父母言語虐待對合肥市青少年攻擊行為的影響

劉大睿

山西師范大學教育科學學院，山西太原，030031

2021年10月23日,《中華人民共和國家庭教育促進法》公布施行,明確提出家庭教育必須要貫徹科學的理念和方法。而家庭教育中,父母的不良教養(yǎng)會嚴重影響青少年身心健康,甚至導致孩子形成侵犯性人格[1],這亟需各界關注。父母不良教養(yǎng)主要包括體罰(corporal punishment)和言語虐待(verbal abuse)。其中,父母言語虐待是指父母采取侮辱、貶低、歧視、譏諷的言語對待孩子,包括言語的惡劣程度和兒童尊嚴已受傷害的事實[2]。在臨床測量中,父母言語虐待主要以是否父母容易變得憤怒,常大喊大叫、侮辱、咒誓,以及人身威脅等作指標[3]。 而根據(jù)有關醫(yī)學心理學研究,這種個體早期所接受的來自家庭層面的精神暴力[4],更容易給青少年造成心理創(chuàng)傷,并增加攻擊性人格發(fā)展的可能性[5]。

目前研究較少關注父母言語虐待對青少年攻擊行為的作用,而多討論體罰的影響,但結論卻不盡一致。這可能是因為,一些研究忽視了父母的體罰往往伴隨著言語虐待的出現(xiàn)[1]。因此,在家庭養(yǎng)育中,父母的言語虐待更能直接使青少年受到精神創(chuàng)傷,并更具攻擊性。此外,一些中介和調節(jié)因素也可能發(fā)揮著重要作用。根據(jù)以往的臨床研究,在青少年人格發(fā)展過程中,學校、家庭等外在環(huán)境的良好氛圍[6-7],有利于緩和精神創(chuàng)傷對青少年心理和行為的負面影響。合肥市作為安徽省省會、特大城市、國家重要的科研教育基地,人口規(guī)模龐大,教學資源豐富。并且其青少年群體占比大、背景多元化。因此,選擇合肥市作為研究地區(qū)具有一定的代表性。

綜上,為推動青少年精神衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展,本研究擬以青少年自我控制能力為中介變量,家庭氛圍和學校紀律作為調節(jié)變量,來深入評估父母言語虐待對青少年攻擊行為的創(chuàng)傷性影響。

1 資料來源與方法

1.1 調查對象

2021年10月,采用典型抽樣法,根據(jù)研究需要對其辦學資源、入學標準及學生人數(shù)進行調研,納入標準:學校辦學資源相對均衡、入學標準較為公平的公辦學校從而保證學生背景多元;每所學校學生均大于1000人,以保證調查群體具有較好的代表性。排除標準:生源背景相對單一的鄉(xiāng)村學校與高收費的私立學校。選取安徽省合肥市城區(qū)3所較為典型的初中開展問卷調查。為了進一步提高樣本代表性,從學校給的班級名單中隨機選擇施測班級。在每個學校的七、八、九年級分別隨機選取4個班級開展問卷調查,以保證樣本在不同年齡段的均衡分布。問卷采用電子化方式匿名作答,作答時間約30分鐘,主試由經(jīng)過訓練的在讀博士生擔任。問卷指導語介紹研究目的、保密與自愿參與原則,取得了校方和學生本人的知情同意。共發(fā)放1442份問卷,排除規(guī)律作答和不愿作答問卷39份,收回1403份有效問卷,問卷回收有效率為97.30%。

1.2 研究工具

1.2.1 父母言語虐待量表(parental verbal abuse scale)。改編自Straus等人編制的“親子沖突量表”(parent-child conflict tactics scale,PCCT)中的心理攻擊(psychological aggression)部分[8]。用4個條目測量青少年在過去一年遭受父母言語虐待的程度,“生氣大聲喊”“辱罵、羞辱”“用臟話罵”“不聽話就打、威脅”。采用 “1(從來沒有)-5(總是)”5級評分的方法,并將各測量題目的分數(shù)加總,分數(shù)越高表明青少年遭受父母言語虐待的程度越深。父母言語虐待量表具有較高的信效度[3],該量表的Cronbach's alpha為0.796。

