2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 侯珂, 张云运, 骆方, 任萍. 2017.
- HOU ke, ZHANG Yunyun, LUO Fang, Ren Ping. 2017.
- 邻里环境、父母监控和不良同伴交往对青少年问题行为的影响
- Effects of Neighborhood, Parental Monitoring and Deviant Peers on Adolescent Problem Behaviors
- 心理发展与教育, 33(1): 85-94
- Psychological Development and Education, 33(1): 85-94.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.01.10
2. 北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心, 北京 100875;
3. 北京师范大学心理学院, 北京 100875
2. Collaborative Innovation Center of Assessment toward Basic Education Quality, Beijing Normal University, Beijing 100875;
3. School of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875
相对于儿童期，青少年早期个体的外化问题行为 (如吸烟、喝酒、参与违法活动、逃学等等) 明显增加 (Connell, Gilreath, & Hansen, 2009; Huang, Lanza, Murphy, & Hser, 2012)。这与青少年期早期生理、认知和社会性发展的重要变化有关，同时又受到青少年所处的生态系统的影响。家庭、同伴及居住环境等因素如何影响青少年早期的外化问题行为，是一个广受关注的研究领域。
家庭和同伴作为影响青少年外化问题行为的重要成长环境备受研究者关注。根据社会控制理论 (Hirschi, 2002)，父母监控是实现社会控制的一个重要途径。父母通过关注、指导、约束子女参与的活动等等监控方式规范着青少年的行为。有效的父母监控能够减少青少年的问题行为，而低水平的父母监控则与违法违纪、物质滥用等不良问题行为增加有关 (Coley, Votruba-Drzal, & Schindler, 2009; 屈智勇, 邹泓, 2009)。另一方面，不良同伴交往是诱发和助长青少年问题行为的重要因素。不良同伴给青少年提供了习得偏差行为的榜样和学习机会，增加了个体出现同类问题行为的可能 (Arnett, 2007)。例如，感知到朋友物质滥用行为的青少年更可能出现物质滥用 (Aseltine, 1995)；在控制青少年自身攻击行为的基础上，朋友的攻击水平能够预测个体随后攻击行为的增加 (Benson & Buehler, 2012)；最要好同伴的吸烟行为和态度能够预测青少年的吸烟认识和吸烟行为 (林丹华, 方晓义, 2001)。
父母监控与不良同伴交往对于青少年问题行为的影响不是完全独立的，存在相对复杂的共同影响机制。有研究发现不良同伴交往在父母监控与青少年问题行为关系中发挥中介作用。父母监控给青少年创造一个遵从父母期望的压力环境，减少了他们与不良同伴接触的机会 (Sieverding, Adler, Witt, & Ellen, 2005)，进而抑制青少年的问题行为 (Kim & Neff, 2010; 宋静静等, 2014)。同时，父母监控对于不良同伴交往影响青少年问题行为也起到了调节作用。例如，不良同伴交往和个体饮酒行为的关系受到父母监控的调节 (Wood, Read, Mitchell, & Brand, 2004)；父母监管力度越大，不良同伴交往对青少年自身问题行为的影响越小 (王素华, 李新影, 陈杰, 2014)。此外，研究者还进一步考察了父母监控、不良同伴交往对不同性别青少年的影响。有研究认为男孩比女孩可能更容易受到不良同伴的影响 (Steinberg & Monahan, 2007)；父母监控能够抑制不良同伴交往对女孩的影响，对于男孩反而起到加剧作用 (Marshal & Chassin, 2000)。但总的来说，考察性别差异的研究较少且结果存在不一致，有待进一步探索。
虽然父母监控和不良同伴交往是青少年问题行为的重要影响因素，但只局限于这两者并不全面。实际上，家庭与同伴情境嵌套于其所在的小生态环境 (如社区或邻里环境) 中，邻里环境在塑造社区整体社会规范、强化社会控制、降低社会压力等方面发挥着重要作用。邻里环境与青少年问题行为也存在关联，而且在控制了家庭收入和家庭心理环境因素后依然存在 (Aber, Brooks-Gunn, & Duncan, 1997; Sampson, Morenoff, & Gannon-Rowley, 2002)。邻里环境还会影响到家庭、同伴等微系统对个体发展的共同作用 (Bronfenbrenner & Morris, 1998)。研究者常用邻里犯罪、邻里凝聚与混乱等指标来反映邻里环境。邻里环境存在暴力或毒品活动与青少年的饮酒、吸烟和物质滥用的增加有关 (Lambert, Brown, Phillips, & Ialongo, 2004; Wilson, Syme, Boyce, Battistich, & Selvin, 2005)。如果邻里环境中犯罪或暴力频发，居民们对于犯罪和暴力的价值判断也会变得模棱两可，从而降低居民对于犯罪和暴力问题的抵制 (Sampson & Bartusch, 1998)。邻里凝聚性 (Neighborhood cohesion) 通常用与邻居和睦相处、彼此信任互惠的情况来测量，反映了个体观念和行为与社区群体融合的程度 (Carpiano, 2007)。邻里混乱性 (Neighborhood disorder) 反映了居住区域干净整洁、安静有序的程度。邻里混乱性高指得就是那类充满噪音、垃圾，乱涂乱画、蓄意破坏公物等的邻里环境。凝聚性高混乱性低的社区，具有居民之间相互信任、互相帮助支持、秩序井然、整洁安宁的特征 (O′Campo, Salmon, & Burke, 2009)，能够预测青少年更少的问题行为 (如饮酒等) (Hill & Angel, 2005)。对于邻里环境影响内在机制的研究发现，邻里凝聚与混乱能够通过父母教养行为预测青少年的饮酒行为，证实了父母行为在邻里凝聚与混乱和青少年问题行为关系中发挥中介作用 (Kohen, Leventhal, Dahinten, & McIntosh, 2008)。另一方面，在不良邻里环境中，由于社区集体效能低下，对青少年的监管不足，青少年更容易与不良同伴交往 (Brody et al., 2001; Sampson, Morenoff, & Gannon-Rowley, 2002)，不良同伴交往是邻里影响青少年犯罪的重要中介因素 (Simons, Johnson, Beaman, Conger, & Whitbeck, 1996)，能预测青少年物质滥用、违法犯罪等问题行为。
