常淑敏 張麗婭 王玲曉

發(fā)展資源在減少青少年外化問題行為中的累積效應及關系模式

常淑敏 張麗婭 王玲曉

(山東師范大學心理學院, 濟南 250358)

以1219名初一學生為被試進行間隔一年的追蹤研究, 考察了發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應及其關系模式, 并進一步探討了性別在關系模式中可能存在的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：(1)發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的減少均具有累積效應, 具體而言, 發(fā)展資源對青少年當前外化問題行為的累積效應呈二次函數(shù)的非線性模式, 而對青少年一年后外化問題行為的累積效應呈線性模式; (2)性別的調(diào)節(jié)作用僅在累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為間的二次函數(shù)模式中顯著。研究結(jié)果為有針對性地進行資源構(gòu)建, 預防和減少青少年外化問題行為提供了依據(jù)。

發(fā)展資源; 外化問題行為; 累積效應; 關系模式; 調(diào)節(jié)作用

1 問題提出

一直以來, 外化問題行為(externalizing behaviors) 作為兒童青少年普遍而持久的適應不良形式之一受到發(fā)展心理學和心理病理學領域研究者的廣泛關注(Dodge et al., 2003)。與童年期相比, 青少年期是外化問題行為的高發(fā)期(蔡春鳳, 周宗奎, 2006)。相關研究表明, 隨著個體進入青春期, 其打架、斗毆、逃學、參與違法活動等外化問題行為明顯增加(Connell, Gilreath, & Hansen, 2009; Huang, Lanza, Murphy, & Hser, 2012)。青少年期的外化問題行為與其當前和一段時間后的多種不良適應結(jié)果有著密切的聯(lián)系, 如較低的學業(yè)成績、同伴拒絕、藥物成癮和犯罪行為等(Janssens et al., 2015; Reef, Diamantopoulou, van Meurs, Verhulst, & van der Ende, 2011)。因此, 對影響青少年期外化問題行為發(fā)生和發(fā)展的相關因素進行研究尤為必要。

過去, 發(fā)展心理學領域的研究多關注危險因素, 如父母身體攻擊、同伴侵害、鄰里犯罪等(侯珂, 張云運, 駱方, 任萍, 2017; Xing, Wang, Zhang, He, & Zhang, 2011; 楊晨晨, 邊玉芳, 陳欣銀, 王莉, 2016)對外化問題行為的影響。上述研究通過篩選對外化問題行為具有預測作用的危險因素, 在一定程度上有助于青少年外化問題行為的減少。而關注積極因素, 如良好的親子關系、社會支持、積極的校園氛圍等(Burk & Laursen, 2010; 李董平等, 2015; 劉霞, 范興華, 申繼亮, 2007)對外化問題行為的預防或減少作用, 一方面可以有效降低青少年外化問題行為的發(fā)生率, 另一方面有助于青少年發(fā)展出其他積極行為(如親社會行為), 并通過促進其積極行為的不斷發(fā)展進而取代不良行為問題, 更大程度地降低外化問題行為的發(fā)生率。因此, 本研究將以積極青少年發(fā)展觀(Positive Youth Development Perspective, PYD)為理論基礎, 關注積極因素在減少青少年外化問題行為中的作用機制。

近年來, 已有研究開始考察積極因素對青少年外化問題行為的影響, 并發(fā)現(xiàn)高自我控制能力(韓小慧, 2011)、社會能力(Langeveld, Gundersen, & Svartdal, 2012)、父母監(jiān)控(Coley, Votrubadrzal, & Schindler, 2009; 屈智勇, 鄒泓, 2009)、家庭支持(趙娜, 凌宇, 陳喬丹, 滕雄, 2017)、教師的情感支持(Thomas, Bierman, & Powers, 2011)、積極的校園氛圍(李董平等, 2015)以及鄰里凝聚性(Hill & Angel, 2005)等多種積極因素能夠顯著降低青少年外化問題行為的發(fā)生率。由此可以看出, 來自個體、家庭、學校和社區(qū)等不同層面的發(fā)展促進因素對青少年外化問題行為均具有預防或減少作用。但是, 這些研究往往將不同生態(tài)層面的促進因素分開考察, 當這些促進因素結(jié)合在一起時, 它們對青少年外化問題行為產(chǎn)生的效力如何, 目前尚無研究考察。事實上, 這種只關注單一或少數(shù)積極/促進因素的做法存在許多不足。首先, 生物生態(tài)學理論(Bronfenbrenner & Morris, 1998)認為, 個體發(fā)展同時受家庭、學校、同伴等多個生態(tài)子系統(tǒng)的影響。換言之, 在個體的發(fā)展過程中并非僅存在單一積極因素, 而是多類積極因素并存(Scales, Benson, Leffert, & Blyth, 2000)。因此, 只關注單一或少數(shù)積極因素的做法并不符合青少年的生活實際。其次, 多元資源理論(Hobfoll, 2011)指出, 不同領域的資源之間可能并不是相互獨立的, 而是彼此相互作用、交融互通, 以協(xié)同的方式發(fā)揮作用。因此, 若只考察單一積極因素的作用, 其效應容易被高估。最后, 在實踐方面, 與僅對單一積極因素進行干預相比, 對多類積極因素共同干預對個體發(fā)展更為有利(Luthans, Avey, Avolio, Norman, & Combs, 2006)。因此, 本研究將綜合考察多領域多類別的積極因素對青少年外化問題行為的作用, 以期深入揭示青少年外化問題行為減少的作用機制。

