2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 张一波, 张卫, 朱键军, 喻承甫, 陈圆圆, 卢镇辉. 2017.
- ZHANG Yibo, ZHANG Wei, ZHU Jianjun, YU Chengfu, CHEN Yuanyuan, LU Zhenhui. 2017.
- 社区暴力暴露与初中生外化问题行为的关系:一个有调节的中介模型
- Exposure to Community Violence and Externalizing Problem Behavior among Adolescents:A Moderated Mediation Model
- 心理发展与教育, 33(2): 228-239
- Psychological Development and Education, 33(2): 228-239.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.02.12
2. 广州大学教育学院, 广州 510006
2. School of Education, Guangzhou University, Guangzhou 510006
社区暴力暴露已经成为全球范围内广泛关注的公众健康问题(Low & Espelage, 2014)。根据美国儿童暴力接触预防中心(National Center for Children Exposed to Violence, NCCEV)的定义，社区暴力暴露是指个体暴露在与其没有密切关系的人所引起的暴力行为之下，同时把性侵犯、入室行窃、行凶抢劫、携带武器等行为以及青少年拉帮结派、吸毒和种族分裂等社会问题也都归入到社区暴力之中。Snyder(2006)在研究中指出目睹暴力和遭受暴力侵害在青少年中非常普遍，2008年的关于美国儿童社区暴力暴露的调查数据显示(NATSCEV)，在4549名儿童与青少年(0~17岁)的样本中，60.6%的青少年在一年内曾一次甚至多次直接目睹暴力暴露(Finkelhor et al., 2009)。与此同时，社区暴力暴露问题也逐渐引起了国内研究者的关注(吴晓燕等，2012；刘旺等，2011；罗家有等，2007)。如，吴晓燕等(2012)研究指出，国内暴力暴露趋势不容乐观，导致青少年表现出严重的攻击行为。类似地，在一项有关3620名农村中学生的调查中，罗家有等(2007)发现，41.0%的被调查者从小至今遭遇过暴力。
青少年外化问题行为指的是一组表现在外的、反映儿童对外部环境消极反应的行为, 即表现出注意力缺陷或活动过度、反抗性偏差行为、攻击和行为失常等现象(蔡春凤，周宗奎，2006)。大量实证研究表明，社区暴力暴露是青少年外化问题行为的重要风险因素之一(Taylor & Kliewer, 2006; Borofsky, 2013; Wright, Fagan, & Pinchevsky, 2013; Menard, Covey, & Franzese, 2015)。如，Taylor等人(2006)研究发现社区暴力暴露能够显著地正向预测青少年物质滥用和攻击行为。一项关于9~15岁青少年的追踪研究也指出，随着社区暴力暴露水平的不断上升，青少年产生外化问题行为的风险也在不断上升(Wright, 2013)；此外，社区暴力暴露与青少年学校参与显著负相关，进而显著降低青少年的学业成就(Borofsky et al., 2013)。尽管国外研究关于社区暴力暴露和青少年外化问题行为的关系取得了一致结论，认为社区暴力暴露会催生大量的青少年外化问题行为(Martin, Revington, & Seedat, 2013; Lambert, Ialongo, Boyd, & Cooley, 2005)，但社区暴力暴露影响青少年外化问题行为的机制(中介和调节机制)仍然非常缺乏。因此，本研究在文献回顾的基础上，拟考察结交越轨同伴在社区暴力暴露与青少年外化问题行为关系间的中介作用，以及亲子关系在这一关联中的调节作用。
