家庭暴力對青少年飲酒和攻擊行為的影響：鏈式中介效應分析

王海燕，唐春光，符麗萍，陳 坤

（達州市民康醫(yī)院，四川 達州 635000）

家庭暴力是指家庭成員中強勢方成為施暴者，通過毆打、人格侮辱、人身自由限制等方式對弱勢方進行折磨、摧殘和傷害［1］。Sumner 等［2］研究指出，每年超過1 200 萬成年人面臨伴侶的親密暴力行為，超過1 000 萬兒童青少年受到忽視和虐待等不同程度的家庭暴力。此外，van Berkel 等［3］研究表明，在4 000例0～17歲兒童青少年中，有15.2%的個體受到看護者的虐待，其中5.0%為身體虐待。遭受或目睹家庭暴力的青少年普遍存在情緒和行為問題，飲酒和攻擊等危險行為較常見［4］。夏扉等［5］認為，青少年飲酒可損傷身體機能及認知功能，并造成抑郁、攻擊行為等問題。究其成因，社會學習理論認為，攻擊行為是個體通過學習效仿施暴者所形成的，若個體的心理需要未得到滿足，極易誘發(fā)攻擊行為［6］。de Vries 等［7］對102 例12～19 歲青少年的研究表明，與父母的依戀關(guān)系與攻擊行為相關(guān)。而不同依戀關(guān)系的青少年，其心理需求亦有不同［8］。王躍鵬等［9］認為，在父母沖突、兒童忽視或虐待等不良家庭教養(yǎng)模式下，青少年易出現(xiàn)攻擊行為。若青少年長期處于該教養(yǎng)模式下，認知狀態(tài)可能出現(xiàn)偏差，Bandura 基于社會認知角度提出的道德推脫概念可充分解釋這一機制。故青少年經(jīng)歷家庭暴力后形成的飲酒及攻擊行為可能受到心理需求及道德推脫的影響?；诖?，本研究通過鏈式中介效應分析家庭暴力下青少年出現(xiàn)飲酒及攻擊行為的中介因素，從而為改善青少年身心健康提供啟示。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群分層隨機抽樣法在達州市抽取4所公立學校（2所初中和2所高中），在各學校的每個年級中隨機抽取2個班級，共1 330名學生。共發(fā)放問卷1 330份，回收有效問卷1 280份，有效問卷回收率為96.24%。本研究通過達州市民康醫(yī)院倫理委員會批準。

1.2 樣本量計算

采用以下公式估算樣本量：

其中，取置信區(qū)間α=0.05，Zα=1.96，據(jù)中國衛(wèi)生統(tǒng)計數(shù)據(jù)，飲酒及攻擊等危險行為發(fā)生率P=31.33%，設計效應deff取1.5，相對誤差r=10%，d=rp=0.03133，經(jīng)計算N=1 263，考慮回收率95.00%，確定樣本總數(shù)為1 330例。

1.3 調(diào)查工具

采用自編人口學資料調(diào)查問卷收集青少年的性別、年齡及父母受教育程度、家庭月收入等信息。

采用兒童期創(chuàng)傷問卷（Chlidhood Trauma Questionnaire-Short Form，CTQ-SF）［10］評定青少年經(jīng)歷的家庭暴力情況。CTQ-SF 共28 個條目，包括情感虐待或忽視、性虐待、軀體虐待或忽視共5個因子。采用1～5 分5 級評分，“總是”計5 分，“經(jīng)常”計4 分，“有時”計3 分，“偶爾”計2 分，“從不”計1 分。該量表擬合度良好，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.928、近似誤差均方根（RMSEA）為0.046。該量表信效度良好，Cronbach’sα系數(shù)為0.840，各因子Cronbach’sα系數(shù)均≥0.640。

采用基本心理需要問卷（Basic Psychological Needs Scale，BPNS）［11］評定青少年的心理需求。BPNS共21個條目，分為能力需要、自主需要及關(guān)系需要3個維度。采用1～7分7級評分，評分越高表示需要滿足的程度越高。該量表的能力需要、自主需要及關(guān)系需要Cronbach’sα系數(shù)分別為0.660、0.700 和0.750。

采用道德推脫問卷（Moral Disengagement Scale，MDS）［12］評定青少年道德推脫情況。MDS 共32個條目，分為道德辯護、責任轉(zhuǎn)移、有利比較、責任分散、非人性化、扭曲結(jié)果、委婉標簽和責備歸因8 個維度。采用1～5 分5 級評分，評分越高表明道德推脫水平越高。該量表信效度良好，Cronbach’sα系數(shù)為0.820。