在這一課題面前, Benson (1990)提出的發(fā)展資源模型(The Developmental Assets Model)為我們提供了一個理想的研究工具。發(fā)展資源(Developmental Assets)是指一系列能夠有效促進所有青少年獲得積極發(fā)展的相關經(jīng)驗、關系、技能和價值觀等(常淑敏, 張文新, 2013; Benson, Leffert, Scales, & Blyth, 2012), 是青少年健康成長的營養(yǎng)素。具體分為支持(support)、授權(quán)(empowerment)、規(guī)范與期望(boundary- and-expectation)、有效利用時間(constructive- use-of-time)、投身于學習(commitment-to-learning)、積極價值觀(positive-value)、社會能力(social- competency)和自我肯定(positive-identity)八類資源。其中, 支持是指青少年在家庭、學校和鄰里等多重環(huán)境中獲得的關愛、肯定、鼓勵和接納等。授權(quán)主要指青少年被委以重任, 并能夠在家庭、學校和鄰里等多重環(huán)境中體驗到被重視感和安全感。規(guī)范和期望表達了家庭、學校和鄰里等多重背景在規(guī)范青少年行為方面所具有的明確一致的信息、規(guī)則和紀律。有效利用時間是指保證青少年有時間參加學校或社區(qū)組織的有利于青少年發(fā)展的實踐活動。投身于學習指青少年關心其所在的學校、積極投入學習活動并力求獲得成功等。積極價值觀代表了諸如誠信、正直、有責任感等親社會的價值觀念和個人的品格。社會能力是指個體具有制定計劃和決策的能力、文化的能力以及社交技能等。自我肯定是指青少年關于未來和人生目標等方面具有積極的看法和較高的自我價值感。由此可以看出, 這八類資源比較全面地涵蓋了積極的生態(tài)系統(tǒng)特征和個體態(tài)度技能特征(Benson, 2006)?？缥幕瘜嵶C研究已證實發(fā)展資源在不同種族青少年的積極發(fā)展中均發(fā)揮著重要作用, 擁有更多發(fā)展資源的青少年表現(xiàn)出更少的消極發(fā)展結(jié)果和更多的積極發(fā)展結(jié)果(Scales et al., 2000; Scales, Roehlkepartain, & Shramko, 2016)。因此, 本研究將基于發(fā)展資源模型, 綜合考察多重發(fā)展資源的累積對青少年外化問題行為的影響。

縱觀已有文獻, 關于累積效應的研究最早出現(xiàn)在風險因素領域, 經(jīng)不斷發(fā)展形成了多種建模方法, 例如累積風險、多元回歸、匯總總分等。其中, 累積風險模型(cumulative risk model)是考察多重風險因素累積效應最廣泛的方法。具體做法是, 先對每個風險因素進行二分編碼(1 = 有風險, 0 = 無風險), 再將所有風險因素的得分相加, 得到累積風險指數(shù), 再據(jù)此分析風險因素的累積效應(李董平, 周月月, 趙力燕, 王艷輝, 孫文強, 2016; Stoddard, Zimmerman, & Bauermeister, 2012)。用于考察保護性因素累積效應的累積保護模型(cumulative protection model)衍生于累積風險模型, 因此, 具體做法與之相似, 即通過構(gòu)建累積保護指數(shù)來探討保護因素的累積效應(金燦燦, 鄒泓, 李曉巍, 2011)。據(jù)此, 本研究對每一類發(fā)展資源進行二分編碼(0 = 無該類資源, 1 = 有該類資源), 再將八類資源的二分變量得分相加, 得到累積發(fā)展資源指數(shù), 以考察多重資源的疊加對青少年外化問題行為產(chǎn)生的累積效應。雖然采用該模型對發(fā)展資源進行二分類別轉(zhuǎn)換會丟失信息, 但同時也具有一些突出優(yōu)點：(1)在理論上與強調(diào)個體發(fā)展受多重因素影響的“生物生態(tài)學理論”相契合; (2)有利于構(gòu)建發(fā)展資源類別數(shù)與發(fā)展結(jié)果之間的函數(shù)關系, 即鑒別出每增加一類資源個體的發(fā)展結(jié)果如何變化; (3)發(fā)展資源的累積效應容易解釋, 便于大眾、政策制定者理解。