尽管父母监控和不良同伴交往在邻里环境影响青少年问题行为之间的中介效应得到部分研究支持，但已有研究仍存在以下不足：第一，已有研究一般只单独关注邻里犯罪或者邻里凝聚与混乱等某单个指标 (如Kohen et al., 2008)，而没有从多个方面进行同时考察。这样既限制了人们对不同邻里环境差异化效应的认识，也可能造成对单个邻里环境指标效应的估计偏差；第二，家庭和同伴都是青少年问题行为的重要影响源，都是邻里环境产生影响的重要路径。但家庭、同伴和邻里同时又是青少年发展生态系统中的不同方面，三个环境系统并非相互独立地对青少年发展产生影响，而是彼此交融互通、共同影响的。但现有研究在探讨邻里环境影响青少年问题行为的路径和机制时，通常关注邻里环境与家庭或者同伴中某一个系统的联合作用，较少同时探讨邻里、家庭、同伴三个系统的共同作用。邻里环境会影响父母监控的水平和交往不良同伴的几率，而父母监控同时也会影响青少年的不良同伴交往。上述三者之间如何协同对青少年的问题行为产生影响？这一问题有待进一步研究。此外，大量研究证实男孩本身比女孩有更高的问题行为发生率和水平，也比女孩有更多机会暴露于不良邻里环境中 (Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。性别可能在邻里、父母、不良同伴交往三者影响青少年问题行为的机制中发挥作用，但是已有研究极少在纳入邻里环境的背景下对这些方面的性别差异进行考察。
我国自古就强调“里仁为美”，有重视邻里环境影响子女发展的传统，家喻户晓的孟母三迁就是一个典范。但关于邻里环境特征如何影响子女教育和发展的研究在我国却极其少见。近些年随着我国城镇化进程的不断加速，人口流动的日益频繁，传统社区逐渐衰退和瓦解、城中村和城乡边缘结合部社区的出现，儿童青少年所处的邻里环境变得日趋复杂和多样。我国邻里环境如何影响青少年的问题行为是个特别值得关注的重要命题，不仅能够从理论上探讨邻里效应及其作用机制，还能够为预防青少年不良发展甚至犯罪，优化社区干预和服务模式提供有益借鉴。
本研究探讨邻里环境指标、父母监控和不良同伴交往对青少年问题行为的预测作用和路径。邻里环境考察邻里犯罪、邻里凝聚与混乱等指标。假设如下：(1) 邻里犯罪、邻里凝聚与混乱对青少年问题行为具有直接预测效应，同时能够以父母监控和不良同伴交往为中介，预测青少年问题行为；(2) 在纳入邻里环境影响条件下，父母监控既能够调节不良同伴交往与青少年问题行为之间的关系，也能够以不良同伴交往为中介影响青少年问题行为；(3) 邻里犯罪、邻里凝聚与混乱、父母监控、不良同伴交往对于青少年问题行为的影响模式或水平可能存在性别差异。假设1、2的模型图见图 1，其中虚线代表父母监控对不良同伴交往与青少年问题行为的调节。
|
| 图 1 邻里环境、父母监控、不良同伴交往影响问题行为的假设模型 |
选取了河南省郑州市2个区县 (1区、1县)7所普通初中 (城市学校2所，县城学校1所，乡镇学校4所) 初中一年级47个班级的青少年学生进行整班施测，父母问卷则由学生带回家交由父母填答后收回。对回收问卷进行筛选后获得有效样本2188人。其中女孩1080人，男孩1108人。青少年年龄在10.83~16.12岁之间，平均年龄12.97(SD=0.62)。参与作答的父母中父亲1047人，母亲1139人 (其中继母或养母2人)，父母年龄在27.25~62.83岁之间，其中父亲平均年龄为41.44岁，母亲平均年龄为40.23岁。
2.2 测量 2.2.1 问题行为以方晓义等 (2004)的学生问卷为基础，参考Achenbach青少年自评量表 (Youth self-report, YSR) 及国内崔丽霞 (2002) 的中学生行为自评问卷形成问题行为问卷条目。包括了吸烟、饮酒、攻击、扰乱课堂纪律、破坏公物、偷窃赌博等32种问题行为。由青少年回答在最近三个月自己出现这些问题行为的情况。从“从未”到“经常”分别记为1~4分，分数越高表明问题行为越多。在本研究中该问卷的Cronbach α 系数为0.93。
2.2.2 不良同伴交往不良同伴交往采用金灿灿，刘艳，陈丽 (2012)编制的偏差同伴问卷，测量了青少年所结交朋友中出现8种偏差违纪行为 (如打架、离家出走、旷课、逃学、偷窃等) 的比例。每一种行为有四个选项：1.“没有朋友做过”；2.“有些朋友做过”；3.“大多数朋友做过”；4.“几乎所有朋友都做过”。得分越高表示被试交往的不良同伴越多。在本研究中该问卷的Cronbach α 系数为0.77。
2.2.3 邻里凝聚与混乱邻里凝聚与混乱问卷由de Leon等人 (2009)编制，本研究采用了经大型调查项目Health and retirement study (HRS) (Smith et al., 2013) 修订使用的版本。该问卷包含两个维度：邻里凝聚性 (邻居是否友好、是否值得信任等，如“这里的多数人是值得信任的”) 和邻里混乱性 (公共设施遭到破坏，住宅空置或破损等，如“在这片区域，没有破坏公物或乱涂乱画的问题”)。由青少年及父母分别根据对其居住地附近 (步行20分钟内能到达的区域) 环境的感受，在从“非常不同意”到“非常同意”的7点量表上进行评价，得分越高表明居住地附近邻里凝聚性越高、混乱性越低。问卷经翻译、回译、预试完成修订后正式测试使用。本研究中该问卷的Cronbach α 系数为0.86(青少年报告) 和0.85(父母报告)，邻里凝聚性、邻里混乱性两维度在青少年报告中的Cronbach α 系数分别为0.70，0.85，在父母报告中则分别为0.77，0.69。验证性因素分析显示青少年报告问卷的两因子结构拟合χ2/df=12.740，CFI=0.961，TLI=0.936，RMSEA=0.074，SRMR=0.038，父母报告问卷的两因子结构拟合χ2/df=9.241，CFI=0.968，TLI=0.950，RMSEA=0.061，SRMR=0.031，总体来说该问卷结构效度可以接受。
2.2.4 邻里犯罪邻里犯罪指标基于居住者自我报告获得，反映了居住者对邻里违法犯罪状况的感知。主要依据了Sampson, Raudenbush和Earls (1997)，Gracia, Fuentes, Garcia和Lila (2012)的相关题项设置和计分方式，并酌情参考我国各地公安部门发布的“治安警情播报”中的警情类型增删而成。要求青少年和父母分别报告在其居住地附近 (步行20分钟能到达的区域内)，最近半年中目睹或听闻的打架斗殴、抢劫、凶杀、盗窃、诈骗财物、强奸、拐卖妇女儿童和赌博8类治安或刑事违法犯罪行为发生频率 (“曾经发生”计1分，“从未发生”计0分)，加和分数越高表明邻里违法犯罪行为越多。在本研究中青少年报告和父母报告的Cronbach α 系数分别为0.67和0.68。验证性因素分析显示青少年报告的单维度结构拟合χ2/df=4.601，CFI=0.939，TLI=0.909，RMSEA=0.041，SRMR=0.039，父母报告的单维度结构拟合χ2/df=3.678，CFI=0.933，TLI=0.896，RMSEA=0.035，SRMR=0.045，总体来说该问卷结构效度可以接受。
2.2.5 父母监控采用Wang, Pomerantz和Chen (2007)的父母监控问卷，该问卷在Stattin和Kerr (2000)的父母监控问卷基础上编制而成。原问卷包括父母询问和父母约束两个维度，本研究选取后者作为父母监控的测量指标，共8项题目，如“我的父母要求我，如果我回家晚了，要向他们解释我去了哪里，和谁在一起，做了什么”。青少年报告在每个项目上与父母实际情况的符合程度。调整相应的表述作为父母报告问卷中的对应项目。从“从不”到“总是”分别记为1~5分，分数越高表示父母监控程度越高。本研究中青少年报告和父母报告的Cronbach α 系数分别为0.89和0.88。