采用青少年健康相關(guān)危險行為問卷（Adolescent Health related Risky Behavior Inventory，AHRBI）［13］評定青少年飲酒及攻擊行為等相關(guān)危險行為。AHRBI共38個條目，包括攻擊暴力、吸煙飲酒、無保護性、破壞紀律、自殺自殘和健康妥協(xié)6個因子。采用1～5分5 級評分，“經(jīng)常發(fā)生”（每周4 次及以上）計5 分、“幾乎經(jīng)?！保恐?～3次）計4分、“有時發(fā)生”（每月2～4次）計3 分、“幾乎不發(fā)生”（每月1 次）計2 分、“不發(fā)生”計1 分。該量表擬合度良好，CFI 為0.900，RMSEA 為0.029?？侰ronbach’sα系數(shù)為0.900，除健康妥協(xié)因子Cronbach’sα系數(shù)為0.400外，其他因子Cronbach’sα系數(shù)均＞0.750。

1.4 調(diào)查方法及質(zhì)量控制

以班級為單位進行問卷調(diào)查，由經(jīng)培訓合格的醫(yī)師擔任調(diào)查員，向研究對象說明調(diào)查目的及調(diào)查流程，要求研究對象根據(jù)自己的真實想法獨立作答，測評耗時約45 min。采取雙人復核，對有疑問項及時隨訪驗證。因研究數(shù)據(jù)均通過問卷調(diào)查進行收集，受試者對問卷內(nèi)容理解及反應存在偏差并產(chǎn)生語境效應，需行共同方法偏差控制。Harman單因子檢驗，第一個因子方差解釋率16.834%，低于臨界值（40%）。驗證性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）分析自由度（df）=3635.450，χ2=546，CFI=0.780，RMSEA=0.160。不 滿 足df/χ2＜5，CFI≥0.90、RMSEA＜0.08等擬合標準。

1.5 統(tǒng)計方法

采用SPSS 22.0 進行統(tǒng)計分析。共同方法偏差采用Harman 單因子檢驗及CFA 分析，采用（±s）描述正態(tài)分布的定量數(shù)據(jù)，兩組間均值比較采用t檢驗，三組間均值比較采用F檢驗，使用Pearson 相關(guān)分析考察CTQ-SF、BPNS、MDS 和AHRBI 評分的相關(guān)性，并采用Bootstrap 抽樣方法、PROCESS 進行鏈式中介效應分析。雙側(cè)檢驗水準α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 研究對象一般資料

在1 280 名青少年中，男生684 人（53.44%），女生596人（46.56%）；年齡13～18歲［（15.25±2.31）歲］；初中生613 人（47.89%），高中生667 人（52.11%）；父母受教育程度：高中及以下732人（57.19%），?？萍耙陨?48 人（42.81%）；家庭月收入：≤3000 元146 人（11.41%），3000～5000 元566 人（44.22%），≥5000 元568人（44.37%）。

2.2 不同人口學資料的青少年各量表評分比較

青少年CTQ-SF、BPNS、MDS 和AHRB 評分分別為（40.12±3.17）分、（32.23±2.59）分、（49.96±4.67）分、（8.56±1.41）分。不同父母受教育程度、不同家庭月收入的青少年CTQ-SF和BPNS評分差異均有統(tǒng)計學意義（P均＜0.01）。不同性別、不同年齡、不同父母受教育程度、不同家庭月收入的青少年MDS 和AHRBI評分差異均有統(tǒng)計學意義（P均＜0.01）。見表1。

表1 不同人口學資料的青少年各量表評分比較（±s，分）

注：CTQ-SF，兒童期創(chuàng)傷問卷；BPNS，基本心理需要問卷；MDS，道德推脫問卷；AHRBI，青少年健康相關(guān)危險行為問卷；t1、P1，t2、P2，t3、P3分別代表不同性別、年齡和父母受教育程度的青少年各量表評分比較，F(xiàn)、P代表不同家庭月收入的青少年各量表評分比較

AHRBI評分9.23±1.54 7.85±1.32 7.78±1.24 9.46±1.59 9.37±1.57 7.81±1.26 9.27±1.56 8.24±1.35 7.83±1.28 17.082＜0.010 20.978＜0.010 19.105＜0.010 67.689＜0.010組 別性別年齡父母受教育程度家庭月收入男生（n=684）女生（n=596）13～15歲（n=618）16～18歲（n=662）高中及以下（n=732）?？萍耙陨希╪=548）≤3000元（n=146）3000～5000元（n=566）≥5000元（n=568）t1 P1 t2 P2 t3P3F P CTQ-SF評分40.16±3.24 39.89±3.11 40.12±3.22 39.93±3.14 41.34±3.35 38.76±3.08 41.46±3.38 40.25±3.25 38.69±3.12 1.515 0.130 1.069 0.285 14.109＜0.010 58.433＜0.010 BPNS評分32.14±2.51 32.31±2.68 32.16±2.53 32.30±2.63 31.56±2.45 32.41±2.73 31.24±2.37 31.78±2.40 32.49±2.46 1.171 0.242 0.969 0.333 5.847＜0.010 20.999＜0.010 MDS評分52.13±5.17 48.25±4.32 46.39±4.18 54.17±5.45 54.23±5.44 46.45±4.15 53.98±5.42 49.34±4.56 46.31±4.06 14.447＜0.010 28.512＜0.010 27.940＜0.010 189.056＜0.010

