張珊珊,李琳燁,張 野

(1.沈陽師范大學 教育科學學院,遼寧 沈陽 110034; 2.承德應用技術職業(yè)學院,河北 承德 067500)

0 引言

隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展與推進，農村勞動力也大規(guī)模地遷移外出，父母與子女因長期分離形成了“留守兒童群體”[1]。部分農村留守兒童由于缺少父母照料、缺失家庭教育，不僅有孤僻、冷漠、敏感、易怒等個性特征，還出現(xiàn)毆打、謾罵他人等形式的攻擊行為[2-3]。宋明華等[4]研究顯示，如果得不到及時糾正，留守兒童攻擊行為將會惡化成為危害社會治安的暴力犯罪行為。郝文等[5]調查也發(fā)現(xiàn)，農村留守兒童攻擊行為發(fā)生率高達30.18%，顯著高于非留守兒童。為此，國家衛(wèi)健委等12部門聯(lián)合印發(fā)了《健康中國行動—兒童青少年心理健康行動方案(2019-2022)》，并提及要重點關愛農村留守兒童，促進其積極心理品質發(fā)展[6]?？梢?，研究留守兒童攻擊行為誘因與具體作用機制十分必要。

父母拒絕教養(yǎng)方式是指父母在情感上缺乏對子女的關懷與喜愛，并以忽視、苛責、敵對、冷漠等方式對待子女[7]，它屬于嚴苛的育兒模式，普遍存在于各種不利的家庭情境中。作為一種消極的教養(yǎng)方式，父母拒絕會限制青少年樂觀與健康的成長，持久、深遠地影響個體身心發(fā)展[8]。根據家庭壓力理論，父母關懷在維護子女心理健康方面起著重要作用。一旦缺失父母關懷，子女會感到被父母疏遠、自我概念受挫傷、幸福感降低[9]。有研究證實，父母拒絕教養(yǎng)方式可顯著預測青少年網絡成癮、攻擊、退縮、吸毒、自殺等問題行為[10-11]。父母接受-拒絕理論也指出，青少年在遭受父母拒絕的過程中會逐漸習得“防御性獨立”，即學會拒絕他人，進而形成消極的世界觀及價值觀[12]。與被父母接受的青少年相比，被父母拒絕者會表現(xiàn)出諸多社會適應不良問題[13]。為此，父母拒絕教養(yǎng)方式可視為在家庭環(huán)境中引發(fā)青少年問題行為的一個典型風險因素。留守兒童因和父母常年分離，故在與父母互動中，常遇見忽視、冷落、缺少關心與呵護等情境，致使他們感知到更高程度的父母拒絕[14]。據此，提出假設1：父母拒絕可正向預測留守兒童攻擊行為。

根據生態(tài)系統(tǒng)理論，個體消極行為是家庭、學校環(huán)境系統(tǒng)中多個風險因素共同作用的結果[15]。家庭環(huán)境系統(tǒng)中父母教養(yǎng)方式、學校環(huán)境系統(tǒng)中的同伴關系質量均是誘發(fā)問題行為的外在環(huán)境變量[16]。同時，一般攻擊模型(GAM)認為，環(huán)境變量等輸入變量將影響個體的認知過程(內在個體因素)[17]。道德推脫作為一種不良的內在認知傾向，會受到外在環(huán)境因素的影響[18]。道德推脫是指當個體做出不道德行為時，通過調整道德判斷標準，對不道德行為進行合理解釋，最大程度降低傷害性，減少自己在不道德行為中所承擔的責任及對受害者造成的傷害認同[19]。還有研究指出，道德推脫是影響青少年問題行為的重要認知風險因素[20]。道德推脫可以降低、調整個體的道德標準，破壞個體合理的道德規(guī)范，引發(fā)欺負、攻擊、網絡欺負、網絡過激等行為[21]。道德推脫理論也認為，個體首先會通過道德推脫機制來擺脫問題行為引起的心理內疚感與自責感[22]，從而增強個體的攻擊性?，F(xiàn)有研究已證實，青少年道德推脫與家庭環(huán)境因素密切相關，但尚無研究直接證實道德推脫對留守兒童攻擊行為的影響作用。因此，道德推脫誘發(fā)攻擊行為的相關研究結果，將為道德推脫加劇留守兒童攻擊行為風險性提供佐證依據。此外，王凡等[23]研究亦發(fā)現(xiàn)，消極的教養(yǎng)方式不僅會損害個體道德認知(道德推脫)，還會影響情緒與行為的自控能力。由此可見，經歷的消極父母教養(yǎng)程度越高，道德偏差認知就越大，相應的道德推脫就越強烈，出現(xiàn)攻擊行為風險也越高。據此，提出假設2：道德推脫在父母拒絕教養(yǎng)方式與留守初中生攻擊行為關系中起中介作用。