2.2.6 控制变量控制变量包括青少年性别、年龄和父母受教育水平。其中父母受教育水平为父母报告，包括“没有上过学”、“小学毕业”、“初中毕业”、“中专/技校/职高毕业”、“高中毕业”、“大专毕业”、“本科毕业”和“研究生毕业”8类。分别转换成相应的教育年限计分，并按父母双方中最高受教育年限作为父母受教育水平的测量指标。
2.3 数据分析方法采用Mplus 7 (Muthen & Muthen, 1998-2012) 对研究假设进行结构方程建模分析。考虑到整班施测存在的数据嵌套结构，研究采用sandwich估计量对参数的标准误进行了修正。即在Mplus语句中使用了“type=complex”和最大似然稳健估计 (MLR)。配合上述方法，在对各模型似然值比较过程中运用了Satorra-Bentler scaled卡方检验 (以下简称S-Bχ2)，调整后的S-Bχ2差异依据http://www.statmodel.com/chidiff.shtml所介绍方法计算所得。部分缺失数据采用全息极大似然估计进行了处理 (Enders, 2010)。
虽然通过过程控制，本研究对部分变量收集了不同来源的数据，但由于其测评方式均为问卷自我报告形式，仍可能存在共同方法偏差。对此依据Podsakoff，MacKenzie，Lee和Podsakoff (2003)的建议进行了Harman单因子检验。将所有变量的测量项目进行未旋转的主成分因素分析，结果发现第一个因子解释的变异量只有12.01%，明显低于40%的标准，基本表明本研究中存在的共同方法偏差并不严重。
3 研究结果 3.1 测量模型的建构与检验表 1列出了主要观测变量的平均数、标准差及各变量之间的相关系数。可以看出除了学生报告的父母监控和父母报告的邻里犯罪，父母报告的父母监控和学生报告的邻里犯罪，父母报告的父母监控和父母报告的邻里犯罪相关不显著以外，其他变量之间皆存在显著相关。
| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| 1.问题行为 | ||||||||||
| 2.不良同伴交往 | 0.50** | |||||||||
| 3.父母监控 | -0.20** | -0.14** | ||||||||
| 4.邻里犯罪 | 0.26** | 0.27** | -0.06** | |||||||
| 5.邻里混乱性 | -0.19** | -0.24** | 0.25** | -0.20** | ||||||
| 6.邻里凝聚性 | -0.18** | -0.23** | 0.17** | -0.27** | 0.65** | |||||
| 7.父母监控 (父母报告) | -0.12** | -0.06** | 0.52** | -0.03 | 0.18** | 0.10** | ||||
| 8.邻里犯罪 (父母报告) | 0.09** | 0.14** | -0.01 | 0.54** | -0.17** | -0.21** | -0.01 | |||
| 9.邻里混乱性 (父母报告) | -0.07** | -0.07** | 0.07** | -0.19** | 0.41** | 0.27** | 0.16** | -0.29** | ||
| 10.邻里凝聚性 (父母报告) | -0.09** | -0.09** | 0.11** | -0.17** | 0.30** | 0.41** | 0.20** | -0.22** | 0.61** | |
| M | 1.17 | 1.30 | 3.74 | 1.90 | 4.27 | 5.09 | 3.79 | 1.96 | 4.38 | 5.16 |
| SD | 0.20 | 0.26 | 0.90 | 1.29 | 1.43 | 1.41 | 0.77 | 1.34 | 1.26 | 1.16 |
| 注：* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001。 | ||||||||||
为了考察上述指标与相应潜变量之间的关系，研究首先对整体样本的测量模型进行了检验。由于不良同伴交往和问题行为的测量条目较多，为了简化模型并提高收敛概率，研究将不良同伴交往随机打包成2个指标，将问题行为打包为3个指标。考虑到报告方式和相应内容的关联，分别设定父母报告的邻里凝聚性与邻里混乱性、学生报告的邻里凝聚性与邻里混乱性、父母报告的邻里凝聚性与学生报告的邻里凝聚性、父母报告的邻里混乱性与学生报告的邻里混乱性残差间的4条路径自由估计。结果发现，拟合指标S-Bχ2(51)=307.466，CFI=0.975，TLI=0.962，RMSEA=0.048，SRMR=0.034，表明整体样本的测量模型拟合良好。各指标在相应潜变量上的标准化因子载荷为0.422~0.903之间，均达到显著水平。考虑到在项目反应上可能存在的性别差异，研究通过多组验证性因素分析考察了测量等值问题，分别比较了形态等值 (configural invariance)，单位等值 (metric invariance) 和尺度等值 (scalar invariance)。结果显示 (见表 2) 形态等值、单位等值和尺度等值的拟合皆达到良好的标准。相对于形态等值，单位等值的卡方增值显著 (ΔS-Bχ2=16.748，df=8，p=0.033)，但在大样本和数据非正态条件下，卡方检验对较小差异过于敏感。根据Chen等人的标准 (Chen, 2007; Cheung & Rensvold, 2002)，只有当ΔCFI≤-0.010、ΔRMSEA≥0.015和ΔSRMR≥0.030时才表明模型在因子载荷上不等值，由此本研究测量基本满足单位等值，符合“弱等值性”可以进一步进行性别等组分析。
| CFI | TLI | SRMR | RMSEA[90%CI] | S-Bχ2 (df) | ΔS-Bχ2 (df) | 比较模型 | |
| M0：总体测量模型 | 0.975 | 0.962 | 0.034 | 0.048[0.043, 0.053] | 307.466(51) | ||
| M0a：形态等值 | 0.975 | 0.962 | 0.034 | 0.047[0.042, 0.053] | 353.437(102) | ||
| M0b：单位等值 | 0.975 | 0.965 | 0.036 | 0.046[0.040, 0.051] | 360.502(110) | 16.748(8)* | M0a |
| M0c：尺度等值 | 0.969 | 0.959 | 0.038 | 0.049[0.044, 0.054] | 426.451(118) | 71.392(8)*** | M0b |
| M1： | 0.970 | 0.953 | 0.030 | 0.044[0.040, 0.048] | 389.048(75) | ||
| M2： | 0.970 | 0.955 | 0.030 | 0.043[0.039, 0.047] | 388.959(77) | 0.054(2) | M1 |
| M3：自由估计路径 | 0.961 | 0.948 | 0.046 | 0.050[0.044, 0.052] | 561.480(159) | ||