除此之外, 本研究也將進一步探明發(fā)展資源對青少年外化問題行為累積效應的具體關系模式。需要說明的是, 到目前為止尚未查閱到有關探討積極因素與個體發(fā)展結(jié)果之間累積效應的關系模式的研究。因此, 參考累積危險因素模型(Rutter, 1983; Sameroff, Bartko, Baldwin, Baldwin, & Seifer, 1998), 本研究推測累積發(fā)展資源與青少年外化問題行為之間可能表現(xiàn)出兩種不同的函數(shù)形式：一是“線性模式”, 該模式假定發(fā)展資源類別每增加一個, 青少年的外化問題行為就相應地減少一個單位, 表現(xiàn)出“梯度效應”; 二是“二次函數(shù)的非線性模式”, 該模式假定在發(fā)展資源的類別達到一定數(shù)量后, 青少年的外化問題行為會以二次函數(shù)的形式迅速下降。實際上, 對該問題的探討至關重要, 因為不同的關系模式往往蘊含著明顯不同的實踐意義：若呈線性模式, 則意味著每增加一類資源對青少年的健康發(fā)展都非常重要; 若呈二次函數(shù)的非線性模式, 則意味著累積效應在某個臨界點前后有顯著變化, 應據(jù)此構(gòu)建多于臨界點數(shù)量的發(fā)展資源。此外, 有研究表明, 男生的自控力相較女生較低(張萍, 梁宗保, 陳會昌, 張光珍, 2012), 且其外化問題行為水平顯著高于女生(李丹, 宗利娟, 劉俊升, 2013; Sarracino, Presaghi, Degni, & Innamorati, 2011), 那么發(fā)展資源對男女生外化問題行為累積效應的關系模式是否會因此存在差異, 即在擁有相同數(shù)目的發(fā)展資源類別的情況下, 男生和女生外化問題行為的下降趨勢是否一致？對該問題目前尚無實證研究探討。為此, 本研究將分別在男生和女生群體中探討發(fā)展資源對外化問題行為累積效應的關系模式。

值得注意的是, 已有研究在探討積極因素的作用時往往只關注其作用的即時性(Hsieh et al., 2016), 忽略了其作用效果及方式可能會隨時間發(fā)生變化的延時性。實際上, 在考察影響因素即時效應的基礎上加入時間因子, 不僅有助于探尋影響因素與青少年發(fā)展結(jié)果之間的因果關系, 而且能夠揭示影響因素對青少年發(fā)展結(jié)果的作用過程和機制的穩(wěn)定性(席居哲, 左志宏, WU Wei, 2012), 更為重要的是, 通過將影響因素的即時效應和延時效應加以對比, 可以獲得其更為具體、動態(tài)的作用模式, 為未來開展全面有效的干預研究奠定堅實基礎。因此, 本研究將同時考察發(fā)展資源對青少年當前及一年后外化問題行為的累積效應和關系模式。

綜上, 本研究以中國青少年為被試, 采用間隔一年的縱向研究設計, 考察了發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應, 以及這種累積效應的具體關系模式, 并進一步探討了關系模式中可能存在的性別差異, 以期深入揭示發(fā)展資源的作用機制, 為有針對性地進行資源構(gòu)建, 減少青少年的外化問題行為提供依據(jù)。

2 方法

2.1 被試

采用整群抽樣法, 從山東省一所城市中學和兩所農(nóng)村中學選取初一學生作為被試, 分兩次對其進行測量。第一次測量時, 共有1307名學生參與調(diào)查, 學生的平均年齡為12.13歲(= 0.44)。學生自我報告發(fā)展資源水平, 班主任教師完成對本班學生外化問題行為的評定。將學生和班主任教師完成的問卷進行匹配, 剔除空白問卷、數(shù)據(jù)大面積缺失問卷以及有規(guī)律作答問卷后, 剩余有效問卷1258份。一年后, 由班主任教師對1258名學生的外化問題行為進行第二次評定, 其中27名被試因轉(zhuǎn)學、請假、輟學等原因流失(流失率為2.14%), 因此共收回1231份問卷。再次對問卷進行核查, 剔除無效問卷后最終剩余有效問卷1219份。本研究最終選取有效的1219名學生被試的數(shù)據(jù)進行分析, 其中男生680人, 占55.78% (城市學生341人, 占50.15%), 女生539人, 占44.22% (城市學生262人, 占48.61%)。

對被試流失率進行檢驗發(fā)現(xiàn), 27名流失的學生與有效被試在性別[χ(1) = 1.31,= 0.253]、家庭居住地[χ(1) = 0.85,= 0.356]、累積發(fā)展資源指數(shù)[(1246) = 0.04,= 0.966]和外化問題行為[(1246) = 1.78,= 0.087]上的差異均不顯著, 說明被試不存在系統(tǒng)性流失。

