父母拒绝对留守儿童攻击行为的影响：有调节的中介作用

张珊珊,李琳烨,张 野

(1.沈阳师范大学 教育科学学院,辽宁 沈阳 110034; 2.承德应用技术职业学院,河北 承德 067500)

0 引言

随着城镇化的发展与推进，农村劳动力也大规模地迁移外出，父母与子女因长期分离形成了“留守儿童群体”[1]。部分农村留守儿童由于缺少父母照料、缺失家庭教育，不仅有孤僻、冷漠、敏感、易怒等个性特征，还出现殴打、谩骂他人等形式的攻击行为[2-3]。宋明华等[4]研究显示，如果得不到及时纠正，留守儿童攻击行为将会恶化成为危害社会治安的暴力犯罪行为。郝文等[5]调查也发现，农村留守儿童攻击行为发生率高达30.18%，显著高于非留守儿童。为此，国家卫健委等12部门联合印发了《健康中国行动—儿童青少年心理健康行动方案(2019-2022)》，并提及要重点关爱农村留守儿童，促进其积极心理品质发展[6]。可见，研究留守儿童攻击行为诱因与具体作用机制十分必要。

父母拒绝教养方式是指父母在情感上缺乏对子女的关怀与喜爱，并以忽视、苛责、敌对、冷漠等方式对待子女[7]，它属于严苛的育儿模式，普遍存在于各种不利的家庭情境中。作为一种消极的教养方式，父母拒绝会限制青少年乐观与健康的成长，持久、深远地影响个体身心发展[8]。根据家庭压力理论，父母关怀在维护子女心理健康方面起着重要作用。一旦缺失父母关怀，子女会感到被父母疏远、自我概念受挫伤、幸福感降低[9]。有研究证实，父母拒绝教养方式可显著预测青少年网络成瘾、攻击、退缩、吸毒、自杀等问题行为[10-11]。父母接受-拒绝理论也指出，青少年在遭受父母拒绝的过程中会逐渐习得“防御性独立”，即学会拒绝他人，进而形成消极的世界观及价值观[12]。与被父母接受的青少年相比，被父母拒绝者会表现出诸多社会适应不良问题[13]。为此，父母拒绝教养方式可视为在家庭环境中引发青少年问题行为的一个典型风险因素。留守儿童因和父母常年分离，故在与父母互动中，常遇见忽视、冷落、缺少关心与呵护等情境，致使他们感知到更高程度的父母拒绝[14]。据此，提出假设1：父母拒绝可正向预测留守儿童攻击行为。

根据生态系统理论，个体消极行为是家庭、学校环境系统中多个风险因素共同作用的结果[15]。家庭环境系统中父母教养方式、学校环境系统中的同伴关系质量均是诱发问题行为的外在环境变量[16]。同时，一般攻击模型(GAM)认为，环境变量等输入变量将影响个体的认知过程(内在个体因素)[17]。道德推脱作为一种不良的内在认知倾向，会受到外在环境因素的影响[18]。道德推脱是指当个体做出不道德行为时，通过调整道德判断标准，对不道德行为进行合理解释，最大程度降低伤害性，减少自己在不道德行为中所承担的责任及对受害者造成的伤害认同[19]。还有研究指出，道德推脱是影响青少年问题行为的重要认知风险因素[20]。道德推脱可以降低、调整个体的道德标准，破坏个体合理的道德规范，引发欺负、攻击、网络欺负、网络过激等行为[21]。道德推脱理论也认为，个体首先会通过道德推脱机制来摆脱问题行为引起的心理内疚感与自责感[22]，从而增强个体的攻击性。现有研究已证实，青少年道德推脱与家庭环境因素密切相关，但尚无研究直接证实道德推脱对留守儿童攻击行为的影响作用。因此，道德推脱诱发攻击行为的相关研究结果，将为道德推脱加剧留守儿童攻击行为风险性提供佐证依据。此外，王凡等[23]研究亦发现，消极的教养方式不仅会损害个体道德认知(道德推脱)，还会影响情绪与行为的自控能力。由此可见，经历的消极父母教养程度越高，道德偏差认知就越大，相应的道德推脱就越强烈，出现攻击行为风险也越高。据此，提出假设2：道德推脱在父母拒绝教养方式与留守初中生攻击行为关系中起中介作用。