1.1 结交越轨同伴的中介作用依据社会发展模型(Social development model, Hawkins & Weis, 1985)，社区暴力暴露可能会增加青少年结交越轨同伴的可能性，进而影响他们的外化问题行为。即结交越轨同伴可能是社区暴力暴露与青少年外化问题行为关系间重要的中介变量。Hartup等(1996)认为同伴团体是反映青少年社会化的一个极其重要的方面，并且在诸多方面对青少年的心理与行为的发展产生积极或消极作用。据我们所知，Lambert等(2005)综述了社区暴力暴露的风险因素，也指出结交越轨同伴是社区暴力暴露影响青少年攻击行为的最近端因素。同样地，Trudeau等(2012)研究认为，结交越轨同伴与青少年外化问题行为之间具有更加紧密的联系。与此相一致，大量的实证研究表明结交越轨同伴显著中介社区暴力暴露与青少年学业成绩(Borofsky et al., 2013)、反社会行为(Ingoldsby et al., 2002)的关系。如Ingoldsby等(2002)研究发现，社区邻里之间的暴力暴露会显著增加结交越轨同伴的数量，从而更加显著地预测青少年的反社会行为；类似地，Borofsky等(2013)采用纵向研究设计发现，长期处于社区暴力暴露的环境下会降低青少年对学校的安全感，继而结交更多的越轨同伴，进而引发学业问题。因此，结交越轨同伴也可能会显著中介社区暴力暴露与青少年外化问题行为的关系。
一方面，社区暴力暴露会增加青少年结交越轨同伴。这一效应受青少年需要的驱力和环境的拉力二者合力的影响。就驱力而言，青春期期间，青少年的关系需求、能力需求和自主需求迅猛增长，而相较而言，越轨同伴具有更高的社会地位，并且看起来似乎他们拥有更多的自主(更少受到父母、老师的监管)，因而关系、能力和自主需求得不到满足的青少年会主动结交越轨同伴以寻求上述需求的满足。就拉力而言，暴力水平较高的社区越轨同伴较多，且长期暴露于社区暴力环境会提升越轨行为规范信念，即更可能认为越轨行为是合理的，因而会结交更多的越轨同伴。大量实证研究也支持了上述观点，即社区暴力暴露会增加青少年结交越轨同伴(Lambert et al., 2005; Low & Espelage, 2014; Goodearl, Salzinger, Rosario, 2014)。如Low和Espelage(2014)研究表明，长期处于社区暴力暴露的环境下，会显著增加青少年结交越轨同伴的数量。类似地，Goodearl等(2014)研究表明，相对于安全环境而言，处于社区暴力暴露的青少年更易结交到越轨同伴。另一方面，结交越轨同伴会增加青少年的外化问题行为。社会学习理论(Social learning theory; Bandura, 1973)指出，个体是通过观察和模仿榜样的方式来学习的，当个体长期结交大量越轨同伴，通过观察越轨同伴团体中的榜样行为，学习到攻击与反社会行为，甚至使风险因素合法化，从而导致青少年各类外化问题行为的发生(Temple, 2000)。大量的实证研究支持了这一理论，一项21年的追踪研究发现，结交越轨同伴可以显著增加青少年物质滥用的风险，如酒精、尼古丁依赖等(Fergusson, 2003)。Cheung等(1997)在亚洲青少年样本中，考察了多种环境因素对青少年犯罪行为的影响，发现结交越轨同伴具有显著的中介作用。不仅如此，Wiesner等(2008)采用纵向研究设计也得出类似的研究结论，发现结交越轨同伴可以同时预测青少年酒精滥用的不良后果及其未来的发展轨迹。因此，社区暴力暴露和结交越轨同伴都对青少年外化问题行为具有直接正向预测作用。综上所述，本研究提出研究假设H1：结交越轨同伴显著中介社区暴力暴露与青少年外化问题行为的关系。
1.2 亲子关系的调节效应近年来，国内外越来越多的研究者开始关注社区、家庭等不同发展背景对青少年行为发展的交互影响(Ingoldsby & Shaw, 2002; Dinizulu et al., 2013; White, Bruce, Farrell, & Kliewer, 1998; )。根据生态系统理论(ecological theory; Bronfenbrenner, 1986)，青少年所处的环境可以划分为微、中、外、宏四大系统，并且认为青少年的发展是所处环境系统(如社区、同伴、家庭)交互作用的结果，其中同伴和家庭是影响最大的微系统，社区是宏观系统。尤为重要的是，在家庭系统中，亲子关系是最重要的环节，特别是在影响青少年行为发展的研究中一直被视为中心因素(Fosco, Stormshak, Dishion, & Winter, 2012)。