| M4：性别路径等值 | 0.958 | 0.949 | 0.062 | 0.048[0.044, 0.052] | 598.896(172) | 41.657(13)*** | M3 |
| M5：结构部分等值 | 0.961 | 0.951 | 0.047 | 0.047[0.043, 0.051] | 568.693(168) | 7.252 (9) | M3 |
| 交互模型 (正交乘积) | 0.981 | 0.973 | 0.026 | 0.026[0.022, 0.030] | 329.266(133) | ||
| 交互模型 (配对乘积) | 0.970 | 0.954 | 0.028 | 0.036[0.032, 0.039] | 373.617(99) | ||
| 注：* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001。 | |||||||
在测量模型的基础上，研究加入性别、年龄和父母报告受教育年限作为控制变量，依据研究假设设置结构模型相关路径获得了模型1，该模型拟合指标S-Bχ2(75)=389.048，CFI=0.970，TLI=0.953，RMSEA=0.044，SRMR=0.030，表明整体样本的结构模型拟合良好。系数显著性检验发现，除父母监控与不良同伴交往 (β=-0.009, p>0.05)、邻里凝聚与混乱与问题行为 (β=0.003, p>0.05) 之外其他路径系数皆显著。在删除两条不显著路径之后获得了模型2，其拟合指数为S-Bχ2(77)=387.067，CFI=0.972，TLI=0.958，RMSEA=0.043，SRMR=0.030。模型比较结果显示两者差异不显著 (ΔS-Bχ2=0.054, Δdf=2, p>0.05)，表明删除这两条路径不会显著降低模型拟合指数。对不同的路径的间接效应的分析发现，邻里犯罪→不良同伴交往→问题行为 (β=0.092, p < 0.001)、邻里凝聚与混乱→不良同伴交往→问题行为 (β=-0.095, p < 0.001)、邻里凝聚与混乱→父母监控→问题行为 (β=-0.069, p < 0.001) 的间接效应显著，邻里犯罪→父母监控→问题行为这一路径的间接效应不显著 (β=-0.022, p>0.05)。
为了进一步分析结构模型是否存在性别差异，研究比较了没有限制任何路径的模型 (模型3) 与设定结构系数相等的模型 (模型4) 之间的差异 (具体见表 2)。结果发现模型3和模型4拟合指标都较为理想，但ΔS-Bχ2=36.458，Δdf=15，p < 0.01，表明模型的路径系数存在性别差异。对所有路径逐一进行的性别差异检验发现在父母监控→问题行为 (Wald χ2=13.652, p < 0.000)，邻里犯罪→问题行为 (Wald χ2=5.135, p < 0.05)，不良同伴交往→问题行为 (Wald χ2=4.123, p < 0.05) 这3条路径上尽管男女生的路径系数都显著，但仍存在实质性差异。另外控制变量中的年龄对不良同伴交往的影响也存在性别差异，男生的路径系数正向显著，女孩不显著 (Wald χ2=5.831, p < 0.05)。上述结果也得到了嵌套模型LR检验 (Likelihood Ratio test) 的印证。放松这4条路径自由估计获得部分结构路径等值的模型5，该模型各项拟合指标都较为理想，与模型3的差异检验不显著 (ΔS-Bχ2=12.034, Δdf=11, p>0.05)。模型5的具体路径系数见图 2。女生样本中模型对内生变量问题行为、不良同伴交往和父母监控的解释率R2分别为21.1%，14.4%和17.2%，而在男生样本中则分别为42.2%，15.4%和19.6%。
|
| 图 2 邻里环境、父母监控、不良同伴交往对问题行为影响的拟合模型 注：路径上方为女生的标准化路径系数，下方为男生的标准化路径系数。粗线表示男女生在该路径上非标准化系数等值，细线表示在该条路径上存在显著的性别差异。为了简洁起见图中没有列出控制变量的路径及其系数，男女生都不显著且无差异的路径及其系数也没有显示。 |
上述分析并未发现父母监控对青少年的不良同伴交往有显著的预测作用，但父母监控在不良同伴交往与问题行为的关系中还可能起到了调节作用。对此，研究采用潜变量调节效应分析方法加以考察。配对乘积指标 (Marsh, Wen, & Hau, 2004) 和正交乘积指标 (Little, Bovaird, & Widaman, 2006) 是潜变量调节效应分析中两种常见的指标建构办法。前者根据指标在各自潜变量上的负荷按“大配大，小配小”的原则匹配相乘，由此获得的乘积项为潜变量交互项的指标，这事先需要对指标中心化。正交乘积指标虽不必中心化，但需要先进行乘积项对相关主效应所有指标的回归，将回归方程的残差作为潜变量交互项的指标。具体到本研究中的父母监控和不良同伴交往潜变量交互项，采用配对乘积指标将获得2项指标，正交化乘积指标则有4项指标。得到潜变量交互项的各指标后，研究在模型2的基础上增添了父母监控和不良同伴交往的潜变量交互项，并估计它对青少年问题行为的预测系数。
正交化乘积指标法和配对乘积指标法皆获得了较好的拟合指数 (具体见表 2)，父母监控和不良同伴交往的潜变量交互项对问题行为的预测作用都显著 (正交乘积指标法β=-0.221, p < 0.01, 配对乘积指标法β=-0.270, p < 0.01) 所报告的“标准化”路径系数已按Wen，Marsh和Hau (2010)的公式对Mplus提供的STDYX系数加以修正。，表明交互效应较为稳健。鉴于两种方法所得结果无实质性差异，以下主要报告配对乘积指标获得的结果。研究接下来对该交互作用进行了性别等组检验，即在模型5中加入潜变量交互项并考察它对问题行为的预测系数是否存在性别差异。Wald检验发现交互项对问题行为的预测不会随性别而发生改变 (Wald χ2=0.015，p>0.05)。据此研究只针对整体样本进行了简单斜率分析，结果表明当父母监控水平较低时 (低于1个标准差)，不良同伴交往对青少年问题行为的影响较高 (B=0.676, t=5.378, p < 0.001)，当父母监控水平较高时 (高于1个标准差) 不良同伴交往对问题行为虽然仍有显著影响 (B=0.224, t=6.680, p < 0.001)，但明显比前者要小。
4 讨论本研究着重探讨家庭、同伴、邻里环境对青少年问题行为的影响机制，发现了邻里环境对于青少年问题行为的直接作用路径，和以家庭和同伴为中介的间接路径。邻里犯罪能够直接预测青少年问题行为，而邻里凝聚与混乱的直接预测作用不显著。这有可能是因为邻里犯罪部分反映了青少年在所居住环境中暴力暴露 (exposure to violence) 程度，而暴力暴露会对个体发展的多方面产生消极影响 (Lynch, 2003)。对于暴力暴露的独特效应，张力理论 (Strain Theory) 认为邻里犯罪伴随的暴力暴露使得个体感受到的紧张和压力长期累积，导致饮酒、物质滥用等不良的应对方式 (Agnew, 2007)。目睹或听说暴力犯罪，尤其会增加青少年的攻击和违法行为以及物质滥用等的可能性 (Lin, Cochran, & Mieczkowski, 2011)。Fagan, Wright和Pinchevsky (2015)的最新研究的结果也表明暴力暴露能够直接增加青少年吸食大麻的可能性，而社区规范则不具备这种直接效应。