然而，家庭系统和同伴系统风险因素相互作用时，会增加环境因素对个体的消极影响[24]。Cambron等[25]研究也证实不良家庭因素与不良同伴因素的交互作用影响个体消极行为的形成。其中，越轨同伴交往是指青少年与具有违反社会道德行为(如打架、偷窃等)和法律法规的同龄同伴进行交往[26]，属于是一种不良的同伴交往模式。交往越轨同伴较多者通常也是不良行为携带者。特别是留守儿童由于缺乏有效的父母监管，在与同伴交往过程中难以辨别出哪些同伴值得交往，哪些同伴不值得交往。他们为维护群体态度与群体规范，常以与越轨同伴相似的认知模式和行为方式行事，以缓解群际交往压力[27]。另一方面，基于生态系统理论，父母拒绝和越轨同伴交往还可以交互作用于个体认知结果。与越轨同伴交往较多的留守儿童，如果在家庭中遭受拒绝、体验到冷漠，会降低自己对外世界或内心道德评价的认知水平，产生报复、发泄心理(即道德推脱)[28]。由此推断，越轨同伴交往在“父母拒绝→道德推脱”路径中起着调节作用。据此，提出假设3：越轨同伴交往在父母拒绝对攻击行为影响路径中起着调节直接路径及前半段路径的作用。

综上，笔者拟从家庭-同伴-个人等多因素整合视角，探讨留守儿童攻击行为的形成机制，主要是在探讨家庭因素(父母拒绝)与攻击行为关系的基础上，进一步考察其同伴因素(越轨同伴交往)与个体因素(道德推脱)在两者关系之间的作用机制。本研究通过建构一个有调节的中介模型，以解释父母拒绝教养方式“如何”以及在“在何种情况下”影响留守儿童攻击行为，以期为留守儿童攻击行为的防范与管理工作提供借鉴。

1 研究方法

1.1 研究对象

采用方便取样，对辽宁省3所农村寄宿制学校留守儿童实施调查。数据收集前，根据各班主任教师提供的被试纳入标准，即“父母单方或双方在外务工持续时间超过0.5 a及以上，不能与儿童共同生活”[29]。确认符合要求的学生，自愿参加的原则上，共发放问卷总数为1 019份，其中有效问卷949份，有效回收率为93.13%。在调查群体中，男生480(50.60%)人，女生469(49.40%)人；初一年级280(29.50%)人，初二年级324(34.10%)人，初三年级345(36.40%)人；平均年龄为14.47，标准差为0.96。

1.2 研究工具

1.2.1 父母教养方式问卷

采用蒋奖等修订的简式父母教养方式问卷[30]，选取父母拒绝分问卷测量父母拒绝教养方式的情况，共6道题目。采用“1”(从不)到“5”(总是)5点计分，得分越高表示遭受父母拒绝程度越高。本研究中该分Cronbach′sα为0.80，验证性因素分析结果表明：χ2/df=4.94，SRMR=0.03，RMSEA=0.06，TLI=0.87，CFI=0.96，说明该分问卷具有良好的信效度。

1.2.2 青少年道德推脱问卷

采用王兴超等修订的青少年道德推脱问卷[31]。该问卷共有32道题目，包括道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、扭曲结果、责备归因和非人性化等8个维度。采用从“1”(完全不赞同)到“5”(完全赞同)5点计分，得分越高表示道德推脱水平越高。本研究中该问卷Cronbach′sα为0.85，验证性因素分析结果表明：χ2/df=5.18，SRMR=0.04，RMSEA=0.07，TLI=0.83，CFI=0.84，说明该问卷具有良好的信效度。

1.2.3 越轨同伴交往问卷

采用Li等[32]编制的越轨同伴交往问卷。该问卷共有8道题目。采用从“1”(从不)到“5”(总是)5点计分，得分越高表示与越轨行为同伴交往越密切。本研究中该问卷Cronbach′sα为0.89，验证性因素分析结果表明：χ2/df=4.10，SRMR=0.03，RMSEA=0.07，TLI=0.97，CFI=0.98，说明该问卷具有良好的信效度。

1.2.4 Buss和Perry攻击行为

采用罗贵明修订的Buss和Perry的攻击行为问卷[33]。该问卷共有29道题目，包括身体攻击、言语攻击、愤怒攻击、敌意攻击等4个维度。采用“1”(从完全不符合)到“5”(完全符合)5点计分，得分越高表示个体攻击水平越高。本研究中该问卷Cronbach′sα为0.81，验证性因素分析结果表明：χ2/df=4.86，SRMR=0.04，RMSEA=0.06，TLI=0.89，CFI=0.93，说明该问卷具有良好的信效度。

1.3 施测过程与数据处理

以班级为单位进行团体施测，由1名应用心理学研究生和学校心理健康教师共同担任主试，被试匿名填写，测量时间约15～20 min。为保证数据真实、可靠，在问卷回收后，主试对无效问卷进行筛查与剔除工作。研究通过SPSS 22.0对数据进行录入与整理，并对数据进行描述统计分析(平均数与标准差)。采用Pearson相关分析研究变量之间的相关关系，然后采用AMOS 22.0和MPLUS 8.3软件分析变量间的有调节的中介关系及双因子模型检验。