然而，家庭系統(tǒng)和同伴系統(tǒng)風險因素相互作用時，會增加環(huán)境因素對個體的消極影響[24]。Cambron等[25]研究也證實不良家庭因素與不良同伴因素的交互作用影響個體消極行為的形成。其中，越軌同伴交往是指青少年與具有違反社會道德行為(如打架、偷竊等)和法律法規(guī)的同齡同伴進行交往[26]，屬于是一種不良的同伴交往模式。交往越軌同伴較多者通常也是不良行為攜帶者。特別是留守兒童由于缺乏有效的父母監(jiān)管，在與同伴交往過程中難以辨別出哪些同伴值得交往，哪些同伴不值得交往。他們?yōu)榫S護群體態(tài)度與群體規(guī)范，常以與越軌同伴相似的認知模式和行為方式行事，以緩解群際交往壓力[27]。另一方面，基于生態(tài)系統(tǒng)理論，父母拒絕和越軌同伴交往還可以交互作用于個體認知結果。與越軌同伴交往較多的留守兒童，如果在家庭中遭受拒絕、體驗到冷漠，會降低自己對外世界或內心道德評價的認知水平，產生報復、發(fā)泄心理(即道德推脫)[28]。由此推斷，越軌同伴交往在“父母拒絕→道德推脫”路徑中起著調節(jié)作用。據此，提出假設3：越軌同伴交往在父母拒絕對攻擊行為影響路徑中起著調節(jié)直接路徑及前半段路徑的作用。

綜上，筆者擬從家庭-同伴-個人等多因素整合視角，探討留守兒童攻擊行為的形成機制，主要是在探討家庭因素(父母拒絕)與攻擊行為關系的基礎上，進一步考察其同伴因素(越軌同伴交往)與個體因素(道德推脫)在兩者關系之間的作用機制。本研究通過建構一個有調節(jié)的中介模型，以解釋父母拒絕教養(yǎng)方式“如何”以及在“在何種情況下”影響留守兒童攻擊行為，以期為留守兒童攻擊行為的防范與管理工作提供借鑒。

1 研究方法

1.1 研究對象

采用方便取樣，對遼寧省3所農村寄宿制學校留守兒童實施調查。數據收集前，根據各班主任教師提供的被試納入標準，即“父母單方或雙方在外務工持續(xù)時間超過0.5 a及以上，不能與兒童共同生活”[29]。確認符合要求的學生，自愿參加的原則上，共發(fā)放問卷總數為1 019份，其中有效問卷949份，有效回收率為93.13%。在調查群體中，男生480(50.60%)人，女生469(49.40%)人；初一年級280(29.50%)人，初二年級324(34.10%)人，初三年級345(36.40%)人；平均年齡為14.47，標準差為0.96。

1.2 研究工具

1.2.1 父母教養(yǎng)方式問卷

采用蔣獎等修訂的簡式父母教養(yǎng)方式問卷[30]，選取父母拒絕分問卷測量父母拒絕教養(yǎng)方式的情況，共6道題目。采用“1”(從不)到“5”(總是)5點計分，得分越高表示遭受父母拒絕程度越高。本研究中該分Cronbach′sα為0.80，驗證性因素分析結果表明：χ2/df=4.94，SRMR=0.03，RMSEA=0.06，TLI=0.87，CFI=0.96，說明該分問卷具有良好的信效度。