2.2 工具

2.2.1 發(fā)展資源

采用Search研究院(2005)編制的發(fā)展資源量表(Developmental Assets Profile, DAP)對初中生進行測量, 共58個題目, 采用0~3四級計分(0 = 從未或很少, 1 = 稍微或有時, 2 = 常常或經(jīng)常, 3 = 非?；蚩偸?。該量表分為8個分量表：(1)支持分量表包含7個項目, 如“我的父母(或其他照顧我的人)努力幫助我獲得成功”等; (2)授權(quán)分量表包含6個項目, 如“我感受到被他人重視和贊賞”等; (3)規(guī)范與期望分量表包含9個項目, 如“我身邊有些成年人能為我樹立良好榜樣”等; (4)有效利用時間分量表包含4個項目, 如“我在參與一項體育運動, 或參加學生興趣小組”等; (5)投身于學習分量表包含7個項目, 如“我積極投入去學習新的東西”等; (6)積極價值觀分量表包含11個項目, 如“我認為幫助別人很重要”等; (7)社會能力分量表包含8個項目, 如“我用恰當?shù)姆绞奖磉_自己的感受”等; (8)自我肯定分量表包含6個項目, 如“我覺得自己各方面都不錯”等。問卷采用初中生自我報告的方式測評, 將各分量表的平均分乘以10作為各分量表的最終得分, 取值范圍為0~30分。本研究為了構(gòu)建累積發(fā)展資源指數(shù), 將20分(意味著平均的項目反應選擇的是“2常常或經(jīng)?！? 代表發(fā)展資源擁有狀況為“好”)作為分界點對8個分量表進行二分編碼(大于或等于20分編碼為1代表擁有此類資源, 其余編碼為0代表沒有此類資源), 再將8個分量表編碼后的得分相加得到累積發(fā)展資源指數(shù)。

研究表明, 8個分量表均有良好的信效度(Scales et al., 2016)。本研究中, 支持、授權(quán)、規(guī)范與期望、有效利用時間、投身于學習、積極價值觀、社會能力和自我肯定T1時間點的Cronbach’ α系數(shù)分別為0.73、0.63、0.74、0.64、0.74、0.79、0.72和0.77。

2.2.2 外化問題行為

采用Achenbach (1991)編制的兒童行為量表(Child Behavioral Checklist, CBCL)中外化問題分量表的教師報告版(Teacher’s Report Form, TRF)測量初中生的外化問題行為。該量表包括攻擊行為和違紀行為兩個維度, 共20個項目, 采用0~2三級計分(0 = 不符合, 2 = 非常符合)。由班主任報告被試在每一項目(如“經(jīng)常打架”)上的符合程度, 將項目原始分的總分作為外化問題行為的得分, 得分越高表明外化問題行為水平越高。已有研究表明, 該量表在中國文化背景下具有良好的信效度(蘇林雁, 李雪榮, 羅學榮, 楊志偉, 萬國斌, 1996)。本研究中, T1時間點教師報告的被試外化問題的Cronbach’α系數(shù)為0.90, T2時間點報告的被試外化問題的Cronbach’α系數(shù)為0.93。

2.3 研究程序

在征得學校、班主任教師、學生家長及學生本人的知情同意后, 于2015年12月和2016年12月分兩次對同一批被試進行集體施測, 其中, 學生只需在第一次測量時報告發(fā)展資源水平, 而班主任教師需要在兩次測量時分別對班內(nèi)學生外化問題行為進行評定。主試為心理學專業(yè)的在讀研究生, 正式施測前對所有主試進行問卷指導語、測查內(nèi)容及施測過程注意事項等方面的培訓。正式施測時, 學生以班級為單位, 由主試發(fā)放問卷并講解指導語, 要求學生被試按照指導語獨立完成問卷, 施測過程約20分鐘。參加施測的班主任教師集中在一個辦公室對本班學生的行為進行評定, 由一名主試負責解釋施測過程中教師提出的問題, 施測過程約45分鐘。施測結(jié)束后由主試當場收回全部學生問卷和教師問卷。

2.4 分析思路

本文采用SPSS 22.0進行數(shù)據(jù)管理與分析, 具體步驟如下：(1)初步分析, 對各變量進行描述統(tǒng)計; (2)采用分層回歸分析, 考察發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應及關系模式; (3)采用分層回歸分析, 考察兩個時間點關系模式中的性別差異。

3 結(jié)果

3.1 初步分析

3.1.1 發(fā)展資源的基本情況

根據(jù)上述對被試是否擁有發(fā)展資源的編碼標準, 進一步統(tǒng)計學生對各類資源的擁有情況以及分別擁有0 ~ 8種資源的學生百分比。由表1可見青少年生活中存在著多類別的發(fā)展資源, 包括支持類資源、授權(quán)類資源、規(guī)范與期望類資源等多方面。在第一次測量時, 13.21%的被試處于無資源的狀態(tài), 13.95%的被試同時擁有8類資源處于資源富足的狀態(tài), 53.24%的被試同時擁有4類及以上的資源。

