟地位（城市、縣鎮與農村學校）、學校層級（小學、中學或一貫制）以及學校類別（普通學校與職業學校）等變量。最后，確定了抽樣對象的確切年齡范圍，10歲組學生的年齡介于10歲2個月到11歲1個月之間，15歲組學生的年齡介于15歲2個月到16歲1個月之間。

OECD青少年社會與情感能力研究的抽樣從參與的城市所有符合條件的學校和學生中系統地進行，具體到蘇州市下轄的6個區和4個縣級市所有中小學，采用的抽樣方法為2個階段分層的整群抽樣（stratified two-stage cluster sampling）。第一步是學校抽樣，從387所有10歲學生的小學和一貫制學校中抽取了76所學校，從有15歲學生的88所高中和職校中抽取了75所學校。第二步是學生抽樣，根據入樣學校提供的師生關聯表，從每個入樣學校的適齡學生中隨機抽取50名學生。經過上述兩步，10歲組和15歲組分別抽取被試3800名和3750名，兩者合計總樣本量為7550。在正式施測階段，入樣學生整體參與率高達96.26%，共計有7268名學生完成全部測試，加權后代表蘇州市150964名中小學生。

在7268名樣本學生中，10歲組學生為3647名（占50.2%），15歲組學生為3621名（占49.8%）；男生為3838名（占52.8%），女生為3417名（占47%），另有13名性別不詳（占0.2%）；就讀于中心城區學校的學生為3447名（占47.4%），就讀于縣鎮學校的學生為2459名（占33.8%），就讀于農村學校的學生為1362名（占18.7%）。此外，在參與測評的15歲組學生中，就讀于普通高中和職業高中的分別有2811名（占77.6%）和810名（占22.4%）。

在開展學生調查的同時，另有7136名家長、3732名教師和151名校長分別參與填寫了家長問卷、教師問卷和學校問卷。

（二）測量題項

本次OECD社會與情感能力測評中，情緒調節維度包含3項子能力，即抗壓力、樂觀和情緒控制。采用學生自評、家長評價、教師評價3種方式對學生在各項能力上的表現進行評價。對于學生自評和家長評價，每項能力均采用8道題的量表進行測試，而教師評價則從中選擇3道題目。測評都要求學生對一些陳述表示自己同意的程度。例如，對于“我經常感到悲傷”這樣一個陳述，學生要從“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”這5個選項中選擇其一來應答。需要說明的是，部分題目在教師和家長問卷中有對應測項，以期與學生的反應相互印證。以下是情緒調節3項子能力的示例測評題目,其中部分題目須反向計分。

測量抗壓力的題項示例：

● 我能很好地處理壓力

● 我擔心很多事情

● 我害怕很多事情

測量樂觀的題項示例：

● 我經常感到悲傷

● 我幾乎每天醒來都很開心

● 我預料不好的事情會發生

測量情緒控制的題項示例：

● 我知道如何控制我的憤怒

● 我有不可預料的心情和情緒

● 我經常感到憤怒

（三）計算方法

由于學生、家長和教師三方評價在題量上有所不同，因此基于三方數據的能力值計算方式也有所不同。對于學生自評和家長評價，OECD建議使用刪減題項（item）后經過校正的標準化分數。該能力值的計算需要通過賦分、模型估計、反應風格校正和標準化這4個步驟。首先，需要對題項的原始選項（response）進行賦分（0—4分）；其次，利用項目反映理論（Item Response Theory，簡稱IRT）中的廣義分步計分模型（Generalized Partial Credit Model，簡稱GPCM）對合并樣本（所有城市的10歲組和15歲組學生）進行參數估計，并基于加權似然估計（Weighted Likelihood Estimate，簡稱WLE）算法獲得能力初始值；再次，校正默認反應風格（Acquiescence Response Style）所帶來的估計偏誤，獲得能力校正值；最后，將能力校正值通過線性變換轉化為均值500分（所有城市10歲組均值）、標準差100分（所有城市10歲組標準差）的標準分，也即最終能力值。對于教師評價，OECD建議簡單地將基本量表中3個題項經過賦分后（0—4分），取其平均值作為單向能力的得分即可，無需再進行其他測量學的校正。