那么亲子关系作为家庭系统中的重要变量，是否能够调节社区暴力暴露对青少年外化问题行为的影响呢？Overstreet(2000)在总结大量相关研究的基础上，指出家庭系统(包括亲子关系)在社区暴力暴露影响青少年外化问题行为中具有显著的调节效应。类似地，Trudeau等(2012)研究指出，积极的父母教养方式可以显著地缓冲结交越轨同伴对青少年出现行为问题的消极影响。前文讲到，长期处于社区暴力暴露下的青少年，因关系、自主和能力等基本心理需求得不到满足，进而主动结交越轨同伴，导致外化问题行为的产生。那么，良好的亲子关系可以作为一个有力的保护因素，通过补偿青少年基本心理需求的缺失，显著地缓解青少年结交越轨同伴的风险水平，继而有力地保护青少年出现外化问题行为，促进青少年身心健康发展。例如，Low和Espelage(2014)研究指出，父母监控在社区暴力暴露影响青少年越轨行为的过程中具有显著的调节效应，即可以降低同伴侵害的风险水平，进而缓解青少年的越轨行为。同样，Jiang等(2016)研究认为，父母知情在结交越轨同伴影响青少年物质使用中具有显著的调节效应。
正如前文所述，生态系统理论为家庭环境和同伴环境交互预测青少年的行为发展提供了坚实的理论基础。这一点早在Cheung等(1997)基于香港青少年样本的研究就已发现，家庭因素和同伴因素可以交互预测青少年问题行为的发展。同样，Trucco等(2014)基于纵向研究设计指出父母教养方式和结交越轨同伴对青少年酒精使用的交互效应显著。有必要强调是，母子关系和父子关系在影响青少年行为发展中具有明显的特异性。大量的实证研究也证明了这一点，即母亲与青少年焦虑、抑郁等情绪问题关系更加密切，而父亲与青少年外化问题行为(如攻击行为)关系更加密切(Fosco et al., 2012; Meurs et al., 2009; Vera, Granero, & Ezpeleta, 2012; 朱键军等, 2015)。如Vera等(2012)对8~17岁青少年进行调查研究发现，父母各自对青少年的攻击行为的影响存在不同的内部作用机制。同样地，朱键军等(2015)研究认为学校参与在学校氛围影响青少年病理性网络游戏使用的中介作用中，亲子关系的调节效应表现出明显的特异性。因此，基于前人类似研究，本研究提出假设H2：亲子关系显著调节社区暴力暴露与初中生外化问题行为的关系(包括直接效应和中介效应)，且母子关系显著调节社区暴力暴露对初中生结交越轨同伴的影响，而父子关系显著调节结交越轨同伴与初中生外化问题行为的关系。
1.3 本研究的目的综合而言，本研究拟以初中一年级学生为研究对象，提出了一个有调节的中介模型(图 1)，旨在探讨：(1) 结交越轨同伴在社区暴力暴露与青少年外化问题行为关系间的中介效应；(2) 父子关系在社区暴力暴露与青少年外化问题行为关系(直接路径和间接路径)的调节效应；(3) 母子关系在社区暴力暴露与青少年外化问题行为关系(直接路径和间接路径)的调节效应。为独立考察父子关系、母子关系在社区暴力暴露影响青少年外化问题行为中的作用，将二者纳入同一模型，在考察父子关系的调节作用时控制了母子关系，在考察了母子关系的调节作用时控制了父子关系。考虑到前人研究发现被试的性别、年龄、社会经济地位等因素与青少年外化问题行为存在显著相关，因而，在研究中对这些变量加以控制(Johnson, 2013; Vera et al., 2012)。
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| 图 1 社区暴力暴露影响初中生外化问题行为的假设模型 |
本研究数据来源于“青少年网络游戏成瘾的心理、生理机制及其干预研究”数据库。该数据调查采用方便取样法选取广东省四所普通公办初级中学的1401名初中生(平均年龄12.46岁，SD=0.61) 作为被试。其中，男生703人，女生698人；父亲与母亲的受教育水平为“未受过正规教育或小学”水平者分别为9.4%和20.4%，“初中”水平者分别为42.4%和39.4%，“高中”水平者分别为29.5%和22.5%，“大专”水平者分别为7.3%和8.2%，“大学本科/本科及以上”者分别为11.4%和9.5%。被试中家庭人均月收入在“1000元以下”者为16.8%，“1000~2000元”者为18.5%，“2000~3000元”者为21.5%，“3000~4000元”者为15.0%，“4000~5000元”者为10.6%，“5000元以上”者为17.6%。