3.1.2 兩次測量中主要變量的平均數(shù)、標準差和差異分析

兩次測量中主要變量的平均數(shù)和標準差見表2。進一步以性別(男、女)和家庭居住地(城市、農(nóng)村)為自變量, 分別以T1累積發(fā)展資源指數(shù)、T1外化問題行為和T2外化問題行為作為因變量進行UNIANOVA分析。結(jié)果表明, T1累積發(fā)展資源指數(shù)的性別主效應((1, 1204) = 0.03,0.855)、家庭居住地主效應((1, 1204) = 2.43,0.119)以及性別和家庭居住地的交互效應((1, 1204) = 1.04,0.307)均不顯著。T1外化問題行為的性別主效應顯著((1, 1204) = 56.14, η= 0.045,< 0.001), 表現(xiàn)為T1時間男生的外化問題行為水平顯著高于女生; 家庭居住地主效應顯著((1, 1204) = 63.10, η= 0.050,< 0.001), 表現(xiàn)為T1時間農(nóng)村學生的外化問題行為水平顯著高于城市學生; 性別和家庭居住地的交互效應顯著((1, 1204) = 21.75, η= 0.018,< 0.001)。進一步簡單效應分析表明, 對城市學生來說, 男生(0.95,= 2.26)的外化問題行為顯著高于女生(0.40,=1.50),0.046; 對農(nóng)村學生來說, 男生(3.41,= 5.55)的外化問題行為顯著高于女生(1.04,= 2.07),< 0.001。T2外化問題行為的性別主效應((1, 1204) = 3.93, η= 0.003,0.048)和家庭居住地主效應((1, 1204) = 11.59, η= 0.010,0.001)均顯著, 且與T1外化問題行為的表現(xiàn)趨勢一致; 性別和家庭居住地的交互效應不顯著((1, 1204) = 0.81,0.370)。

3.1.3 兩次測量中主要變量的相關系數(shù)

對T1累積發(fā)展資源指數(shù)、T1外化問題行為和T2外化問題行為進行皮爾遜積差相關分析, 結(jié)果(見表3)表明, T1累積發(fā)展資源指數(shù)與T1外化問題行為、T2外化問題行為呈顯著負相關。

3.2 發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應及關系模式

首先, 采用分層回歸分析考察發(fā)展資源對減少青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應。本研究建立了兩個模型, 模型1以青少年T1外化問題行為作為因變量, 以性別和家庭居住地為控制變量, 以T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)為預測變量進行回歸分析, 考察發(fā)展資源對青少年T1外化問題行為是否具有累積效應。模型2以青少年T2外化問題行為作為因變量, 以性別、家庭居住地和T1外化問題行為作為控制變量, 以T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)為預測變量進行回歸分析, 考察發(fā)展資源對青少年T2外化問題行為是否具有累積效應。結(jié)果(見表4)發(fā)現(xiàn), 在控制了性別和家庭居住地對T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)顯著負向預測青少年T1外化問題行為(β = –0.10,< 0.001); 在控制了性別、家庭居住地和T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)顯著負向預測青少年T2外化問題行為(β = –0.08,0.006), 即發(fā)展資源對減少青少年當前和一年后的外化問題行為均具有累積效應。

表1 T1發(fā)展資源各類別情況(N = 1219)

表2 兩次測量中主要變量的平均數(shù)和標準差(M ± SD)

表3 兩次測量中主要變量的相關系數(shù)

注：性別a和家庭居住地b均為虛擬變量, 其中男生= 0, 女生= 1; 城市= 0, 農(nóng)村= 1。

表示< 0.05,表示< 0.01,表示< 0.001, 下同。

其次, 在T1累積發(fā)展資源指數(shù)一次項基礎上納入相應的二次項(Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003), 采用分層回歸分析進一步考察累積發(fā)展資源與青少年當前和一年后外化問題行為的關系模式。若累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)的回歸系數(shù)顯著, 則表明累積發(fā)展資源與結(jié)果變量之間的關系是二次函數(shù)的非線性模式, 若不顯著, 則為線性模式(李丹黎, 張衛(wèi), 李董平, 王艷輝, 2012)。結(jié)果(見表5)發(fā)現(xiàn), 在控制了性別和家庭居住地的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)顯著負向預測青少年T1外化問題行為(β–0.26,< 0.001), 即二者之間為二次函數(shù)的非線性關系, 具體表現(xiàn)為(見圖1), 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 青少年當前的外化問題行為先表現(xiàn)為短暫上升, 但當發(fā)展資源的類別數(shù)大于等于3時, 其外化問題行為水平隨資源類別數(shù)的增多出現(xiàn)迅速下降趨勢; 對于T2外化問題行為, 在控制了性別、家庭居住地和T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)對其T2外化問題行為預測不顯著(β0.17,0.120), 即二者之間存在線性關系(β–0.24,0.027), 具體表現(xiàn)為(見圖2), 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 青少年一年后的外化問題行為隨之勻速下降。

3.3 性別對累積發(fā)展資源與青少年當前和一年后外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應

3.3.1 性別對累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應

采用分層回歸分析考察性別對累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應。首先將性別進行虛擬化編碼(男生= 0, 女生= 1), T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)進行標準化處理, 然后考察性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)的交互項對T1外化問題行為的預測作用是否顯著。結(jié)果(見表6)顯示, 性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項)的交互項對T1外化問題行為的預測作用顯著(β0.09,0.018), 說明性別在累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的二次函數(shù)的非線性關系中調(diào)節(jié)效應顯著。