三、結果

本節內容共分為3個部分，包括：總體狀況、情緒調節的預測變量分析，以及情緒調節與生活結果變量。總體狀況部分對蘇州市學生在情緒調節上的表現進行了整體描述，呈現了情緒調節各項子能力的得分，情緒調節與其他子能力的相關，情緒調節的年齡、性別、城鄉和學校類型差異。情緒調節的預測變量分析主要是從背景變量、學生變量、教師變量、學校變量和家庭變量中探索哪些因素影響情緒調節的發展。情緒調節與生活結果變量主要考察各項子能力對學業成績、全球意識、健康、社會關系和生活質量這5大類與學生成長和發展密切相關的結果變量的影響。

（一）情緒調節的總體狀況

1. 情緒調節的得分

表1呈現的是蘇州市10歲組和15歲組學生情緒調節能力3項子能力的平均數和標準差。除了學生自評外，還列出了家長和教師評定的結果（其中教師評分未做轉換）。10歲組學生在情緒調節維度的各項能力得分要普遍高于15歲組。在情緒控制和樂觀能力上，10歲組學生自評得分很高，說明學生認為自己非常樂觀，情緒控制也做得很好，但10歲組學生家長評定分數低于學生自評得分；15歲組學生自評得分低于家長評定分數，但在情緒控制和樂觀能力兩項上的得分均高于國際平均水平。值得注意的是，無論是10歲還是15歲組學生，抗壓力水平自評得分均遠低于其他2項子能力的得分，尤其是15歲組學生，其抗壓力自評得分低于國際平均水平，這個結果值得深入探究。總體上看，家長和教師對學生抗壓力、樂觀、情緒控制的評定得分情況比較一致，差距較小。

表1 蘇州市學生情緒調節能力3項子能力得分的平均數和標準差（M±SD）

2. 情緒調節與其他子能力的相關

本文計算了情緒調節能力的3項子能力之間，以及與其他12項子能力的Pearson相關系數，各子能力均呈現顯著相關水平，結果如表2所示。根據OECD的界定，如果相關系數大于或等于0.66，則被定義為高相關；如果相關系數在0.33—0.65之間，則被定義為中等相關；如果相關系數小于0.32，則被定義為低相關。

表2 子能力間的相關系數

如表2所示，從情緒調節維度分析，并沒有出現高相關系數（0.66及以上），但無論是10歲組還是15歲組，抗壓力、樂觀、情緒控制3項能力之間的相關系數都處于中高水平相關。其中樂觀和情緒控制屬于中高水平相關（10歲組r=0.60，15歲組r=0.62），抗壓力和樂觀屬于中高水平相關（10歲組r=0.57，15歲組r=0.60），情緒控制和抗壓力也屬于中高水平相關（10歲組r=0.56，15歲組r=0.57）。

10歲組學生情緒調節的3項子能力之間，樂觀與情緒控制的關系最為密切（r=0.60）。在與其他維度各項子能力的相關性中，抗壓力和樂觀與交往能力維度中的活力關系較為密切，相關系數分別為0.55和0.63，呈現中等偏上程度的相關；而情緒控制則與協作能力維度中的合作關系最為密切，相關系數為0.61。

與10歲組相比，15歲組學生各變量因子之間的相關性略低。與10歲組學生結果一致的是，15歲組學生也是樂觀與情緒控制的關系最為密切，r值為0.62；在與其他維度各項能力的相關性中，抗壓力、樂觀都和學生與他人交往中的活力關系最為密切，r值分別為0.56和0.65，均呈現中等偏上程度的相關，說明情緒調節中的抗壓力和樂觀程度越高，學生在與他人交往中的活力程度越高。與10歲組學生結果有區別的是，15歲組學生的情緒控制則與毅力關系最為密切，r值為0.55，說明學生情緒控制得越好，毅力表現就比較好。

在OECD社會與情感能力測評的報告中，將能力得分位于前25%的學生定義為高水平學生。比如，將10歲組學生在抗壓力上的得分從高到低進行排列，計算得到其25%分位數為579分，15歲組為517分，所有抗壓力得分大于該數值的學生都被定義為高水平學生。進一步，在抗壓力高水平的學生群體內部，又可以根據其在其他能力上的水平進行劃分，得到同時在兩種能力上具備高水平的學生比例。