1.2.2 青少年攻擊行為量表(adolescent aggression scale)。該量表改編自Halperin的“兒童侵犯性量表”(children's aggression scale, CAS)[9],包含4個條目,用以測量青少年過去一年實施攻擊行為的頻率,“破壞公共或私人財產(chǎn)”“推、抓或踢他人”“試圖打架”和“肢體挑釁他人”。至少做過1次以上行為記“1”分,沒有則記為“0”分。各項分數(shù)加總,得分越高,說明青少年實施的攻擊性行為越多。該量表的Cronbach's alpha為0.685。

1.2.3 自我控制量表(self-control scale,SCS)。該量表由Grasmick編制[10],共24個測量題目,如“常常憑一時沖動做事,而不會仔細考慮后再去做”等。青少年根據(jù)每個題目進行自評,量表采用“1表示非常不同意” 至“5非常同意”進行5級計分,并將得分加總,有些題目為反向計分,總分即為青少年的青少年自我控制得分,分數(shù)越高表明青少年的青少年自我控制能力越差。該量表的Cronbach's alpha為0.770。

1.2.4 家庭氛圍量表(family environment scale,FES)。家庭氛圍量表由Moos編制[11],主要用以調查親少年的家庭成員關系,包括5個條目:“家庭成員總是相互給予最大的幫助”“家庭成員總是衷心地互相支持”“家庭成員彼此之間相處融洽”“家庭成員總是相互關心”和“家里有一種溫暖的氣氛”。采用“1非常不同意” 至“5非常同意”計分,各項得分加總,分數(shù)越高青少年的家庭氛圍越好。本量表的內部一致性系數(shù)為0.903。

1.2.5 學校紀律量表(school discipline scale,SDS)。改編自Gregory等人的研究,包含4個測量條目[12],“學校紀律總是嚴格執(zhí)行”“如果有學生逃課,他們被懲罰的可能性有多大”“如果有學生打架,他們被懲罰的可能性有多大”和“如果有學生頂撞老師,他們被懲罰的可能性有多大”,用以評估學生感知的學校紀律嚴格程度。采用“1非常不同意或不會”到“5非常同意或一定會”的評分,4道題目的得分加總為學校紀律得分,分數(shù)越高表明學校紀律越嚴格。本量表的內部一致性系數(shù)為0.831。

1.3 研究假設及模型

通過一個雙調節(jié)的中介效應模型,評估了父母言語虐待對青少年攻擊行為影響的作用機制,模型示意圖如圖1。

圖1 研究模型

1.4 統(tǒng)計學方法

首先使用R 4.0.5進行描述性統(tǒng)計分析,然后使用SPSS進行t檢驗和相關性分析,最后使用SPSS 20.0,Process 3.3插件中的模型21進行有調節(jié)的中介效應分析。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

調查對象共1403例。從個體情況來看,被試年齡范圍12-16歲,平均年齡為(14.07±0.77)歲;男生有693人(49.39%)、女生有710人(50.61%); 居住地為城鎮(zhèn)的974人(69.42%)、居住地為農(nóng)村的429人(30.58%);少數(shù)民族有67人(4.78%)、漢族有1336人(95.22%)。

2.2 各研究變量的描述性統(tǒng)計

考慮到以往研究的成果,將年齡、性別、民族、家庭收入和城鄉(xiāng)戶籍列為控制變量。在控制變量中,年齡為連續(xù)變量(12-16周歲的青少年),性別變量(0為女,1為男),民族變量(0為少數(shù)民族,1為漢族),戶籍變量(0為城市,1為農(nóng)村),家庭收入由學生匯報,自身家庭經(jīng)濟水平與周圍其他同學相比如何(0為明顯低于一般水平,1為略低于一般水平,2為一般水平, 3為略高于一般水平, 4為明顯高于一般水平)。見表1。

表1 各變量的描述統(tǒng)計

2.3 各主要研究變量在人口學上的差異

男生在低自我控制能力和攻擊行為上的得分均顯著高于女生,說明青少年男性比青少年女性有著更低的自我控制能力以及更高的進攻性,而在父母言語虐待、家庭氛圍和學校紀律上,性別差異不顯著;在生源地城鄉(xiāng)差異上,各項目的差異均不顯著。見表2。

表2 各研究變量在人口學上的差異分析(M±SD)

2.4 各主要研究變量的相關系數(shù)矩陣

對各主要研究變量的相關系數(shù)矩陣進行描述性分析。父母言語虐待(corr=0.275,P<0.001)、青少年的低自我控制能力(corr=0.350,P<0.001)與青少年的攻擊行為呈顯著的正相關;家庭氛圍(corr=-0.137,P<0.001)、學校紀律(corr=-0.298,P<0.001)與青少年的攻擊行為呈顯著的負相關;父母言語虐待(corr=0.132,P<0.001)與青少年的低我控制水平呈顯著正相關。見表3。