2 结果与分析

2.1 共同方法偏差检验

采用自我报告法收集数据，可能存在共同方法偏差。采用双因子模型法检验可能存在的共同方法偏差[34]。在验证性因子模型基础上增加1个因子，结果显示，未加方法因子的模型拟合指数：CFI=0.759，TLI=0.751，RMSEA=0.050，SRMR=0.053；增加方法因子的模型拟合指数：CFI=0.801，TLI=0.789，RMSEA=0.046，SRMR=0.044；ΔCFI=0.042，ΔTLI=0.038，ΔRMSEA=0.004，ΔSRMR=0.009，均小于临界值(ΔCFI<0.1，ΔTLI<0.1，ΔRMSEA<0.05，ΔSRMR<0.05)，表明该研究数据中存在的共同方法偏差不严重，可以进行后续分析。

2.2 各变量描述统计和偏相关分析

表1表明，父母拒绝、道德推脱、越轨同伴交往与攻击行为两两之间呈显著正相关。

表1 研究变量的描述性统计Tab.1 Descriptive analyses of scores for selected variables

2.3 有调节的中介模型检验

首先，依据吴艳等[35]推荐的题目打包方法中的因子法将研究中的各变量的指标进行打包，并形成各个潜变量指标。然后，参考温忠麟等[36]推荐的有调节的中介检验方法，在控制了性别、年级变量后，采用结构方程模型考察父母拒绝对攻击行为的直接影响。结果显示模型拟合良好(χ2/df=4.97,NFI=0.97,CFI=0.98、TLI=0.96,GFI =0.99、RMSEA=0.065)，父母拒绝显著正向预测攻击行为(β=0.50,t=14.50,P<0.001)，假设H1被印证。其次，再采用配对乘积法将父母拒绝与越轨同伴交往分数相乘积，构成交互项。加入中介变量道德推脱、调节变量越轨同伴交往以及构成的交互项后(见图1)，结果显示拟合数据模型良好(χ2/df=4.19,NFI=0.94,CFI=0.96、TLI=0.94,GFI =0.95、RMSEA=0.058)。

图1 有调节的中介模型图Fig.1 The model figure of moderated mediated model

从图1可知，父母拒绝显著正向预测道德推脱(β=0.30,t=9.73,P<0.001)，其95%的置信区间为[0.24,0.37]，道德推脱显著正向预测攻击行为(β=0.35,t=9.56,P<0.001)，其95%的置信区间为[0.27,0.42]，道德推脱在父母拒绝与攻击行为之间的中介效应值为0.10 ，其95%的置信区间为[0.07,0.14]，占总效应比值的27.02%。因此，道德推脱在父母拒绝和攻击行为之间起到中介作用。此外，父母拒绝也能显著预测攻击行为(β=0.27,t=8.90,P<0.001)，其95%的置信区间为[0.19,0.34]，因此，道德推脱在父母拒绝和攻击行为之间起到部分中介作用，假设H2得到印证。越轨同伴交往×父母拒绝对道德推脱的影响显著(β=-0.11,t=3.74,P<0.001)，其95%的置信区间为[-0.19,-0.04]，因此，越轨同伴交往调节了父母拒绝对道德推脱的影响，也就是说越轨同伴交往调节了父母拒绝通过道德推脱影响击行为这一中介过程的前半段，假设H3被印证。

本研究将越轨同伴交往分为高分组(M+1SD)和低分组(M-1SD)2组，经简单斜率效应分析表明，越轨同伴交往在父母拒绝与道德推脱关系的调节中，对于与越轨同伴交往较多的留守儿童(M+1SD)，随着父母拒绝程度增加，道德推脱表现出很显著的上升趋势(simple slope=0.39,t=9.44,P<0.001)，父母拒绝增加1个标准差，道德推脱水平就会上升0.39个标准差。与越轨同伴交往较少的留守儿童(M-1SD)，随父母拒绝程度增加，道德推脱变化仍显著(simple slope=0.21,t=5.80,P<0.001)，父母拒绝增加1个标准差，道德推脱水平就会上升0.21个标准差。因此，父母拒绝对留守儿童道德推脱的影响，随着其与越轨同伴交往的增加而增强(见图2)。

图2 同伴越轨交往对父母拒绝与道德推脱间的调节作用Fig.2 The moderating role of deviant peer affiliation in the relationship between parental rejection and moral disengagement