2.2 研究工具 2.2.1 社区暴力暴露问卷在参考以往测量工具(Hastings & Kelley, 1997; Richters & Salzman, 1990)基础上，由6名心理学专业博硕士研究生和2名心理学专业教师编制适用于青少年的社区暴力暴露问卷。该问卷共6个条目，如“在我家的周边环境中，有人被偷盗”；“在我家的周边环境中，有人被抢劫、勒索、威胁或恐吓”等。采用5点记分，1表示“从不”，5表示“总是”，计算所有条目的平均分作为社区暴力暴露的指标，分数越高表示社区暴力暴露程度越高。该问卷具有较好的信效度，进行验证性因素分析得出以下拟合指数；χ2=50.018, df =7, p＜0.001, RMSEA=0.067, CFI=0.979, TLI=0.954，SRMR=0.024，表明问卷的结构效度良好。本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’α系数为0.77。
2.2.2 结交越轨同伴问卷采用Zhu等(2015)研究中使用的中文版结交越轨同伴问卷。共12个条目，要求被试报告在过去半年内，有多少朋友出现各类不良行为(如，打架、抽烟、喝酒、赌博等)。采用5点记分，1表示“没有”，5表示“6个或以上”。计算所有条目的平均分作为结交越轨同伴的指标，分数越高表示青少年结交越轨同伴越多。该问卷具有良好的信效度，将样本数据进行验证性因素分析得出以下拟合指数：χ2=409.965, df=44, p＜0.001, RMSEA=0.077, CFI=0.954, TLI=0.931，SRMR=0.036，表明问卷的结构效度良好。本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’α系数为0.89。
2.2.3 亲子关系问卷采用朱键军等(2015)研究中使用的亲子关系问卷，该问卷翻译修订自Stattin和Kerr(2000)所编制的亲子关系问卷，由6名心理学专业博硕士研究生和2名心理学专业教师进行多次直译和回译。要求青少年分别对父子关系、母子关系进行评定，父子关系、母子关系问卷各8个项目，项目内容相同，如“你对父亲/母亲感到失望吗? ”。采用3点记分，1表示“从不”，2表示“有时”，3表示“经常”。分别计算父子关系和母子关系的平均分，分数越高表示父子关系、母子关系越好。该问卷具有较好的信效度。如将父子关系问卷的样本数据进行验证性因素分析得出以下拟合指数：χ2=81.255, df=16, p＜0.001, RMSEA=0.054, CFI=0.970, TLI=0.947，SRMR=0.030；同样，将母子关系问卷的样本数据进行验证性因素分析得出以下拟合指数：χ2=80.150, df=15, p＜0.001, RMSEA=0.056, CFI=0.974, TLI=0.951, SRMR=0.035。两组拟合指数表明父子关系问卷和母子关子问卷的结构效度良好。本研究中，父子关系、母子关系问卷的内部一致性Cronbach’α系数分别为0.73和0.76。
2.2.4 青少年外化问题行为问卷采用喻承甫等(2011)研究中使用的青少年外化问题行为问卷，该问卷是在结合当前我国青少年的常见外化问题行为而编制的。共16个项目，如“喝酒”、“考试作弊”、“打架斗殴”等，要求被试对最近半年以来自己在这些行为上的发生频率进行评定。采用5点记分，1表示“没有”，5表示“6次或以上”。计算所有项目的平均分，分数越高表示外化问题行为越多。该问卷具有较好的信效度，进行验证性因素分析得出以下拟合指数：χ2=76.141, df=9, p＜0.001, RMSEA=0.073, CFI=0.948, TLI=0.913, SRMR=0.037，表明问卷的结构效度良好。本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’α系数为0.89。