表4 發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應

注：所有預測變量的95%置信區(qū)間采用Bootstrap方法得到, 下同。

表5 累積發(fā)展資源與青少年當前和一年后的外化問題行為的關系模式

圖1 T1累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關系模式

圖2 T1累積發(fā)展資源與T2外化問題行為的關系模式

為了進一步探明性別的調(diào)節(jié)效應, 本研究按性別分別考察了男生組和女生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的關系模式。結(jié)果表明, 對男生組而言(見圖3), 發(fā)展資源類別數(shù)等于3時為轉(zhuǎn)折點, 即當資源類別數(shù)少于3時, 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 男生外化問題行為呈現(xiàn)上升趨勢, 而當資源類別數(shù)多于3時, 男生外化問題行為隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈急速下降趨勢。對女生組而言(見圖4), 發(fā)展資源類別數(shù)等于1時為轉(zhuǎn)折點, 即當女生擁有的發(fā)展資源類別數(shù)大于1時, 其外化問題行為隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈下降趨勢。

3.3.2 性別對累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應

采用分層回歸分析考察性別對累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應。首先將性別進行虛擬化編碼(男生= 0, 女生= 1), T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)進行標準化處理, 然后考察性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)的交互項對T2外化問題行為的預測作用是否顯著。結(jié)果(表7)顯示, 性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項)的交互項對T2外化問題行為的預測作用不顯著(β–0.02,0.550), 說明性別在累積發(fā)展資源與T2外化問題行為之間的線性關系中調(diào)節(jié)效應不顯著。

4 討論

本研究通過對青少年及其班主任間隔一年的短期追蹤測查, 考察了發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應及其關系模式, 并進一步探討了性別在關系模式中可能存在的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明, 發(fā)展資源對青少年當前和一年后的外化問題行為均具有累積效應; 在累積效應的關系模式上, 當前和一年后出現(xiàn)了分化, 表現(xiàn)為發(fā)展資源對青少年當前外化問題行為的累積效應呈二次函數(shù)的非線性模式, 而對青少年一年后外化問題行為的累積效應呈線性模式; 性別的調(diào)節(jié)作用僅在累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為之間的二次函數(shù)關系中顯著。

4.1 發(fā)展資源對減少青少年當前和一年后外化問題行為的累積效應

本研究證實了發(fā)展資源對減少青少年外化問題行為的累積效應, 且這種累積效應具有跨時間的穩(wěn)定性。這與相關研究(Benson, Scales, & Syvertsen, 2011)結(jié)果部分相似, 并為發(fā)展資源在減少青少年外化問題行為中的累積效應及其即時效應和延時效應提供了實證支持, 同時該結(jié)果也進一步驗證了多元資源理論的相關觀點。累積發(fā)展資源本質(zhì)上反映了青少年所處環(huán)境資源數(shù)量的豐富性及資源種類的多樣性, 而這些資源對預防青少年的外化問題行為均具有一定的作用。例如, 來自家庭、學校和鄰里等多重環(huán)境的社會支持可以增強青少年應對不良環(huán)境的心理能力(劉霞等, 2007); 父母及重要他人的授權(quán)會給青少年提供安全感和價值感(Hill & Angel, 2005); 家庭和學校對青少年的規(guī)范和期望能夠監(jiān)控、約束青少年的行為, 降低其與不良同伴接觸的機會(Coley et al., 2009); 有效利用時間代表青少年積極參加家庭、學校和社區(qū)組織的各項創(chuàng)造性活動, 這有利于他們在課外將精力投注到與自己興趣相關的積極活動中去; 積極投身于學習的青少年, 他們通常追求良好的學業(yè)表現(xiàn), 并將自己的大部分精力集中在學習和閱讀活動上; 擁有積極價值觀的青少年, 往往樂于助人、自制, 能夠自覺抵制吸煙、喝酒、打架等不良行為的影響(Li et al., 2013); 社會能力較高的青少年, 他們善于與人交往, 而且在遇到?jīng)_突時能夠?qū)で蠓潜┝Φ姆绞饺ソ鉀Q(Langeveld et al., 2012); 自我肯定反映的是青少年自我同一性的發(fā)展, 自我同一性發(fā)展良好的青少年對于人生目標有積極的看法, 并具有較高的自我價值感, 他們會朝著自己的目標持續(xù)努力。這些資源就如同一條動態(tài)鏈上的“積木”, 當青少年擁有了更多的資源時, 它們能夠從時間和空間、外部和內(nèi)部等方面為青少年構(gòu)筑一道更為嚴密的“防火墻”以牢固抵抗一些不良因素的影響, 進而減少或降低青少年外化問題行為的發(fā)生率。

表6 性別對累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應

圖3 男生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關系模式

圖4 女生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關系模式

本研究提示, 在為青少年構(gòu)建資源時, 應注重資源數(shù)量的充足性, 而不應過分強調(diào)某一種資源的重要性。為此, 學校可以加強校規(guī)校紀的學習, 構(gòu)建安全的校園氛圍, 良好的師生關系以及設立行為榜樣等; 家庭可以設立明確的行為規(guī)范, 加強對孩子的監(jiān)控, 增加對孩子的關心、鼓勵和支持等; 社區(qū)可以多舉辦一些活動, 增加居民之間的熟悉感和信任感, 營造良好的社區(qū)氛圍, 同時可以定期舉辦以青少年為主的志愿活動等。