1.2.2 青少年道德推脫問卷

采用王興超等修訂的青少年道德推脫問卷[31]。該問卷共有32道題目，包括道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任分散、扭曲結果、責備歸因和非人性化等8個維度。采用從“1”(完全不贊同)到“5”(完全贊同)5點計分，得分越高表示道德推脫水平越高。本研究中該問卷Cronbach′sα為0.85，驗證性因素分析結果表明：χ2/df=5.18，SRMR=0.04，RMSEA=0.07，TLI=0.83，CFI=0.84，說明該問卷具有良好的信效度。

1.2.3 越軌同伴交往問卷

采用Li等[32]編制的越軌同伴交往問卷。該問卷共有8道題目。采用從“1”(從不)到“5”(總是)5點計分，得分越高表示與越軌行為同伴交往越密切。本研究中該問卷Cronbach′sα為0.89，驗證性因素分析結果表明：χ2/df=4.10，SRMR=0.03，RMSEA=0.07，TLI=0.97，CFI=0.98，說明該問卷具有良好的信效度。

1.2.4 Buss和Perry攻擊行為

采用羅貴明修訂的Buss和Perry的攻擊行為問卷[33]。該問卷共有29道題目，包括身體攻擊、言語攻擊、憤怒攻擊、敵意攻擊等4個維度。采用“1”(從完全不符合)到“5”(完全符合)5點計分，得分越高表示個體攻擊水平越高。本研究中該問卷Cronbach′sα為0.81，驗證性因素分析結果表明：χ2/df=4.86，SRMR=0.04，RMSEA=0.06，TLI=0.89，CFI=0.93，說明該問卷具有良好的信效度。

1.3 施測過程與數據處理

以班級為單位進行團體施測，由1名應用心理學研究生和學校心理健康教師共同擔任主試，被試匿名填寫，測量時間約15～20 min。為保證數據真實、可靠，在問卷回收后，主試對無效問卷進行篩查與剔除工作。研究通過SPSS 22.0對數據進行錄入與整理，并對數據進行描述統(tǒng)計分析(平均數與標準差)。采用Pearson相關分析研究變量之間的相關關系，然后采用AMOS 22.0和MPLUS 8.3軟件分析變量間的有調節(jié)的中介關系及雙因子模型檢驗。

2 結果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

采用自我報告法收集數據，可能存在共同方法偏差。采用雙因子模型法檢驗可能存在的共同方法偏差[34]。在驗證性因子模型基礎上增加1個因子，結果顯示，未加方法因子的模型擬合指數：CFI=0.759，TLI=0.751，RMSEA=0.050，SRMR=0.053；增加方法因子的模型擬合指數：CFI=0.801，TLI=0.789，RMSEA=0.046，SRMR=0.044；ΔCFI=0.042，ΔTLI=0.038，ΔRMSEA=0.004，ΔSRMR=0.009，均小于臨界值(ΔCFI<0.1，ΔTLI<0.1，ΔRMSEA<0.05，ΔSRMR<0.05)，表明該研究數據中存在的共同方法偏差不嚴重，可以進行后續(xù)分析。

2.2 各變量描述統(tǒng)計和偏相關分析

表1表明，父母拒絕、道德推脫、越軌同伴交往與攻擊行為兩兩之間呈顯著正相關。

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計Tab.1 Descriptive analyses of scores for selected variables

2.3 有調節(jié)的中介模型檢驗

首先，依據吳艷等[35]推薦的題目打包方法中的因子法將研究中的各變量的指標進行打包，并形成各個潛變量指標。然后，參考溫忠麟等[36]推薦的有調節(jié)的中介檢驗方法，在控制了性別、年級變量后，采用結構方程模型考察父母拒絕對攻擊行為的直接影響。結果顯示模型擬合良好(χ2/df=4.97,NFI=0.97,CFI=0.98、TLI=0.96,GFI =0.99、RMSEA=0.065)，父母拒絕顯著正向預測攻擊行為(β=0.50,t=14.50,P<0.001)，假設H1被印證。其次，再采用配對乘積法將父母拒絕與越軌同伴交往分數相乘積，構成交互項。加入中介變量道德推脫、調節(jié)變量越軌同伴交往以及構成的交互項后(見圖1)，結果顯示擬合數據模型良好(χ2/df=4.19,NFI=0.94,CFI=0.96、TLI=0.94,GFI =0.95、RMSEA=0.058)。