圖1中呈現了抗壓力高水平的學生群體中，在其他14項能力上具備高水平的學生比例。從圖1中可以看出，在抗壓力上具有高水平的學生群體中，10歲組50%以上、15歲組40%以上的學生在其他14項能力上也具有較高水平。不僅如此，10歲組學生在大多數能力上的高水平比例要超過15歲組。

圖1 抗壓力高水平學生中其他能力高水平的比例

圖2中呈現了樂觀高水平的學生群體中，在其他14項能力上高水平的學生比例。從圖2中可以看出，在樂觀能力上高水平的學生群體中，10歲組學生在其他14項能力上具有高水平的學生比例一般超過50%（果敢除外），而15歲組學生在其他14項能力上具有高水平的學生比例低于50%的有責任感、創造力、包容度、自控力和果敢。不僅如此，10歲組學生除了在信任、樂群、活力外的其他11項能力的高水平比例要超過15歲組。

圖2 樂觀高水平學生中其他能力高水平的比例

圖3中呈現了情緒控制高水平的學生群體中，在其他14項能力上具備高水平的學生比例。從圖3中可以看出，在情緒控制能力上具備高水平的學生群體中，10歲組在其他14項能力上也具有高水平的學生比例中除了信任、樂群和果敢外，其他11項能力均超過50%。10歲組學生在大多數能力上的高水平比例要超過15歲組，而15歲組學生僅在信任能力上的高水平比例超過10歲組。

圖3 情緒控制高水平學生中其他能力高水平的比例

3. 能力差異：按年齡、性別、城鄉、學校類別

（1）年齡差異

圖4呈現了學生、家長和教師三方數據不同年齡組之間的學生社會與情感能力評價結果的差異。在圖4中，因為在社會與情感能力測評數據庫中，學生自評和家長評價的結果都采用IRT方法計算標準化分數（均值500左右，標準差100左右），而教師評價的結果則采用原始分的均值，因此圖4中在右坐標軸顯示的是教師評價的差值。

從圖4中可以看出，三方評價之間存在較大的差異。學生自評結果顯示，在抗壓力、樂觀和情緒控制3項能力上，10歲組學生的均值比15歲組學生的均值分別高出59分、66分和59分；家長評價的結果顯示，在抗壓力和情緒控制2項上，10歲組學生的均值得分比15歲組學生分別低11分和23分，而樂觀這項上則高出11分；教師評價的結果顯示，在抗壓力、樂觀和情緒控制3項上，10歲組學生比15歲組學生得分相當，分別高出0.15、0.1和0.08分。

圖4 10歲組和15歲組學生情緒調節三方評價差異值

（2）性別差異

圖5展現了10歲組和15歲組男女生在抗壓力、樂觀和情緒控制3項能力上的均值。從圖5中可以發現，在10歲組學生中，男生、女生的能力均值差別不大，男生的抗壓力（527分）和情緒控制（597分）得分稍高于女生6分和2分，而女生的樂觀程度（628分）高于男生6分。在15歲組中，男生在3項能力上的均值都高于女生。其中，男生的抗壓力均值為477分，高出女生均值24分；男生的樂觀能力均值為564分，高出女生均值10分；男生的情緒控制均值為550分，高出女生均值28分。上述數據表明，隨著年齡的增加，男女生在情緒調節維度上的能力差異會發生變化。在低年齡段，男女生差別不大，但到了高年齡段，男生比女生的情緒調節能力更好一些。

圖5 男生女生情緒調節得分差異

（3）城鄉差異

本次測評中，蘇州市的抽樣框架將學校所在地區的社會經濟發展水平分為3類，即經濟發展水平較低的農村地區、經濟發展水平中等的縣鎮地區，以及經濟發展水平較高的中心城區。為了比較農村地區學生與中心城區學生之間在情緒調節能力上的差異，本文對兩類地區的學生能力進行均值檢驗，并計算其效應量（Cohen’s d），結果呈現在表3中。由表3可知，整體上看，中心城區學生情緒調節好于農村學生，10歲組學生抗壓力、樂觀和情緒控制3項能力的城鄉差異都在統計上顯著異于0（p值<0.01），表明中心城區學生的情緒調節能力得分要顯著高于農村地區。15歲組學生在這3項能力上均數差較小，在統計上無顯著差異。