本研究证实，邻里犯罪、邻里凝聚与混乱都能以父母监控、不良同伴交往为中介预测青少年外化问题行为，间接效应显著。Leventhal和Brooks-Gunn (2000)从理论上提出了邻里环境影响青少年发展的三条路径：机构资源，关系和纽带，规范与集体效能。父母监控的中介作用体现了关系和纽带这一路径影响：邻里环境会广泛影响家庭的物理和心理环境、父母的身心理健康特征，由于父母是青少年最重要的社会关系和纽带，他们通过对子女的监控等教养行为将上述影响进一步传递给青少年。国内一项研究通过对比高收入社区和城中村社区发现，在涉及子女教育问题上同社区的家长们会互相讨论和模仿 (孙瑜康，袁媛, 2014)。高收入社区同龄孩子的家长经常交流的是教育子女、家校合作、参与校外辅导的经验，而在城中村社区家长之间的交流却使得“读书无用论”广泛流传。其结果是导致同社区的家长观念趋同，而不同社区差别迥异，进而导致不同社区对子女教育产生截然不同的影响。不良同伴交往的中介作用则印证了规范和集体效能的理论模型：社区居民通过集体监督和控制，使住户的行为符合社会规范和目标，维持公众秩序 (Sampson, Raudenbush, & Earls, 1997)。当邻里环境集体效能较低，内聚力不强，关系松散，集体社会控制不足，青少年更容易与不良同伴交往，并受到不良同伴不良的观念、习惯和同伴压力的影响，进而表现出不良行为。
父母监控与不良同伴交往之间的路径在本研究中不显著，或许可以用逆向因果来解释：高水平的父母监控的确会抑制青少年结交不良同伴，但另一方面，结交过多不良同伴会也会刺激父母加强监控水平 (Tilton-Weaver & Galambos, 2003)，这就形成了一种抵消效应，使得直接的关系变得不显著。二者的这种逆向因果关系，未来可以通过追踪研究等方法作进一步探索。不过，本研究还通过对父母监控和不良同伴交往的潜变量交互项分析发现，在控制了邻里因素之后父母监控与不良同伴交往对青少年问题行为的交互影响仍然存在。当父母监控水平较低时，不良同伴交往对青少年问题行为的影响较高，而当父母监控水平较高时不良同伴交往对青少年问题行为虽然仍有显著影响，但明显比前者要小。这再一次印证了父母监控在社会控制中的重要作用。
此外，研究还发现邻里环境、父母监控、不良同伴交往对青少年问题行为的影响存在性别差异。总的来说，研究模型对男孩问题行为的解释率大于女孩。具体差异表现在三个方面：一是父母监控对男孩问题行为的预测作用大于对女孩。国外有研究发现父母的监控可能会导致男孩的逆反，反而增加了从不良同伴处习得问题行为的风险 (Marshal & Chassin, 2000)。但本研究的结果恰好相反，这可能与文化差异有关，即中国文化对青少年问题行为的容忍度更低，更接纳和推崇父母对子女尤其是男孩的严格管理，子女对于父母监控的认可程度也较高，因而能够更好地约束和规范子女尤其是男孩的行为。二是不良同伴交往对男孩问题行为的预测作用大于对女孩。该结果与多数研究契合 (Steinberg & Monahan, 2007)，但也有少数早期研究认为女孩比男孩更容易受到不良同伴的影响 (Chassin, Presson, Sherman, Montello, & McGrew, 1986)。或许这与同伴影响所指向的具体行为的性质，严重程度 (Duncan, Boisjoly, Kremer, Levy, & Eccles, 2005)，以及同伴与个体的亲密程度等有关 (Simons, Wu, Conger, & Lorenz, 1994)。三是邻里犯罪对男孩问题行为的直接预测效应大于对女孩。由于男孩更倾向于认可将攻击和暴力作为解决冲突的手段，所以随着所处社区犯罪风险提高时，男孩更可能表现攻击行为、更容易参与到危险行为中。
本研究细化了邻里环境的因素，区分出了邻里犯罪、邻里凝聚与混乱等指标的不同作用路径和模式，为了解我国邻里环境影响青少年行为发展的机制提供了重要证据。研究结果提示我们社区管理不仅要放在客观物理环境的建设上，还要重视社区文化建设和社区共同价值的塑造，致力于培养社区居民的责任感和凝聚力；加强社区治安自治，让来自父母的监控和来自邻里的监督共同构成强有力的社会监控机制，抵制邻里犯罪、不良同伴交往对于青少年 (尤其是男性) 的消极影响。此外，本研究所发现的性别差异效应，也提示了在相关政策和干预方案制定中考虑性别特异化方案的必要性。
本研究存在以下不足：一是邻里环境指标的测量来自青少年和家长报告，反映的是感知到的邻里环境特征。尽管这种测量方式也很常见，但其局限是不够客观。相比而言，很多国外研究还会利用相关社区的人口组成、经济教育文化资源等方面的统计信息，甚至结合地理信息系统 (GIS) 获得区域性犯罪数据用于分析。反观我国，此类统计资料的匮乏 (如各地公开的犯罪统计资料相当有限) 极大地限制了对相关问题的研究开展。二是大量考察邻里环境的研究，还会基于社区角度收集数据，这样能获得广泛的异质性社区状况，而本研究只是以学校为取样单元的测查，不能做到这一点。三是本研究属于横断研究，无法排除可能存在的逆向因果关系。除了上述提及的父母监控和不良同伴交往这一路径以外，不良同伴交往与问题行为、父母监控与问题行为之间也可能存在逆向因果关系，下一步有必要通过追踪研究对其进行深入探讨。
5 结论综上所述，本研究有以下结论：
(1) 邻里犯罪能够直接预测青少年的问题行为，同时邻里犯罪和邻里凝聚与混乱还能够通过父母监控和不良同伴交往为中介预测青少年问题行为；
(2) 父母监控与不良同伴交往对于青少年问题行为的影响具有显著的交互作用；随着父母监控的提高，不良同伴交往对青少年问题行为的影响减小；
(3) 对于男孩而言，邻里犯罪对问题行为、父母监控对问题行为、不良同伴交往对问题行为的预测作用大于女孩。
| Aber, J. L., Brooks-Gunn, J., & Duncan, G. J. (1997). Neighborhood Poverty:Context and Consequences for Children, vols. 1 and 2. New York:Russell Sage Foundation. |
| Agnew, R. (2007). Pressured into Crime:An Overview of General Strain Theory. Cary, NC:Roxbury Publishing Company. |
| Arnett J. J. (2007). The myth of peer influence in adolescent smoking initiation. Health Education & Behavior, 34(4), 594-607. |
| Aseltine , & Jr R. H. (1995). A reconsideration of parental and peer influences on adolescent deviance. Journal of Health and Social Behavior, 36(2), 103-121. DOI: 10.2307/2137219. |
| Benson M. J., & Buehler C. (2012). Family process and peer deviance influences on adolescent aggression:Longitudinal effects across early and middle adolescence. Child Development, 83(4), 1213-1228. DOI: 10.1111/cdev.2012.83.issue-4. |