圖1 有調節(jié)的中介模型圖Fig.1 The model figure of moderated mediated model

從圖1可知，父母拒絕顯著正向預測道德推脫(β=0.30,t=9.73,P<0.001)，其95%的置信區(qū)間為[0.24,0.37]，道德推脫顯著正向預測攻擊行為(β=0.35,t=9.56,P<0.001)，其95%的置信區(qū)間為[0.27,0.42]，道德推脫在父母拒絕與攻擊行為之間的中介效應值為0.10 ，其95%的置信區(qū)間為[0.07,0.14]，占總效應比值的27.02%。因此，道德推脫在父母拒絕和攻擊行為之間起到中介作用。此外，父母拒絕也能顯著預測攻擊行為(β=0.27,t=8.90,P<0.001)，其95%的置信區(qū)間為[0.19,0.34]，因此，道德推脫在父母拒絕和攻擊行為之間起到部分中介作用，假設H2得到印證。越軌同伴交往×父母拒絕對道德推脫的影響顯著(β=-0.11,t=3.74,P<0.001)，其95%的置信區(qū)間為[-0.19,-0.04]，因此，越軌同伴交往調節(jié)了父母拒絕對道德推脫的影響，也就是說越軌同伴交往調節(jié)了父母拒絕通過道德推脫影響擊行為這一中介過程的前半段，假設H3被印證。

本研究將越軌同伴交往分為高分組(M+1SD)和低分組(M-1SD)2組，經簡單斜率效應分析表明，越軌同伴交往在父母拒絕與道德推脫關系的調節(jié)中，對于與越軌同伴交往較多的留守兒童(M+1SD)，隨著父母拒絕程度增加，道德推脫表現(xiàn)出很顯著的上升趨勢(simple slope=0.39,t=9.44,P<0.001)，父母拒絕增加1個標準差，道德推脫水平就會上升0.39個標準差。與越軌同伴交往較少的留守兒童(M-1SD)，隨父母拒絕程度增加，道德推脫變化仍顯著(simple slope=0.21,t=5.80,P<0.001)，父母拒絕增加1個標準差，道德推脫水平就會上升0.21個標準差。因此，父母拒絕對留守兒童道德推脫的影響，隨著其與越軌同伴交往的增加而增強(見圖2)。

圖2 同伴越軌交往對父母拒絕與道德推脫間的調節(jié)作用Fig.2 The moderating role of deviant peer affiliation in the relationship between parental rejection and moral disengagement

3 討論

3.1 父母拒絕對攻擊行為的預測作用

本研究發(fā)現(xiàn)，父母拒絕能夠正向預測留守兒童攻擊行為，說明對于遭受父母拒絕程度較高者來說，其出現(xiàn)攻擊行為的可能性較大。從一般犯罪理論解釋，誘發(fā)攻擊行為的核心原因是個體缺乏自控力[37]。在家庭因素中，包括父母控制、父母拒絕、父母沖突等在內的消極教養(yǎng)模式是限制子女自控力發(fā)展的首要因素[38]。在留守兒童群體中，父母拒絕也是起長期體驗到的一種生活壓力，它會遏制及損害自我控制能力對攻擊行為的“自動化”調節(jié)功能[39]。同時，低自控能力也難以克制留守兒童沖動、易怒等與攻擊性相“黏合”的消極情緒，這顯著增加了攻擊行為。該結果細化了留守情境中的“隔空”教育并非是誘發(fā)留守兒童各種問題的概化緣由，而消極的父母拒絕教養(yǎng)模式可能是問題發(fā)生的根源誘因。該研究結果提示相關部門要重點關注遭受父母拒絕的留守兒童心理狀態(tài)，定期對這類學生進行心理疏導與干預，以期達到防范校園暴力事件發(fā)生的目的。