表3 農村地區與中心城區學校學生情緒調節差異（分年齡）

（4）學校差異（普通高中和職業高中）

本次測評中，蘇州市的抽樣框架將高中分為普通高中和職業高中，因此對兩類高中生在情緒調節維度的差異進行比較也具有一定意義。表4分性別列出普高與職高的差異。從得分均值上看，抗壓力職高生比普高生稍好一些，而樂觀和情緒控制能力普高生稍好一些，但無論是男生組還是女生組，普高生與職高生在這3項能力上均不存在顯著差異。這說明蘇州市普高生和職高生在情緒調節維度的發展上處于相對均衡狀態。

表4 普通高中和職業高中學生情緒調節差異（分性別）

（二）情緒調節的預測變量分析

OECD社會與情感能力測評的背景問卷考察了哪些因素會對學生的社會與情感能力產生影響。本文中將背景問卷中的相關變量進行整理，并劃分為5大類，包括：背景變量、學生變量、教師變量、學校變量以及家庭變量。為了探索上述5類變量如何影響學生的情緒調節，本文采用多元線性回歸方法來進行分析。為保證分析結果對蘇州市具有代表性，所有回歸均采用WT2019變量對個案進行加權。所有回歸系數均為標準化系數，顯著性水平設置為p<0.05。

1. 背景變量

本文中考察的背景變量包括性別、年齡、社會經濟地位等等。對于社會經濟地位變量，OECD青少年社會與情感能力研究數據庫中沒有直接提供，本文中將4個相關的基礎性變量納入，包括：父母最高學歷、家庭擁有物、家庭設備、家庭藏書量。上述6個背景變量對情緒調節3項子能力的回歸結果參見表5a和5b。

表5a 背景變量對情緒調節的回歸結果（10歲組）

表5b 背景變量對情緒調節的回歸結果（15歲組）

對于10歲組學生而言，家庭擁有物、家庭藏書量這兩個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響，不僅如此，從標準化系數的大小來看，家庭擁有物的影響程度要遠高于家庭藏書量。對于15歲組學生而言，父母最高學歷、家庭擁有物、家庭藏書量3個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。此外，比較3個變量的系數大小可以發現，3個變量的影響程度不相上下。

通過比較不同年齡組的回歸結果可以發現，家庭擁有物和家庭藏書量這兩個變量對10歲組和15歲組的學生都具有穩定的顯著正向影響，其他變量則在不同年齡組的不同能力上呈現出一些差異。

2. 學生變量

本文中考察的學生變量包括：安全感、朋友關系、好習慣朋友、同學友好、朋友高期望、社會關系廣泛、室內活動時間、上網時間、室外活動時間、成長型思維。上述10個變量對情緒調節能力的回歸結果參見表6a和6b。

表6a 學生變量對情緒調節的回歸結果（10歲組）

表6b 學生變量對情緒調節的回歸結果（15歲組）

對10歲組學生而言，安全感、朋友關系、好習慣朋友、同學友好、室外活動時間、成長型思維6個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響，從標準化系數的大小來看，安全感、朋友關系這2個變量影響程度要高于好習慣朋友、同學友好、室外活動時間和成長型思維。值得注意的是，上網時間和社會關系廣泛對于3項能力均具有顯著的負向影響。對15歲組學生而言，安全感、朋友關系、好習慣朋友、同學友好、社會關系廣泛、室內活動時間、室外活動時間、成長型思維這8個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響，從標準化系數的大小來看，安全感、朋友關系、同學友好、室外活動時間和成長型思維這5個變量影響程度要高于其他3個變量。與10歲組學生相同，上網時間對于15歲組學生的3項能力都存在顯著負向影響，與10歲組學生稍有不同的是，朋友高期望對15歲組學生的3項能力存在顯著負向影響。

總體來看，無論是10歲組還是15歲組的學生，安全感、朋友關系、好習慣朋友、同學友好、室外活動時間和成長型思維這6個變量都對情緒調節的3項能力具有顯著而穩定的積極影響，社會關系廣泛對10歲組學生有負向影響，對15歲組學生有積極影響。