表3 主要研究變量的相關系數(shù)

2.5 父母言語虐待對青少年攻擊行為的影響:有調節(jié)的中介效應檢驗

Process插件的模型21是基于兩個線性回歸方程的參數(shù)來檢驗模型的直接效應與調節(jié)效應,該模型假設中介模型的前后半段路徑和后半段路徑受到調節(jié),與本研究的理論模型一致。表4的模型1分析了中介模型的前半段, 即父母言語虐待與家庭氛圍對青少年自我控制能力的影響,以及家庭氛圍在這一過程中的調節(jié)作用;模型 2分析了中介模型的后半段,即父母言語虐待通過青少年的低自我控制能力對青少年攻擊行為的影響,并檢驗了學校紀律在中介路徑后半段的調節(jié)作用。

表4 有調節(jié)的中介效應檢驗 (N=1403)

在理論模型的前半路徑(模型1),父母言語虐待(β=0.426,P<0.001)顯著正向預測青少年的低自我控制能力,即父母言語虐待的程度越高,青少年的自我控制力越差。雖然溫暖、支持性的家庭氛圍(β=-0.461,P<0.001)可以顯著改善青少年的自我控制水平,但是母言語虐待和家庭氛圍的交互項(β=0.037,P=0.058)對青少年自我控制力的關系不顯著,即青少年自感良好的家庭氛圍無法顯著緩解父母言語虐待對其自我能控制能力的負面影響。

在理論模型的后半路徑(模型2),中介變量青少年的低自我控制能力(β=0.027,P<0.001)與其攻擊行為的產(chǎn)生顯著正相關。同時,通過該中介變量,父母言語虐待(β=0.083,P<0.001)也能顯著正向預測與青少年的攻擊行為,即父母對孩子的言語暴力、言語傷害降低孩子的自我控制能力,進而導致孩子發(fā)生攻擊行為的可能性增加。此外,嚴格的學校紀律(β=-0.40,P<0.001)則可以顯著減少青少年的攻擊性行為。而且在后半段的調節(jié)效應中,青少年的低自我控制能力與學校紀律的交互項(β=-0.002,P<0.01)顯著負向預測的青少年攻擊行為,即嚴格的學校紀律加入,能夠顯著降低低自我控制青少年發(fā)生攻擊行為的風險。

研究檢驗了在家庭氛圍和學校紀律不同水平上青少年自我控制能力的的中介效應。結果表明,在家庭氛圍和學校紀律由低到高的3個水平上,青少年的低自我控制在“父母言語虐待→青少年攻擊行為”中的中介效應值呈上升趨勢,分別為:低家庭溫暖*低學校紀律(β=0.008,P<0.05)、中家庭溫暖*中學校紀律(β=0.012,P<0.01)、高家庭溫暖*高學校紀律(β=0.012,P<0.001)。即隨著孩子的主觀家庭氛圍感和學校紀律嚴格程度的提升,父母言語虐待通過降低青少年自我控制水平進而導致青少年產(chǎn)生攻擊行為的可能性被進一步的加強。

3 討論

3.1 父母言語虐待對青少年攻擊行為有正向影響

研究發(fā)現(xiàn)遭受父母言語的譏諷、謾罵和羞辱越多,青少年出現(xiàn)攻擊性行為的可性就越大。根據(jù)醫(yī)學心理學中的依戀理論和社會學習理論:首先,作為一種直接羞辱,父母言語虐待會表達出明顯的拒絕感,嚴重破壞親子依戀[[13],并讓孩子對人際關系產(chǎn)生敵意,更容易懷疑和攻擊他人;其次,父母養(yǎng)育中的身體和言語暴力會給孩子提供學習范本,可能讓孩子認為使用侵犯性行為解決人際問題是合理的。而在臨床對青少年精神創(chuàng)傷的研究中,父母教養(yǎng)如果伴隨著情感虐待,則會使青少年會更容易發(fā)展出侵犯性人格[3,14]。因為作為一種直接的羞辱和精神暴力,言語虐待更能讓青少年明顯地感受到父母的敵意與排斥[3]。合肥市作為新一線城市,經(jīng)濟較為發(fā)達,“家庭雞娃與教育焦慮”“教育內卷”等現(xiàn)象越發(fā)普遍,這種教養(yǎng)方式無形之中就增加了教養(yǎng)過程中言語虐待的可能性?？傊?即使在我國恥感文化的背景下,父母言語虐待也是顯著正向影響對青少年產(chǎn)生攻擊行為的重要因素。