3 讨论

3.1 父母拒绝对攻击行为的预测作用

本研究发现，父母拒绝能够正向预测留守儿童攻击行为，说明对于遭受父母拒绝程度较高者来说，其出现攻击行为的可能性较大。从一般犯罪理论解释，诱发攻击行为的核心原因是个体缺乏自控力[37]。在家庭因素中，包括父母控制、父母拒绝、父母冲突等在内的消极教养模式是限制子女自控力发展的首要因素[38]。在留守儿童群体中，父母拒绝也是起长期体验到的一种生活压力，它会遏制及损害自我控制能力对攻击行为的“自动化”调节功能[39]。同时，低自控能力也难以克制留守儿童冲动、易怒等与攻击性相“黏合”的消极情绪，这显著增加了攻击行为。该结果细化了留守情境中的“隔空”教育并非是诱发留守儿童各种问题的概化缘由，而消极的父母拒绝教养模式可能是问题发生的根源诱因。该研究结果提示相关部门要重点关注遭受父母拒绝的留守儿童心理状态，定期对这类学生进行心理疏导与干预，以期达到防范校园暴力事件发生的目的。

3.2 道德推脱的中介作用

本研究发现，道德推脱在父母拒绝与攻击行为间起部分中介作用，说明父母拒绝既可以直接影响攻击行为，也可以通过道德推脱间接影响攻击行为。根据家庭功能理论，父母与子女关系较差时，家庭成员之间的沟通会不畅，双方均体验到是薄弱的亲情联结，造成子女消极自我认知和负性应对方式的形成[40]。基于该理论观点，遭受父母拒绝的子女在内心会淤积大量的心理冲突，涌现与攻击行为密切相连的愤怒、生气等情绪。本研究中，研究不仅带有留守背景下的家庭特征(父母缺位)，还存在寄宿制环境下缺乏看护者监管的特点。一旦遭到父母拒绝，这些寄宿学校的留守儿童，从父母身上地习得“错误示范”行为，促进了他们偏差性道德认知和低标准的道德判断准则，进一步加剧不道德行为(如攻击行为)出现。该研究结果揭示的道德推脱在父母拒绝与攻击行为关系间中介的作用，对农村寄宿制留守儿童攻击行为的干预工作具有一定的启示，通过干预道德推脱可能会有效地减少他们的攻击行为。

3.3 越轨同伴交往的调节作用

本研究还发现，越轨同伴交往调节了父母拒绝与攻击行为关系的前半段路径，即越轨同伴交往会“增强”父母拒绝对道德推脱的影响。具体来说，在与越轨同伴交往程度较高时，父母拒绝对留守儿童道德推脱的影响会更为显著。从简单效应分析结果可知，随着与越轨同伴交往程度的加深，父母拒绝对留守儿童道德推脱的预测作用呈显著上升趋势，该研究结果也符合了累积生态风险模型的观点[41]。该模型很好地阐释了多风险因素累积(父母拒绝、越轨同伴交往)可强化个体消极认知、情绪及行为的产生。为此，班主任和管理者应重点关注被父母拒绝及与越轨同伴交往密切的留守儿童，他们是道德推脱的易感人群，极易出现攻击行为。另一方面，对于与越轨同伴交往密切者来说，被父母拒绝程度增强更易引发其高水平的道德推脱，因而增加亲子互动可能会保护高越轨同伴交往者的危险行为。同时，在相同的父母拒绝水平下，与越轨同伴交往密切交往的留守儿童的道德推脱显著高于与轨越同伴交往不密切的留守儿童，监控越轨同伴交往可能使高父母拒绝者得到保护。可见，对农村寄宿留守儿童攻击行为的干预，不仅要避免其与越轨同伴交往时产生的道德推脱，还要注意因父母拒绝而缺失的情感关怀及习得的不合理道德规范等问题。因此，对于高越轨同伴交往者来说，减少攻击行为，不仅可以从降低道德推脱水平入手，还应考虑其他风险因素对道德推脱的溢出作用。

4 结语

研究建构了一个有调节的中介模型，揭示了家庭、同伴及个体风险因素对留守儿童攻击行为影响的复杂机制。研究结果证实了道德推脱与越轨同伴交往在父母拒绝与攻击行为关系间的有调节的中介作用，验证了家庭-同伴-个人等多因素整合对留守儿童消极行为的影响。这一结果为留守儿童攻击行为的干预工作提供了新思路。首先，学校应提倡留守儿童父母的“远程”陪伴作用，鼓励家长定期与学生互动、沟通，以强化积极养育的意识；其次，学校还应重视对留守儿童道德观念的培育工作，如有意识地安排他们承担班级职务，组织他们参加公益活动，促进其责任心和道德感的发展；最后，学校应全方面掌握留守儿童与不良人群的接触情况，尽可能帮助留守儿童“净化”人际交往圈，做到及时清除导致道德规范滑坡的人际诱因。