3. 教師變量

本文中考察的教師變量主要包括：教師高期望、師生關系、教齡、教師學歷、參加社會情感能力有關培訓的機會（簡稱培訓機會）、參加社會情感能力有關培訓的頻率（簡稱培訓頻率）。上述6個教師因素變量對情緒調節的回歸結果參見表7a和7b。

表7a 教師變量對情緒調節的回歸結果（10歲組）

表7b 教師變量對情緒調節的回歸結果（15歲組）

對10歲組學生而言，師生關系和教齡這2個變量對情緒調節維度3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。對15歲組學生而言，師生關系在情緒調節維度上的3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。總體來看，無論是10歲組還是15歲組學生，師生關系都能對抗壓力、樂觀和情緒控制3項能力產生穩定而顯著的正向影響。此外，對于10歲組學生而言，教師高期望對學生情緒調節產生負向影響，但對15歲組而言，類似效應并不明顯存在。

4. 學校變量

本文中考察的學校變量主要包括：學校歸屬感、學校合作氛圍、學校競爭氛圍、校園欺凌、校外活動。上述5個學校因素變量對情緒調節的回歸結果參見表8a和8b。

表8a 學校變量對情緒調節的回歸結果（10歲組）

表8b 學校變量對情緒調節的回歸結果（15歲組）

對10歲組學生而言，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動3個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。從標準化回歸系數來看，學校歸屬感的影響程度要大于學校合作氛圍，而學校合作氛圍的影響程度要大于校外活動。對15歲組學生而言，與10歲組學生類似，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動3個變量對15歲組學生在情緒調節維度上的3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。從標準化回歸系數來看，學校歸屬感的影響程度也要遠高于學校合作氛圍和校外活動。

5. 家庭變量

本文中考察的家庭變量主要包括教養方式、親子問題以及家長高期望。教養方式這一概念最早由Baumrind（1971）進行總結，有關其定義、分類和維度的研究已經十分豐富（Smetana，2017）。本文中運用教養方式的概念來描繪父親或母親對子女的教育方式和風格，包括理解型父親/母親、懲罰型父親/母親。上述6個家庭變量對情緒調節的回歸結果參見表9a和9b。

表9a 家庭變量對情緒調節的回歸結果（10歲組）

表9b 家庭變量對情緒調節的回歸結果（15歲組）

對10歲組學生而言，理解型父親、理解型母親和家長高期望3個變量對情緒調節3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。從標準化系數的大小來看，理解型父親的影響程度大于理解型母親，而理解型母親的影響程度大于懲罰型母親。值得注意的是，親子問題和懲罰型父親對3項能力均具有顯著的負向影響，這說明不和諧的親子關系和嚴厲的父親會阻礙學生的情緒調節。

對15歲組學生而言，理解型父親、懲罰型父親和家長高期望3個變量對情緒調節維度3項能力均具有穩定而顯著的積極影響。與10歲組學生有所不同的是，父親對孩子管教越嚴格，孩子在情緒調節各項能力上的表現也會越高。從標準化系數來看，理解型父母的影響程度總體上要高于懲罰型父母，而且對15歲組學生來說，父親的影響程度要大于母親，懲罰型母親對孩子的情緒調節有負向影響。此外，與10歲組較為一致的是，親子問題也對3項能力均具有顯著的負向影響。

（三）情緒調節與生活結果

所謂生活結果（life outcomes）是指與學生的成長和生活相關的結果變量。OECD社會與情感能力研究的測評框架認為，包括情緒調節在內的社會與情感能力對學生的生活結果變量都應該具有積極影響（Kankara? & Suarez-Alvarez，2019）。因此，學生問卷中設計了涵蓋教育、公民意識、社會關系、健康、生活質量等5大領域的11項生活結果變量，包括學業成績（語文成績、數學成績、藝術成績）、教育期望、全球意識、親近家人、親近他人、健康、主觀幸福感、生活滿意度、考試焦慮。本小節繼續采用多元線性回歸來考察情緒調節如何影響學生在5大領域的生活結果變量。10歲組和15歲組學生的回歸結果分別呈現在表10a和表10b中。本部分的所有回歸均采用WT2019變量進行加權，所有回歸系數均為控制背景變量條件下的標準化系數，顯著性水平設置為P<0.05。由于本部分變量含義較為明確，且大部分標準回歸系數都不大，再加上篇幅有限，故不再做詳細解釋，在此僅做變量回歸分析結果的簡要說明。