2.2.5 控制变量研究发现，性别、年龄、学校因素以及社会经济地位(Socioeconomic Status, SES)等变量显著影响青少年外化问题行为(Johnson, 2013; Goodearl et al., 2014)，因此在研究中我们将这些变量加以控制。其中，性别是二分变量(男=1，女=0)，年龄为被试在参与研究时的实际年龄。考虑到学校因素的影响，参照Bao等(2014)的研究，将其中一所学校作为参照类别，以S1、S2、S3代表其他三所学校设置3个虚拟变量引入回归分析中以及将学校氛围作为协变量加以控制。参照以往研究(Veenstra, Lindenberg, Oldehinkel, De Winter, & Ormel, 2006)，将父母教育程度、家庭人均月收入、家庭所在地等人口统计学变量标准化后的平均分作为被试在社会经济地位(SES)上的得分。
2.3 施测过程在征得学校、父母和青少年本人知情同意后，以班级为单位进行团体施测。主试为心理学专业研究生和所调查学校的心理健康中心教师。施测前向学生表明调查仅供研究所用，相关数据会严格保密，然后要求学生根据统一指导语进行独立作答。施测过程大概持续60分钟，所有问卷完成后当场收回。
2.4 数据分析采用SPSS 20.0软件包对数据进行统计分析。在经典参数检验，一旦总体正态分布、方差齐性等前提假设未被满足，犯Ⅰ类和Ⅱ类错误的可能性大大增加。本研究回归系数的显著性检验采用了Bootstrapping方法(Erceg-Hurn & Mirosevich, 2008)，无需假设样本服从某种分布，而是通过对原样本进行有放回的随机抽样来重新构造样本分布(本研究共构造1000个样本，每个样本容量均为1401人)，获得参数估计的稳健标准误及置信区间。若置信区间不含零则表示有统计显著性。
3 结果与分析 3.1 共同方法偏差的检验由于在本研究中的多个变量数据均由被试者自我报告提供，有可能存在共同方法偏差效应。因此，根据周浩，龙立荣(2004)的建议，本研究采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。结果表明：特征值大于1的因子共有9个，且第一个主因子解释的变异量为19.0%，小于40%的临界标准，由此可以断定本研究不存在共同方法偏差。
3.2 变量间的相关系数表 1呈现了本研究变量的描述统计结果，如该表所示，社区暴力暴露与初中生外化问题行为显著正相关，表明社区暴力暴露越强，初中生表现出外化问题行为的倾向越大。社区暴力暴露与结交越轨同伴正相关，表明社区暴力暴露越强，初中生越有可能结交越轨同伴；结交越轨同伴和初中生外化问题行为显著正相关，表明初中生结交的越轨同伴越多，表现出外化问题行为的可能性越大。此外，父子关系、母子关系和初中生外化问题行为均显著负相关，说明良好的亲子关系是初中生外化问题行为重要的保护因素。
根据Muller，Judd和Yzerbyt(2005)的观点，检验有调节的中介模型需要对三个回归方程的参数进行估计。方程1估计调节变量父子关系对自变量社区暴力暴露与因变量初中生外化问题行为之间关系的调节效应；方程2估计调节变量父子关系对自变量社区暴力暴露与中介变量结交越轨同伴之间关系的调节效应；方程3估计调节变量父子关系对中介变量结交越轨同伴与因变量初中生外化问题行为之间关系的调节效应，以及自变量社区暴力暴露对因变量青少年外化问题行为残余效应的调节效应。本研究对所有预测变量进行了中心化处理，以避免多重共线性的出现。在三个回归方程中，均控制了性别(其中，性别：男=1，女=0)、年龄、社会经济地位的影响。
如果模型估计满足以下两个条件, 则说明有调节的中介效应存在；(a)方程1中，社区暴力暴露对初中生外化问题行为的总效应显著；(b)方程2和方程3中，社区暴力暴露对于结交越轨同伴的效应显著，结交越轨同伴与亲子关系对初中生外化问题行为的交互效应显著，和/或社区暴力暴露与亲子关系对结交越轨同伴的交互效应显著，结交越轨同伴对初中生外化问题行为的效应显著(Muller et al., 2005)。