4.2 發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為累積效應的關系模式

本研究發(fā)現(xiàn), 青少年對當下的發(fā)展資源數(shù)量的感知更敏感, 反應更迅速, 表現(xiàn)為累積發(fā)展資源與青少年當前外化問題行為之間呈二次函數(shù)的非線性模式, 具體而言, 隨著發(fā)展資源數(shù)量的增加, 青少年當前的外化問題行為水平會先短暫上升, 當發(fā)展資源的數(shù)量達到3個時, 其外化問題行為水平出現(xiàn)急速下降的趨勢。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可以從兩個方面來解釋：首先, 當青少年當下感知到支持、授權(quán)、規(guī)范與期望等多類資源時, 由于這些不同層面及種類資源的齊聚作用, 青少年當下的行為能夠全方位地受到引領、監(jiān)督和控制, 從而大大降低了其表現(xiàn)出外化問題行為的動機和機會, 因此, 隨著發(fā)展資源數(shù)量大量的增加, 青少年當前的外化問題行為會表現(xiàn)出迅速下降的趨勢。其次, 根據(jù)李丹黎等人(2012)提出的門檻效應, 雖然發(fā)展資源對青少年當前外化問題行為具有防御作用, 但當其水平較低時(如只有1個), 意味著青少年周圍充斥著大量的危險因素, 由于此時發(fā)展資源的力量比較微弱, 無法與不良因素相抗衡, 因此其對外化問題行為的防御作用可能被掩蓋, 直到發(fā)展資源的數(shù)量達到一定水平時, 隨著發(fā)展資源的進一步增加外化問題行為才會呈迅速下降趨勢。與青少年當前外化問題行為不同, 累積發(fā)展資源與青少年一年后的外化問題行為之間表現(xiàn)為較為平緩的線性模式, 即發(fā)展資源的數(shù)量每增加一個, 青少年一年后的外化問題行為就隨之下降一些。

表7 性別對累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關系模式的調(diào)節(jié)效應

綜合當前和一年后的結(jié)果來看, 雖然發(fā)展資源的累積效應既具有即時作用又具有延時作用, 但隨著時間的推移, 累積效應的作用力稍有下降。換言之, 青少年當下感受到的發(fā)展資源對其外化問題行為的減少具有更充分的保護作用, 這提示為青少年構(gòu)建當前資源是十分必要的。由于青少年這一群體心理發(fā)展尤其是自我控制能力發(fā)展尚不成熟, 他們需要來自重要他人的關愛和約束, 父母和教育者應抓住時機當下就給予青少年需要的關愛、支持、鼓勵和約束等資源, 并且資源的數(shù)量應超過一定的基線水平, 且越多越好, 而不應抱有“樹大自然直”或“以后再彌補”的想法。

4.3 性別在關系模式中的調(diào)節(jié)效應

研究發(fā)現(xiàn), 性別僅在累積發(fā)展資源與當前外化問題行為之間的非線性關系中的具有調(diào)節(jié)效應, 在累積發(fā)展資源與一年后外化問題行為之間的線性關系中調(diào)節(jié)效應不顯著。具體表現(xiàn)為, 對男生組而言, 當發(fā)展資源類別數(shù)達到3時, 其當前外化問題行為開始隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈下降趨勢; 對女生組而言, 當發(fā)展資源類別數(shù)大于等于1時, 其當前外化問題行為即隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加而下降。換言之, 在擁有相同數(shù)量的發(fā)展資源類別的情況下, 女生組當前外化問題行為的下降較男生組更明顯。出現(xiàn)該結(jié)果的原因可能是, 其一, 由于生理和社會化原因, 一方面, 進入青春期男生體內(nèi)的睪丸酮激素水平開始升高, 這導致其更易表現(xiàn)出攻擊等外化問題行為(李丹, 2008; Soma, 2006); 另一方面, 在社會期望和性別刻板印象的影響下, 男生的攻擊、違紀行為往往在某種程度上被允許甚至獲得同伴的認可和鼓勵, 因此, 男生的外化問題行為水平普遍高于女生, 且與女生相比男生的外化問題行為可能更加習慣化(李丹等, 2013), 所以男生需要獲取更多的資源才能使其外化問題行為水平顯著下降。其二, 在對外化問題行為的保護因素的反應上, 由于女生心思細膩、較為敏感, 在同等的資源條件下, 她們可能會感受到更多來自父母等重要他人的關注、支持、鼓勵等(葉苑, 鄒泓, 李彩娜, 柯銳, 2006), 這更有利于保護因素作用的發(fā)揮, 因此, 更少數(shù)量的發(fā)展資源對女生外化問題行為的減少就具有明顯的作用(Griffin, Botvin, Scheier, Diaz, & Miller, 2000)。這一結(jié)果提示, 在對外化問題行為進行干預時應考慮性別差異并區(qū)別對待。具體而言, 減少男生的外化問題行為相對更困難, 不僅需要為其提供資源, 而且資源的種類要相對豐富。與此同時, 家長、教師也要更加耐心地對其進行引導。