表10a 情緒調節對生活結果變量的回歸結果（10歲組）

表10b 情緒調節對生活結果變量的回歸結果（15歲組）

第一，從學業成績與教育期望看，情緒調節對于學業成績（語文、數學、藝術）和教育期望均有顯著正向影響。對于10歲組學生而言，情緒調節的樂觀和情緒控制對語文、數學和藝術成績具有穩定而正向的影響，而且相比之下，樂觀的影響程度較大。但15歲組學生與10歲組學生相比，樂觀和情緒控制2項能力對各科成績和教育期望的影響各不相同。

第二，從全球意識這一變量看，無論是10歲還是15歲組學生，抗壓力、樂觀和情緒控制都對其全球意識具有正向顯著影響，表明抗壓力、樂觀、情緒控制的提高能夠帶來不同年齡組學生全球意識的提高。

第三，從健康這一變量看，無論是10歲組還是15歲組學生，情緒調節能力對健康狀況有顯著正向影響，表明抗壓力、樂觀和情緒控制能力越好，學生的健康狀態就越好。

第四，從生活質量來看，社會與情感能力測評從幸福感、滿意度、考試焦慮3方面來衡量生活質量。無論是10歲組還是15歲組學生，抗壓力、樂觀和情緒控制能力對幸福感、滿意度有顯著正向影響，對考試焦慮是顯著負向影響，也就是說，情緒調節能力越好，考試焦慮越少。

第五，從社會關系來看，社會與情感能力測評主要包括親近家人（父母）和親近他人（同伴關系）2個變量。從分析結果看，無論是10歲組還是15歲組學生，情緒調節能力對親近家人和親近他人均有顯著正向影響，表明抗壓力、樂觀和情緒控制能力的提升能夠使學生更加親近家人和他人。

四、討論

本文基于蘇州參與OECD首輪國際學生社會與情感能力正式測評的調查數據，從情緒調節維度（抗壓力、樂觀和情緒控制）對蘇州市10歲組和15歲組的學生的表現進行了較為全面的分析。分析表明，學生群體的抗壓力、樂觀和情緒控制能力在年齡、性別、城鄉、學校類別之間存在差異，“大五人格”的15種能力之間存在相關性，通過回歸分析從多個層面探尋了學生情緒調節的預測變量，以及情緒調節對5大類生活結果變量的影響。

（一）進一步討論

第一，能力之間的相關性。Hughes等人（2020）系統梳理了基于能力發展的人格特征如何影響個人和人際情緒調節，人格特征為人的發展的表征提供了一個廣泛的適用框架。由于社會與情感能力測評基于“大五人格”理論，問卷中具體化為15種能力的測試，較為全面地反應了學生的人格特征與能力水平。通過分析發現，各項能力之間呈現顯著相關，情緒調節維度的3項能力（抗壓力、樂觀和情緒控制）有較為密切的關聯，與其他維度的能力有較為一致的表現水平。也就是說，在情緒調節上做得好的學生，其他能力的發展也會比較好。有學者研究發現，人格特征和情緒調節之間的經驗關聯是有意義的，但程度適中（Barańczuk Urszula.，2019），蘇州學生的能力測評結果也印證了這一結論。

第二，情緒調節能力表現具有差異性。首先在年齡差異上，蘇州10歲組學生在情緒調節能力上的自評得分比15歲組學生要高，這可能是由于10歲組學生比較樂觀，而15歲組學生心智較成熟，且受經歷過中考、面臨高考壓力等因素的影響，尤其是抗壓力的得分，15歲組學生與10歲組學生差距較大，且兩組學生的抗壓力表現是測評的15種能力得分最低的一個能力，這說明抗壓力的表現需要重點關切。其次是在性別的差異上，就情緒調節維度來說，整體上男生的表現好于女生，尤其是在抗壓力上，男生要強于女生。最后是在城鄉差異上，蘇州雖然是我國較為發達地區，但城鄉經濟發展水平依然存在較大差異，城市地區學生情緒調節水平比鄉鎮農村地區學生的表現要好，這些差異非常值得教育行政部門和學校關注。