3.2 青少年自我控制能力在父母言語虐待與青少年攻擊行為間起中介作用

首先,父母言語虐待會導致孩子的低自我控制。一方面,作為一種不健康的控制孩子的手段,言語虐待則會讓孩子難以健康地調整自己的情緒、管理自己的行為,從而逐漸失去培養(yǎng)自我控制能力的內在積極性[15]。另一方面,實施言語虐待也往往意味著父母本身的自我控制能力較差[16],而代際間的學習傳遞[17],也會使這種較低的自我控制能力在孩子身上延續(xù)。

其次,低的自我控制能力也會進一步提高青少年的攻擊性。自我控制是個體為了達到既定目標,抵制沖動和誘惑,并對自己的想法、情緒和行為進行適當調整的能力[16],它可以引發(fā)或阻止個體的特定外在行為[18],青少年低自我控制表現(xiàn)出外顯問題行為的可能性就更高。根據(jù)挫折理論,低自我控制的個體在遇到困難和挫折時也更容易采取消極的應對方式(如攻擊行為)[18]。較低的自我控制水平確實會增加青少年實施攻擊行為的可能性。總之,父母言語虐待所導致的低自我控制能力,是造成青少年攻擊水平上升的重要中介變量。

3.3 家庭氛圍、學校紀律在父母言語虐待與青少年攻擊行為間起調節(jié)作用

首先,家庭氛圍的調節(jié)效應在接近顯著的邊緣(P=0.058)。一般而言,溫暖支持的家庭氛圍,如父母鼓勵、愛意表達、關注孩子需求等,能在青少年成長的過程中幫助其緩沖外界的不良影響[19],是增進親子依戀、減少消極教養(yǎng)對子女不良影響的重要因素[20]。而此處不顯著的原因可能是,部分青少年對良好家庭氛圍的主觀感知源自于高回應性(responsiveness)與低要求性(demandingness)的溺愛型親子關系[21]。而溺愛會削弱親子關系對青少年低自我控制能力的識別與糾正能力[22]。因此,雖然青少年自感良好的家庭氛圍確實有利于培養(yǎng)健康的自我控制能力,但同時要注意剔除家庭氛圍中的溺愛因素干擾。

其次,學校紀律的調節(jié)作用顯著。該結果支持了將適當學校紀律應用于我國校園教育的觀點,即為了減少在校青少年的攻擊行為,可對學生采取適當?shù)膶W校紀律規(guī)范。威懾理論相信,更嚴厲的懲罰會減少越軌行為的產(chǎn)生,被同學議論和關注的羞恥感以及不得不面對學校管理者的恐懼感,可能使青少年認真權衡違反學校紀律的后果[12]。對此一些臨床研究認為,在青少年問題行為上,自我控制和社會控制(如學校紀律)的影響會存在交互效應[23-24]。合肥市教育局高度重視學生的攻擊行為,多次開展“普法教育進校園法制觀念入人心”等活動,來提高全體學生的法律意識,一定程度上對學生的攻擊行為進行抑制。當青少年的自我控制水平較差時,學校紀律作為一種重要的社會控制,能明顯起到抑制青少年問題行為的效果,但當自我控制水平較高時,這種社會控制(學校紀律)的作用則不顯著[24]。適當?shù)膶W校紀律可以引導低自我控制青少年降低攻擊性,從而實現(xiàn)良好的社會化。

最后,本研究的雙調節(jié)中介模型發(fā)現(xiàn),超過一定水平的家庭氛圍和學校紀律,反而會使由父母言語虐待所導致的低自我控制青少年發(fā)生問題行為的可能性上升。這表明父母行為對兒童發(fā)展的影響具有復雜性。子女對家庭氛圍的良好感受、學校過于嚴苛的紀律也并非絕對益于孩子的精神健康,只有適度的并具建設性、發(fā)展性和支持性的約束引導才能真正實現(xiàn)良性教養(yǎng)?？傊?未來研究需緊跟中國現(xiàn)代家校教養(yǎng)模式的動態(tài)發(fā)展步伐,以推動青少年精神衛(wèi)生事業(yè)的健康發(fā)展。