如表 2所示，在方程1中，社区暴力暴露对初中生外化问题行为的主效应显著(β =0.04，p＜0.01)，而父子关系对初中生外化问题行为主效应不显著(β =-0.03, p＞0.05)，且二者对初中生外化问题行为的交互影响也不显著(β =-0.06, p＞0.05)。在方程2中，社区暴力暴露对结交越轨同伴的主效应显著(β=0.10, p＜0.01)，而父子关系对初中生结交越轨同伴的主效应不显著(β=-0.10, p＞0.05)，且社区暴力暴露和父子关系对初中生结交越轨同伴的交互影响也不显著(β=-0.09, p＞0.05)。在方程3中，结交越轨同伴对初中生外化问题行为的主效应显著(β=0.11，p＜0.001)，且结交越轨同伴和父子关系对初中生外化问题行为的交互影响显著(β=-0.06, p＜0.01)。进一步简单斜率检验发现(如图 2所示)，当父子关系较差时(均分一个标准差以下)，结交越轨同伴和初中生外化问题行为显著正相关(b =0.14，p＜0.001)；当父子关系较好时(均分一个标准差以上)，结交越轨同伴和初中生外化问题行为也显著正相关(b =0.09，p＜0.001)，但二者关联水平低于父子关系较差时，这表明较好的父子关系在结交越轨同伴对初中生外化问题行为的影响中起到有效的保护作用。
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| 图 2 结交越轨同伴和父子关系对初中生外化问题行为的交互影响 |
同父子关系模型，也采用三个回归方程，在控制性别、年龄、社会经济地位影响基础上，检验母子关系和结交越轨同伴在社区暴力暴露与初中生外化问题行为关系之间的调节效应与中介效应。如表 3所示，在方程1中，社区暴力暴露显著正向预测初中生外化问题行为(β=0.03, p＜0.001)，而母子关系对初中生外化问题行为的影响不显著(β=-0.04, p＞0.05)，母子关系和社区暴力暴露对初中生外化问题行为的交互影响显著(β=-0.08, p＜0.001)。在方程2中，社区暴力暴露显著正向预测结交越轨同伴(β=0.09, p＜0.01)，而母子关系显著负向预测青少年结交越轨同伴(β=-0.14, p＜0.01)，且二者对结交越轨同伴的交互影响也显著(β=-0.26, p＜0.001)。在方程3中，社区暴力暴露、母子关系对初中生外化问题行为的影响不显著(β1=0.02, β2=-0.00, ps＞0.05)，且结交越轨同伴和母子关系对初中生外化问题行为的交互影响也不显著(β =-0.04, p＞0.05)。进一步简单斜率检验发现(如图 3所示)，当母子关系较差时(均分一个标准差以下)，社区暴力暴露和结交越轨同伴显著正相关(b =0.29, p＜0.001)，当母子关系较好时(均分一个标准差以上)，社区暴力暴露和结交越轨同伴也显著正相关(b=0.09, p＜0.05)，但初中生表现出越少的结交越轨同伴。由此可以表明，青少年处于社区暴力暴露较高环境时，较好的母子关系可以显著降低青少年结交越轨同伴的水平，从而有利于初中生发展。
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| 图 3 社区暴力暴露和母子关系对初中生结交越轨同伴的交互影响 |
社区暴力暴露对初中生外化问题行为的正向影响(如攻击行为、酒精依赖等)已得到大量研究的证实(Fosco et al., 2012; Ingoldsby & Shaw, 2002)，但学术界对其潜在的中介调节机制，尤其是以中国中学生为样本的研究却少有涉及。因此，鉴于初中一年级是青少年身心发展的一个重要过渡阶段，本研究以初一年级为对象，提出来一个有调节的中介模型，考察了社区暴力暴露、亲子关系和结交越轨同伴对初中生外化问题行为的影响，获得了一些有意义的研究发现。
4.1 结交越轨同伴的中介效应本研究将结交越轨同伴作为中介变量，考察了其在社区暴力暴露和初一年级中学生外化问题行为之间的中介效应。与研究假设相一致，初中生长期处于高暴力暴露的社区环境下会结交更多的越轨同伴，进而导致其表现出一系列外化问题行为。结合社会信息处理理论(social information-processing model)、社会网络理论(social network theory)和社会学习理论(social learning theory)的观点能够较好的解释结交越轨同伴的中介效应(Hardaway et al., 2014; Veenstra & Dijkstra, 2011)。首先，社区暴力暴露的环境会转变初中生的认知，也就是说，在一种充满暴力的环境下，初中生的世界观发生扭曲，会认为暴力手段也是解决问题的重要方式之一，逐渐适应暴力行为的发生并减少对其负面评价(Huesmann, 1998; Guerra, Huesmann, & Spindler, 2003)。