第三，情緒調節能力發展的預測變量。OECD在測評中通過背景、學生、教師、學校和家庭5大類30多個變量考察相關水平，這些變量對10歲組和15歲組學生情緒調節能力具有一致性的顯著影響，以正向積極的影響居多。從背景變量看，父母學歷越高，家庭擁有物和藏書量越多，學生的情緒調節能力就越好；從學生變量看，安全感、朋友關系、室外活動時間、成長型思維等對情緒調節有顯著正向影響，說明友誼關系和課外活動的重要性，而上網時間與情緒調節有明顯的負向影響，說明沉溺網絡會給學生情緒調節能力的發展帶來負面作用；從教師變量看，師生關系的質量好壞與學生情緒調節呈現正向相關，而教師參與社會與情感能力培養的相關培訓會有助于學生能力的發展；從學校變量看，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動3個變量對學生能力發展具有顯著影響，尤其是建立學校歸屬感的效應會更大；從家庭變量看，理解型父母尤其是理解型父親會對孩子情緒調節能力的發展帶來積極效應，而存在親子問題的家庭會對能力發展帶來負面效應。

第四，情緒調節能力對生活結果變量的影響。數據分析顯示，情緒調節能力對學習成績、教育期望、健康、全球意識、幸福感、滿意度、考試焦慮、親近家人和親近他人等變量因素具有顯著的積極影響，進一步說明了讓學生學會情緒調節、做好情緒管理的重要作用與價值，特別是對以10歲和15歲組學生為代表的廣大中小學生來講，有效提升其情緒調節能力是滿足他們獲得友誼和人際交往、增強親密關系、減少考試焦慮等突出需求的重要保障。

（二）啟示與建議

綜上，情緒調節作為社會與情感能力的重要維度，受到不同主體和眾多變量因素的影響，在當前快速發展變化的社會背景下，學生擁有良好情緒調節能力就顯得愈發重要。結合本文分析對促進學生情緒調節能力發展有以下3點建議：

一是在理念上要高度重視學生情緒調節相關能力的培養。情緒調節是學生社會性發展的重要指標，對學生學習、社會關系和生活發展的方方面面具有重要價值，同時也明顯受學生個體、教師、學校和家庭等相關變量因素的影響。無論是學校育人還是家庭育人，其理念與目標要樹立重視情緒調節的價值引領，培養過程要關注學生抗壓力、樂觀和情緒控制能力的表現，促進學生積極、穩定的情緒發展。

二是在實施上要掌握和運用做好情緒調節的策略與模式。做好情緒調節需要一個問題識別、選擇方法和策略實施的過程，需要在真實情境問題中進行應用，因此無論是家長還是教師應關注學生不同情境下的情緒狀態，需要掌握科學情緒調節的模式，并因時因地制宜。在這一方面，Gross（2015）提出情緒調節的擴展過程模型，耶魯大學社會情感研究中心所推廣的情緒調節“RULER”模式可實施度較強，可以帶來有益啟示。這些模式在解決不良情緒帶來的心理健康和危險行為的問題上富有成效，對于提升情緒調節水平有明顯的效果。

三是各相關主體要明確自身角色，探尋有效路徑，形成育人合力。基于本文對情緒調節能力發展的影響要素分析，學校要在文化建設上以增強歸屬感為目標，創建學生合作氛圍，豐富、合理安排學生課外社團活動；教師要因材施教，關注個體需要，構建良好的師生關系氛圍，同時積極參加社會與情感能力培養的相關培訓學習，增加對學生的積極評價，提升自身的育人技能；家長要注重孩子的全面發展，改變對孩子唯分數和唯升學的應試心態，尊重孩子、信任孩子、善于溝通、鼓勵孩子多交友和參加課外活動，幫助孩子減少考試焦慮，促進親子間的良性互動；學生個體要學會識別個人的情緒發展，減少網絡游戲時間，積極參與同伴互動集體活動。