3.2 道德推脫的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，道德推脫在父母拒絕與攻擊行為間起部分中介作用，說明父母拒絕既可以直接影響攻擊行為，也可以通過道德推脫間接影響攻擊行為。根據家庭功能理論，父母與子女關系較差時，家庭成員之間的溝通會不暢，雙方均體驗到是薄弱的親情聯(lián)結，造成子女消極自我認知和負性應對方式的形成[40]?；谠摾碚撚^點，遭受父母拒絕的子女在內心會淤積大量的心理沖突，涌現(xiàn)與攻擊行為密切相連的憤怒、生氣等情緒。本研究中，研究不僅帶有留守背景下的家庭特征(父母缺位)，還存在寄宿制環(huán)境下缺乏看護者監(jiān)管的特點。一旦遭到父母拒絕，這些寄宿學校的留守兒童，從父母身上地習得“錯誤示范”行為，促進了他們偏差性道德認知和低標準的道德判斷準則，進一步加劇不道德行為(如攻擊行為)出現(xiàn)。該研究結果揭示的道德推脫在父母拒絕與攻擊行為關系間中介的作用，對農村寄宿制留守兒童攻擊行為的干預工作具有一定的啟示，通過干預道德推脫可能會有效地減少他們的攻擊行為。

3.3 越軌同伴交往的調節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn)，越軌同伴交往調節(jié)了父母拒絕與攻擊行為關系的前半段路徑，即越軌同伴交往會“增強”父母拒絕對道德推脫的影響。具體來說，在與越軌同伴交往程度較高時，父母拒絕對留守兒童道德推脫的影響會更為顯著。從簡單效應分析結果可知，隨著與越軌同伴交往程度的加深，父母拒絕對留守兒童道德推脫的預測作用呈顯著上升趨勢，該研究結果也符合了累積生態(tài)風險模型的觀點[41]。該模型很好地闡釋了多風險因素累積(父母拒絕、越軌同伴交往)可強化個體消極認知、情緒及行為的產生。為此，班主任和管理者應重點關注被父母拒絕及與越軌同伴交往密切的留守兒童，他們是道德推脫的易感人群，極易出現(xiàn)攻擊行為。另一方面，對于與越軌同伴交往密切者來說，被父母拒絕程度增強更易引發(fā)其高水平的道德推脫，因而增加親子互動可能會保護高越軌同伴交往者的危險行為。同時，在相同的父母拒絕水平下，與越軌同伴交往密切交往的留守兒童的道德推脫顯著高于與軌越同伴交往不密切的留守兒童，監(jiān)控越軌同伴交往可能使高父母拒絕者得到保護?？梢?，對農村寄宿留守兒童攻擊行為的干預，不僅要避免其與越軌同伴交往時產生的道德推脫，還要注意因父母拒絕而缺失的情感關懷及習得的不合理道德規(guī)范等問題。因此，對于高越軌同伴交往者來說，減少攻擊行為，不僅可以從降低道德推脫水平入手，還應考慮其他風險因素對道德推脫的溢出作用。

4 結語

研究建構了一個有調節(jié)的中介模型，揭示了家庭、同伴及個體風險因素對留守兒童攻擊行為影響的復雜機制。研究結果證實了道德推脫與越軌同伴交往在父母拒絕與攻擊行為關系間的有調節(jié)的中介作用，驗證了家庭-同伴-個人等多因素整合對留守兒童消極行為的影響。這一結果為留守兒童攻擊行為的干預工作提供了新思路。首先，學校應提倡留守兒童父母的“遠程”陪伴作用，鼓勵家長定期與學生互動、溝通，以強化積極養(yǎng)育的意識；其次，學校還應重視對留守兒童道德觀念的培育工作，如有意識地安排他們承擔班級職務，組織他們參加公益活動，促進其責任心和道德感的發(fā)展；最后，學校應全方面掌握留守兒童與不良人群的接觸情況，盡可能幫助留守兒童“凈化”人際交往圈，做到及時清除導致道德規(guī)范滑坡的人際誘因。