根据社交网络理论中的同质选择观点(Homophily Selection)，由于持有类似的对于暴力等不良行为的观点，那些长期处于社区暴力暴露环境下的初中生，会主动接触并加入越轨同伴群体(Veenstra & Dijkstra, 2011; Dishion et al., 2012)。不仅如此，正是因为充满暴力的社区环境满足不了初中生的安全、关系、能力、自主等基本心理需求(Lambert et al., 2005; Hardaway et al., 2014)，才促使他们投入到其它环境(结交越轨同伴)寻求这种满足。例如，越轨同伴能够提供保护，给予其关于安全的心理需求。根据社会学习理论(Social Learning Theory)，初中生习得的外化问题行为多半是来自同伴团体，尤其是与个体关系亲密的同伴。当初中生加入越轨同伴群体后，不仅他们关于外化问题行为的不良认知会进一步受到重塑，甚至他们会模仿并主动自愿的表现出与越轨同伴相似的外化问题行为(Goodearl et al., 2014; Dishion et al., 2002)。诸多研究也证实了将结交越轨同伴过程作为风险环境影响青少年外化问题行为过程中中介机制的合理性(Lambert, Ialongo, Boyd, Cooley, 2005; Fergusson, 2003)。在一项为时两年针对667名中学生的追踪中，Goodearl等(2014)探讨了同伴关系在社区暴力暴露影响中学生攻击行为和焦虑情绪过程中扮演的角色，发现社区暴力暴露可通过同伴反社会行为这一中介变量对中学生后期的攻击行为产生影响。本研究证实了结交越轨同伴的中介角色不仅局限攻击行为，甚至可以拓展到更为广泛的问题行为领域。
4.2 亲子关系的调节效应本研究在识别出结交越轨同伴的中介作用后，又分别考察了父子/母子关系能否调节社区暴力暴露影响初中生外化问题行为的主效应和中介效应。研究结论支持了生态系统理论观点(Bronfenbrenner, 1986)，即发现社区、家庭以及同伴作为不同的环境生态系统，能够交互作用于初中生外化问题行为的发展。具体来说，在“社区暴力暴露→结交越轨同伴”这一路径中，研究发现母子关系存在调节效应。当母子关系较差时，高社区暴力暴露更有可能提升青少年结交越轨同伴的可能性，而良好的母子关系一定程度上能够缓冲社区暴力暴露对青少年结交越轨同伴的影响。母亲在子女成长的过程中，更多的提供情感方面的支持，如更高水平的母性接受程度，更开明的母子沟通，促使青少年达到基本心理需求的满足(Zhou, Sandler, Millsap, & Wolchik, 2008)。不良的母子关系会损害青少年建立亲密关系的能力(Bowlby, 1969)，不仅另青少年的家庭归属感无法获得满足，也会使青少年在和主流同伴群体建立亲密关系的过程中出现障碍，降低个体学校联结(Zhu et al., 2015)。一旦安全、亲密等基本心理需要无法获得最大程度的满足，他们很可能会将注意力投放到消极的环境(如越轨同伴群体)中来寻求需求的满足，从而增强了青少年结交越轨同伴的风险。而当母子关系较好时，青少年获得了有效的家庭保护和对母亲的信任，母亲能够更好的通过监控、知情等方式对青少年进行监管，从而切断了暴露在社区暴力下的青少年和越轨同伴的沟通渠道(Hardaway, Larkby, & Cornelius, 2014; Lambert et al., 2005; Low & Espelage, 2014)，减少了他们的越轨同伴数量。
然而，在“结交越轨同伴→初中生外化问题行为”这一路径，则只有父子关系存在调节效应。父子关系较差时，高度的结交越轨同伴会导致初中生外化问题行为水平的显著提升；而当父子关系较好时，结交越轨同伴和初中生外化问题行为间的关系相对减弱。结果表明，良好的父子关系削弱了结交越轨同伴对初中生外化问题行为的影响。父子关系在中介效应后半段独有的调节效应和以往类似的研究结论相一致(Vera et al., 2012; Fosco et al., 2012; 朱键军等, 2015)。即区别于母亲对个体情感发展的影响，父亲在青少年的成长过程中，往往对青少年的外化问题行为的发生有着更为直接影响(Kochanska & Kim, 2013)。随着青少年的认知、心理成熟度不断提升，母亲所提供的情感支持对他们的影响逐渐减弱，父亲这一角色的重要性凸显，而不良的父子关系会进一步降低父亲教导对青少年问题行为的矫正效果(朱键军等, 2015)。总之，在社区暴力暴露影响初中生外化问题行为的过程中，父子关系和母子关系互为补充，分别发挥不同作用。母子关系通过调节路径“社区暴力暴露→结交越轨同伴”，间接影响初中生外化问题行为，而父子关系则直接调节了结交越轨同伴对初中生外化问题行为的影响。