| Brody G. H., Conger R., Gibbons F. X., Ge X., McBride Murry V., Gerrard M., & Simons R. L. (2001). The influence of neighborhood disadvantage, collective socialization, and parenting on African American children's affiliation with deviant peers. Child development, 72(4), 1231-1246. DOI: 10.1111/cdev.2001.72.issue-4. |
| Bronfenbrenner, U. & Morris, P. A. (1998). The ecology of developmental processes. In W. Damon & R. M. Lerner (Eds.), Handbook of Child Psychology, Vol. 1:Theoretical Models of Human Development (5th ed., pp. 993-1023). New York:John Wiley and Sons. |
| Carpiano R.M. (2007). Neighborhood social capital and adult health:An empirical test of a Bourdieu-based model. Health & Place, 13(3), 639-655. |
| Chassin L., Presson C. C., Sherman S. J., Montello D., & McGrew J. (1986). Changes in Peer and Parent Influence During Adolescence. Longitudinal Versus Cross-Sectional Perspectives on Smoking Initiation. Developmental Psychology, 22(3), 327-334. |
| Chen F. F. (2007). Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural Equation Modeling, 14(3), 464-504. DOI: 10.1080/10705510701301834. |
| Cheung G. W., & Rensvold R. B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling, 9(2), 233-255. DOI: 10.1207/S15328007SEM0902_5. |
| Coley R.L., Votruba-Drzal E., & Schindler H.S. (2009). Fathers' and mothers' parenting predicting and responding to adolescent sexual risk behaviors. Child development, 80(3), 808-827. DOI: 10.1111/j.1467-8624.2009.01299.x. |
| Connell C. M., Gilreath T. D., & Hansen N. B. (2009). A multiprocess latent class analysis of the co-occurrence of substance use and sexual risk behavior among adolescents. Journal of Studies on Alcohol and Drugs, 70(6), 943-951. DOI: 10.15288/jsad.2009.70.943. |
| de Leon C. F. M., Cagney K. A., Bienias J. L., Barnes L. L., Skarupski K. A., Scherr P. A., & Evans D. A. (2009). Neighborhood social cohesion and disorder in relation to walking in community-dwelling older adults A multilevel analysis. Journal of Aging and Health, 21(1), 155-171. DOI: 10.1177/0898264308328650. |
| Duncan G.J., Boisjoly J., Kremer M., Levy D.M., & Eccles J. (2005). Peer effects in drug use and sex among college students. Journal of Abnormal Child Psychology, 33(3), 375-385. DOI: 10.1007/s10802-005-3576-2. |
| Enders C. K. (2010). Applied Missing Data Analysis. Guilford Press: . |
| Fagan A. A., Wright E. M., & Pinchevsky G. M. (2015). Exposure to violence, substance use, and neighborhood context. Social Science Research, 49(1), 314-326. |
| Gracia E., Fuentes M. C., Garcia F., & Lila M. (2012). Perceived neighborhood violence, parenting styles, and developmental outcomes among Spanish adolescents. Journal of Community Psychology, 40(8), 1004-1021. DOI: 10.1002/jcop.2012.40.issue-8. |
| Hill T.D., & Angel R.J. (2005). Neighborhood disorder, psychological distress, and heavy drinking. Social Science & Medicine, 61(5), 965-975. |
| Hirschi, T. (2002). Causes of Delinquency. Transaction publishers. http://www.rbtaylor.net/406_fa14_intro_hirschi.pdf |