2.3 相關(guān)分析

Pearson 相關(guān)分析顯示，CTQ-SF 與BPNS 評分呈負相關(guān)（r=-0.160，P=0.012），與MDS 和AHRBI 評分均呈正相關(guān)（r=0.330、0.250，P均＜0.01）；BPNS 與MDS 和AHRBI 評分均呈負相關(guān)（r=-0.220、-0.270，P均＜0.01）；MDS 與AHRBI 評分呈正相關(guān)（r=0.420，P＜0.01）。

2.4 鏈式中介效應分析

控制性別、年齡、父母受教育程度及家庭月收入，家庭暴力對飲酒及攻擊行為直接效應值為0.041（P＞0.05），家庭暴力對心理需求、家庭暴力對道德推脫、心理需求對道德推脫、心理需求對飲酒及攻擊行為、道德推脫對飲酒及攻擊行為的效應值分別為-0.468、0.536、-0.241、-0.412、0.094（P均＜0.05），家庭暴力對心理需求至道德推脫對飲酒及攻擊行為總效應值為0.295（P＜0.05）。見表2、圖1。

3 討 論

青少年時期是個體心理及生理成熟的關(guān)鍵階段，若此期間形成了飲酒、攻擊行為等不良習慣，不利于未來健康。呂紹平等［14］研究顯示，父母沖突、家庭暴力等負性家庭因素誘發(fā)青少年攻擊行為的風險較高。本研究中，家庭月收入及父母受教育程度越低，更易導致家庭暴力發(fā)生，而男性、年齡較大、家庭收入和父母受教育程度低的青少年更易出現(xiàn)道德推脫，并發(fā)生飲酒及攻擊行為，與已有研究結(jié)果一致［15-16］?？赡苁且驗榈褪杖爰彝サ母改该τ诠ぷ?，疏于對子女的管教，難以營造良好的家庭環(huán)境，青少年心理需求難以得到滿足；父母受教育程度越低，可能多采取打罵、忽視等方式進行教育，導致青少年長期處于淡漠、孤獨等消極情緒中，難以從家庭獲得足夠的心理需求。道德推脫是基于特定認知傾向下重新定義攻擊行為、使其傷害性顯得更小，且忽視對受害者痛苦的認同。通常來說，年齡越大道德推脫越強，原因系對事情的看法比較獨特，甚至有許多違反道德準則或極端傾向的觀點［17］。此外，性別差異決定了男性對攻擊及危險行為的容忍度更高，更易脫離愧疚感和自責感［18］。

本研究結(jié)果表明，心理需求和道德推脫在家庭暴力與飲酒及攻擊行為之間起中介作用。當家庭暴力出現(xiàn)時，青少年心理需求降低，且在發(fā)生飲酒及攻擊行為之前，可經(jīng)道德推脫觀念轉(zhuǎn)變?yōu)檎５牡赖滦袨闃藴剩瑢υ撐ｋU行為的性質(zhì)進行重新定義，即認為該行為不具有傷害性，且不造成嚴重后果，進而發(fā)生飲酒及攻擊行為。這與已有研究結(jié)果一致：早期親子關(guān)系對個體心理需求有重要影響，家庭暴力所致的不安全依戀可導致青少年心理需求缺失［19］；暴力犯罪者通過道德推脫認為他們的攻擊行為不值得責備，甚至是正義的［20］。Martin 等［21］則從生理學層面揭示了青少年家庭暴力導致其心理需求降低的中介途徑，即家庭暴力帶來的沖突可使青少年皮質(zhì)醇反應性升高，由此導致下丘腦-垂體-腎上腺軸等系統(tǒng)發(fā)生改變，進而影響心理需求。若青少年長期處于存在家庭暴力的環(huán)境中，經(jīng)受冷漠、忽視或虐待等，可使得其形成不良心理需求，建立不安全依戀的個體內(nèi)部工作模型，對暴力價值觀及態(tài)度重新定義，對暴力行為容忍度高，并效仿父母的暴力行為［22-23］。結(jié)合本研究結(jié)果，提示在存在家庭暴力的情況下，青少年自我需求降低，并在道德推脫的作用下，發(fā)生飲酒及攻擊行為等危險事件，與劉湍麗等［24］研究結(jié)果一致。

綜上所述，家庭暴力導致青少年飲酒及攻擊行為的直接效應不成立，心理需求和道德推脫在家庭暴力導致飲酒及攻擊行為中發(fā)揮中介作用。但本研究未進行調(diào)節(jié)效應分析；此外，本研究為橫斷面研究，青少年年齡和心理狀態(tài)的變化對研究結(jié)論的可靠性可能存在一定影響。