4.3 教育启示 4.3.1 理论意义第一，本研究在一定程度上丰富和完善了社会学习理论和生态系统理论在社区、同伴以及家庭交互影响青少年行为发展中的理论价值。第二，本研究提出了一个有调节的中介模型，揭示了社区暴力暴露影响初中生外化问题行为的内部作用机制。这不仅对于干预初中生外化问题行为有着重要的理论参考价值，而且对于弥补学界缺少以中国青少年为样本以及缺少关于内部作用机制的研究有着重要的理论指导意义。第三，本研究创新性的将母子关系与父子关系的调节作用分开探讨，这不仅深化了对亲子关系作用机制的理解，而且对于未来进一步研究关于社区暴力暴露对青少年问题行为的影响具有重要的理论价值。
4.3.2 实践意义首先，本研究提示社区管理者、治安部门以及教育工作者必须重视社区暴力暴露对初中生外化问题行为的影响。通过相关干预手段，维护社区安全，营造良好积极健康的社区环境，可以有效的降低初中生外化问题行为的出现。其次，结交越轨同伴在社区暴力暴露和初中生外化问题行为之间具有中介作用，提示治安管理者可以通过改善社区环境，阻隔初中生结交越轨同伴，转而结交积极同伴，进而降低青少年外化问题行为的出现。值得注意的是，初一年级的青少年在面对新的环境适应时，极易重新接触到新的越轨同伴。因此，在这一时期实施针对性的教育是非常有必要的；另一方面，初中一年级是从小学到初中的转折阶段，这就为青少年重新融入或建立新的同伴团体提供了一次良好的契机。如果父母以及教育工作者抓住这个关键期，将有利于缓解甚至阻隔社区暴力暴露对初中生结交越轨同伴的消极影响，从而有利于初中生外化行为的发展。最后，在发展与教育心理学研究领域中，亲子关系一直被视为影响青少年行为发展的重要因素。根据研究结果，重视区分母子关系与父子关系在青少年行为发展中的不同作用机制，有利于更好的掌握问题行为发生的原因以及制定出相关的干预机制。
4.4 研究局限尽管本研究具有一定价值，但仍然存在需要改进的地方。第一，采用的是横断研究方法，无法对变量间的关系做出因果推断。未来可采用多个时间点纵向追踪研究设计，就本研究的结论进行因果关系的验证。其次，通过自我报告的方法获取数据，可能引致方法效应。在未来研究中有必要通过第三方评定方法(如同伴提名)等更为客观的方法进行数据搜集，进而减小无关变量(如社会赞许性)对研究结果的影响。第二，在本研究中所使用社区暴力暴露问卷仅仅测量了青少年所处环境中“存在”的暴力而不是“目击”或者“遭受”的暴力，未来有必要在完善问卷的基础上综合考察社会中“存在”的暴力以及“目击”或“遭遇”的暴力对青少年外化问题行为的影响。第三，本研究中采取的样本是低风险样本，未来有待采取高危样本进一步确认研究结果。第四，本研究选取初一年级样本既是优势所在同时也有着不可避免的不足之处。正如前文所讲，初中阶段的青少年正处于一种身心发展不平衡状态(张娓等，2007)，这种动态发展的过程难免导致研究结果的不确定性。加之，仅仅选择一个年级的被试样本，其研究结果能否推广到更广泛的被试群体仍有待检验。因此，未来有必要通过增加被试样本数量(如增加初二和初三被试群体)，扩大被试所在区域分布范围，进行更大规模数据调查，对研究结果进行解释确认。
5 结论本研究得出以下结论：
(1) 本研究以中国初中生为样本得出社区暴力暴露对青少年的行为发展产生显著的消极影响，这与国外类似研究的结果一致。
(2) 社区暴力暴露不仅可以显著地正向预测初中生外化问题行为，还可以通过影响结交越轨同伴，进而间接预测初中生外化问题行为。这一结果说明，结交越轨同伴在社区暴力暴露影响初中生外化问题行为的过程中起中介作用。
(3) 母子关系较好时，社区暴力暴露对结交越轨同伴的正向预测被减弱；父子关系较差时，越多的结交越轨同伴会显著提高初中生外化问题行为的风险水平。
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