| Huang D.Y., Lanza H.I., Murphy D.A., & Hser Y.I. (2012). Parallel development of risk behaviors in adolescence:Potential pathways to co-occurrence. International Journal of Behavioral Development, 36(4), 247-257. DOI: 10.1177/0165025412442870. |
| Kim Y. M., & Neff J. A. (2010). Direct and indirect effects of parental influence upon adolescent alcohol use:A structural equation modeling analysis. Journal of Child & Adolescent Substance Abuse, 19(3), 244-260. |
| Kohen D.E., Leventhal T., Dahinten V.S., & McIntosh C.N. (2008). Neighborhood disadvantage:pathways of effects for young children. Child Development, 79(1), 156-69. DOI: 10.1111/cdev.2008.79.issue-1. |
| Lambert S.F., Brown T.L., Phillips C.M., & Ialongo N.S. (2004). The relationship between perceptions of neighborhood characteristics and substance use among urban African American adolescents. American Journal of Community Psychology, 34(3-4), 205-218. DOI: 10.1007/s10464-004-7415-3. |
| Leventhal T., & Brooks-Gunn J. (2000). The neighborhoods they live in:the effects of neighborhood residence on child and adolescent outcomes. Psychological Bulletin, 126(2), 309-337. DOI: 10.1037/0033-2909.126.2.309. |
| Lin W. H., Cochran J. K., & Mieczkowski T. (2011). Direct and vicarious violent victimization and juvenile delinquency:An application of general strain theory. Sociological Inquiry, 81(2), 195-222. DOI: 10.1111/soin.2011.81.issue-2. |
| Little T. D., Bovaird J. A., & Widaman K. F. (2006). On the merits of orthogonalizing powered and product terms:Implications for modeling latent variable interactions. Structural Equation Modeling, 13(4), 497-519. DOI: 10.1207/s15328007sem1304_1. |
| Lynch M. (2003). Consequences of children's exposure to community violence. Clinical Child and Family Psychology Review, 6(4), 265-274. DOI: 10.1023/B:CCFP.0000006293.77143.e1. |
| Marshal M. P., & Chassin L. (2000). Peer Influence on Adolescent Alcohol Use:The Moderating Role of Parental Support and Discipline. Applied Developmental Science, 4(2), 80-88. DOI: 10.1207/S1532480XADS0402_3. |
| Marsh H. W., Wen Z., & Hau K. T. (2004). Structural equation models of latent interactions:Evaluation of alternative estimation strategies and indicator construction. Psychological Methods, 9(3), 275-300. DOI: 10.1037/1082-989X.9.3.275. |
| Muthén, L. K, & Muthén, B. O. (1998-2012). Mplus user's guide. 7th ed. Los Angeles, CA:Muthén & Muthén. |
| O'Campo P., Salmon C., & Burke J. (2009). Neighborhoods and mental well-being:What are the pathways?. Health & Place, 15(1), 56-68. |
| Podsakoff P. M., MacKenzie S. B., Lee J. Y., & Podsakoff N. P. (2003). Common method biases in behavioral research:a critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879-903. DOI: 10.1037/0021-9010.88.5.879. |
| Sampson R.J., & Bartusch D.J. (1998). Legal cynicism and (subcultural?) tolerance of deviance:the neighborhood context of racial differences. Law & Society Review, 32(4), 777-804. |
| Sampson R. J., Morenoff J. D., & Gannon-Rowley T. (2002). Assessing "neighborhood effects":Social processes and new directions in research. Annual Review of Sociology, 28, 443-478. DOI: 10.1146/annurev.soc.28.110601.141114. |
| Sampson R.J., Raudenbush S.W., & Earls F. (1997). Neighborhoods and violent crime:A multilevel study of collective efficacy. Science, 277(5328), 918-924. DOI: 10.1126/science.277.5328.918. |