4.4 局限和展望

本研究也存在一些不足, 需要在今后的研究中加以改進。首先, 本研究的被試群體為青春期早期的個體, 目前對該群體研究得出的結(jié)論不一定能推廣到其他年齡段的被試群體。因此未來的研究需要選取各個年齡段的青少年進行考察。其次, 本研究僅探討了發(fā)展資源對外化問題行為的累積效應及關系模式, 研究結(jié)果對于其他的消極發(fā)展結(jié)果是否成立有待進一步考察。再次, 研究并未涉及積極發(fā)展結(jié)果, 發(fā)展資源對積極發(fā)展結(jié)果是否也具有累積效應, 以及累積效應的關系模式是線性的還是非線性的目前尚不清楚。因此, 為全面、有效、更有針對性地促進青少年的積極發(fā)展, 未來的研究需要考察發(fā)展資源與其他消極發(fā)展結(jié)果(如內(nèi)化問題行為)和積極發(fā)展結(jié)果(如親社會行為)之間的關系。最后, 本研究對被試追蹤的時間相對較短, 可能未充分考察各變量的發(fā)展特點以及發(fā)展資源對青少年的長期影響, 因此未來研究可延長對被試追蹤的時間從而獲得更充分的數(shù)據(jù)結(jié)果。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1) 發(fā)展資源對青少年當前和一年后外化問題行為的減少均具有累積效應, 具體而言, 發(fā)展資源對青少年當前外化問題行為的累積效應呈二次函數(shù)的非線性模式, 即隨著發(fā)展資源數(shù)量的增加, 青少年當前外化問題行為隨之增加, 但是, 當發(fā)展資源的類別數(shù)達到3類時, 外化問題行為出現(xiàn)顯著下降的趨勢; 發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為的累積效應呈線性模式, 隨著發(fā)展資源類別的增多, 外化問題行為呈線性函數(shù)的下降趨勢。

(2) 性別在累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的二次函數(shù)的非線性關系中存在調(diào)節(jié)效應, 在累積發(fā)展資源與一年后外化問題行為之間的線性關系中調(diào)節(jié)效應不顯著。

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The cumulative effects and relationship model of developmental assets used to reduce adolescent externalizing behaviors

CHANG Shumin; ZHANG Liya; WANG Lingxiao

(School of Psychology, Shandong Normal University, Jinan 250358, China)

Adolescent externalizing behaviors as a general and persistent form of maladaptiveness have received widespread attention. In the past, research in the field of developmental psychology has focused more on the impact of risk factors on adolescent externalizing behaviors. Although these studies had an important role in reducing these behaviors, focusing on positive factors not only can reduce adolescent externalizing behaviors, but can also replace externalizing behaviors by promoting the development of positive behaviors. In recent years, studies have begun to examine the impact of positive factors on adolescent externalizing behaviors, and have identified multiple positive factors in the prevention of these behaviors. Few studies, however, have explored the accumulative impact of positive factors on adolescent externalizing behaviors. Concerning this topic, the developmental assets model provided us with an ideal research tool. Based on this model, the present study used a longitudinal study design to examine the cumulative effects of multiple developmental assets on adolescent externalizing behaviors. In addition, this investigation also examined the relationship model between cumulative developmental assets and externalizing behaviors, as well as the possible moderating roles of gender in this model.

A sample of 1, 219 adolescents were recruited from three middle schools in Shandong, China. Quantitative surveys were administered to participants in December, 2015 (T1) and December, 2016 (T2). Adolescents only participated in the first survey, completing a self-administered questionnaire involving demographic variables and developmental assets. The head teachers participated in both surveys and completed an assessment of the externalizing behaviors of the students in their class. A series of analyses were conducted using SPSS 22.0 software, including descriptive statistics and correlation analysis, logistic regression analysis, and hierarchical multiple regression analysis.

The results of the study were as follows: (1) the developmental assets had a cumulative effect on the reduction of adolescents’ current and subsequent externalizing behaviors. In the cumulative effects relationship model, there was a differentiation between current and subsequent externalizing behaviors, which was characterized by the nonlinear pattern of the quadratic function between cumulative developmental assets and current externalizing behaviors, and a linear pattern between cumulative developmental assets and subsequent externalizing behaviors. (2) The moderating effect of gender was only significant in the nonlinear relationship of the quadratic function between the cumulative developmental assets and current externalizing behaviors.

In short, the present study is the first to demonstrate the cumulative effects of developmental assets on adolescent externalizing behaviors, as well as the relationship model of the cumulative effects and the moderating effect of gender underlying the relationship model. This study provides a basis for targeted asset construction and the prevention of adolescent externalizing behaviors.

developmental assets; externalizing behaviors; cumulative effects; relationship model; moderating effect

2018-12-20

* 全國教育科學“十二五”規(guī)劃教育部重點課題(DBA140227)資助。

常淑敏, E-mail: shuminchang102@163.com

B844

10.3724/SP.J.1041.2019.01244