| Sieverding J.A., Adler N., Witt S., & Ellen J. (2005). The influence of parental monitoring on adolescent sexual initiation. Archives of Pediatrics & Adolescent Medicine, 159(8), 724-729. |
| Simons R.L., Johnson C., Beaman J., Conger R.D., & Whitbeck L.B. (1996). Parents and peer group as mediators of the effect of community structure on adolescent problem behavior. American Journal of Community Psychology, 24(1), 145-171. DOI: 10.1007/BF02511885. |
| Simons R. L., Wu C. I., Conger R. D., & Lorenz F. O. (1994). Two routes to delinquency:Differences between early and late starters in the impact of parenting and deviant peers. Criminology, 32(2), 247-276. DOI: 10.1111/crim.1994.32.issue-2. |
| Smith, J., Fisher, G., Ryan, L., Clarke, P., House, J., & Weir, D. (2013). Psychosocial and Lifestyle Questionnaire. 2006-2010.Documentation Report. Core Section LB.http://hrsonline.isr.umich.edu/sitedocs/userg/HRS2006-2010SAQdoc.pdf. |
| Stattin H., & Kerr M. (2000). Parental monitoring:A reinterpretation. Child Development, 71(4), 1072-1085. DOI: 10.1111/cdev.2000.71.issue-4. |
| Steinberg L., & Monahan K. C. (2007). Age differences in resistance to peer influence. Developmental Psychology, 43(6), 1531-1543. DOI: 10.1037/0012-1649.43.6.1531. |
| Tilton-Weaver L. C., & Galambos N. L. (2003). Adolescents' Characteristics and Parents' Beliefs as Predictors of Parents' Peer Management Behaviors. Journal of Research on Adolescence, 13(3), 269-300. DOI: 10.1111/1532-7795.1303002. |
| Wang Q., Pomerantz E. M., & Chen H. (2007). The role of parents' control in early adolescents' psychological functioning:A longitudinal investigation in the US and China. Child Development, 78(5), 1592-1610. DOI: 10.1111/cdev.2007.78.issue-5. |
| Wen Z., Marsh H. W., & Hau K. T. (2010). Structural equation models of latent interactions:An appropriate standardized solution and its scale-free properties. Structural Equation Modeling, 17(1), 1-22. DOI: 10.1080/10705510903438872. |
| Wilson N., Syme S.L., Boyce W.T., Battistich V.A., & Selvin S. (2005). Adolescent alcohol, tobacco, and marijuana use:the influence of neighborhood disorder and hope. American Journal of Health Promotion, 20(1), 11-19. DOI: 10.4278/0890-1171-20.1.11. |
| Wood M.D., Read J.P., Mitchell R.E., & Brand N.H. (2004). Do parents still matter? Parent and peer influences on alcohol involvement among recent high school graduates. Psychology of Addictive Behaviors, 18(1), 19-30. DOI: 10.1037/0893-164X.18.1.19. |
| 崔丽霞, 郑日昌. (2005). 中学生问题行为的问卷编制和聚类分析. 中国心理卫生杂志, 19(5), 313-315. |
| 方晓义, 张锦涛, 徐洁. (2004). 青少年和母亲知觉的差异及其与青少年问题行为的关系. 心理科学, 27(1), 21-25. |
| 金灿灿, 刘艳, 陈丽. (2012). 社会负性环境对流动和留守儿童问题行为的影响:亲子和同伴关系的调节作用. 心理科学, 35(5), 1119-1125. |
| 林丹华, 方晓义. (2001). 同伴、父母对青少年吸烟认识、吸烟行为的相对影响力. 心理发展与教育, 17(4), 28-34. |
| 屈智勇, 邹泓. (2009). 家庭环境、父母监控、自我控制与青少年犯罪. 心理科学, 32(2), 360-363. |
| 宋静静, 李董平, 谷传华, 赵力燕, 鲍振宙, 王艳辉. (2014). 父母控制与青少年问题性网络使用:越轨同伴交往的中介效应. 心理发展与教育, 30(3), 303-311. |
| 孙瑜康, 袁媛. (2014). 城市居住空间分异背景下青少年成长的邻里影响——以广州市鹭江村与逸景翠园为例. 地理科学进展, 33(6), 756-764. |
| 王素华, 李新影, 陈杰. (2014). 父母监管和温暖与青少年交往不良同伴对自身问题行为的影响. 中国临床心理学杂志, 3(22), 499-503. |