2018, Vol. 34
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 田云龙, 喻承甫, 林霜, 叶诗敏, 张晓琳, 刘毅, 路红, 张卫. 2018.
- TIAN Yunlong, YU Chengfu, LIN Shuang, YE Shimin, ZHANG Xiaolin, LIU Yi, LU Hong, ZHANG Wei. 2018.
- 父母体罚、学校参与与青少年网络游戏成瘾:亲子关系的调节作用
- Parental Corporal Punishment, School Engagement and Internet Gaming Addiction among Adolescents: Parent-Adolescent Relationship as a Moderator
- 心理发展与教育, 34(4): 461-471
- Psychological Development and Education, 34(4): 461-471.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.04.10
2. 华南师范大学心理学院/心理应用研究中心, 广州 510631
2. School of Psychology/Center for studies of Psychological Application, South China Normal University, Guangzhou 510631
随着互联网的不断普及，我国青少年接触网络游戏的年龄呈现出低龄化的趋势且未出现减缓迹象，根据腾讯研究院于2017年所发布的《中国青少年网络游戏行为与保护研究报告》，截止2015年12月，我国青少年网络游戏用户达到1.91亿的规模，占青少年网民总数的66.5%，其中仅在2015年便增加了1274万的青少年网游用户。在这一过程中所出现的青少年网络成瘾问题也受到了社会各界的关注。网络游戏成瘾(Internet gaming addiction, IGA)是指一种无法控制的、过度的以及带有强迫性并会导致社会或情绪功能受损的网络游戏行为(Yu, Li, & Zhang, 2015)。在最新版的《精神障碍诊断与统计手册(DSM-5)》中，美国精神病协会将IGA划分为行为障碍，并纳入鼓励进一步研究的第三类。已有大量实证研究表明，IGA会导致青少年的生活责任、休闲兴趣以及健康生活方式的缺失，并会增加精神病理学的风险(King & Delfabbro, 2016; King, Delfabbro, Zwaans, & Kaptsis, 2013; King, Haagsma, Delfabbro, Gradisar, & Griffiths, 2013; Porter, Starcevic, Berle, & Fenech, 2010; Thomas & Martin, 2010)。相较于西方国家，我国的青少年有着更高的IGA比例(Müller, Beutel, Egloff, & Wölfling, 2014)，因此对青少年IGA的内在机制的研究，对IGA的预防和干预有着独特的意义。
1.1 父母体罚与青少年网络游戏成瘾父母体罚(corporal punishment)指父母用身体的力量使子女感受到痛苦(但并不造成伤害)，以矫正或控制子女行为的手段。在中国的文化背景中，“打是亲骂是爱”的传统观点经常会使体罚被解读为父母管教子女甚至关心子女的一种行为(Wang, Wang, & Liu, 2016)。然而，体罚与教育过程中使用到的惩罚是不同的，现代心理学和行为分析的著作中对惩罚有两种重要的定义，第一种由Azrin & Holz做出，即对当下的行为施加一定刺激进而降低某一特定行为在未来发生的可能性；第二种定义由Skinner提出，指去除正强化或施加负强化的过程(Eder, Dignath, Erle, & Wiemer, 2017)。可见，体罚这一旨在通过造成身体痛苦来矫正行为的方式与惩罚存在明显的差异，而由此产生的诸多问题也得到了越来越多的关注(Lansford et al., 2014)。大量证据表明，体罚对青少年的多种外化行为问题有着显著的正向预测作用(Gamez-Guadix, Straus, Carrobles, Munoz-Rivas, & Almendros, 2010; Mendez, Durtschi, Neppl, & Stith, 2016)。鉴于体罚的所带来的负面影响，已有二十四个国家通过立法明确禁止了体罚的使用(Mendez et al., 2016)。我国现行的《未成年人保护法》也明令禁止教职人员在教学过程中使用体罚手段，但由父母实施的体罚依然广泛存在于家庭教育中，如在Wang等人的研究中就有53.73%的父亲和48.29%的母亲报告其对子女实施了体罚(Wang & Liu, 2014)。
根据现有的证据，父母体罚本身便是问题行为产生的风险因素而非有效的训导方式。那么，体罚又是怎样影响到青少年IGA行为的呢？根据压力过程模型(stress process model)的观点(Foster & Brooks-Gunn, 2009)，暴露在父母体罚这一暴力环境中的青少年会因此产生更高水平的心理压力，进而增加其通过网络游戏来缓解这些压力的风险。如喻承甫等人(2017)的研究就表明父母体罚可以正向预测青少年的IGA水平，是IGA的重要风险因素。然而，目前对父母体罚与青少年IGA之间关系的研究并不多。根据生态系统理论(ecological systems theory)及以往的研究，家庭养育可以通过影响青少年的学校生活进而影响到包括IGA在内的多种青少年问题行为(Font & Cage, 2017; 喻承甫等, 2017)；此外，近年来的研究发现，教养方式会因亲子关系的差异而对青少年的发展产生不同影响，并认为应将亲子关系纳入对教养方式的研究(Kim & Cicchetti, 2006; 许阳, 张卫, 喻承甫, 苏萍, 刘莎, 甄霜菊, 2017)。因此，有理由推测，青少年的学校参与水平在父母体罚和IGA之间起到显著的中介作用并受到亲子关系的调节。
1.2 学校参与的中介作用学校是青少年学习、生活的重要场所，且较西方国家而言，中国的青少年将更多的时间投入到学校生活之中(Zhu et al., 2017)。学校参与(school engagement)是包含行为、情绪和认知三个维度的多元结构(Fredricks, Blumenfeld, & Paris, 2004; Pereira et al., 2016)。其中，行为参与指青少年参加学校活动并遵守班级的规则，按时、积极的融入班级；情感参与指学生对学校活动的积极的情感反应，比如乐趣、爱好；认知参与指学生对学习活动的参与，主要包括学习动机、学习技巧和问题的解决(Owen et al., 2016)。青少年在学校参与的过程中培养规则、责任意识，并得到的来自同伴的社会支持，是其社会化过程的重要组成部分(Acker & Wehby, 2000)。已有多项研究表明，学校参与水平对青少年问题行为(如：烟酒依赖，网络成瘾)有显著的负向预测作用(Dever et al., 2012; Henry, Stanley, Edwards, Harkabus, & Chapin, 2009; Salmela-Aro, Upadyaya, Hakkarainen, Lonka, & Alho, 2017)。通过对文献的回顾，父母的体罚会降低青少年学校参与水平，而低水平的学校参与会进一步增加青少年产生问题行为的风险(Font et al., 2017)。由此可以推论，青少年的学校参与水平很可能在父母体罚和青少年IGA间起到中介作用。
根据社会学习理论(social learning theory)的观点，青少年在受到体罚的过程中也会通过社会学习将其内化，并将之视为合理的方式(Ma, Han, Grogan-Kaylor, Delva, & Castillo, 2012)。进而在自己的社会化环境中运用类似的手段控制环境和人际关系，这些不适宜的人际处理和环境控制方式会使青少年在社会交往过程中不易融入学校生活。另一方面，自我系统模型(self-system model)认为，在行为、情感、认知三个维度上的学校参与可以使青少年更好的解决生活中遇到的压力、挫折及其他所要面对的问题，降低产生青少年产生行为问题的风险(Wang & Fredricks, 2014)。处于高父母体罚条件下的青少年通过社会学习所形成的不适宜的控制环境和人际的方式可以影响到青少年学校参与水平(Roosa et al., 2011)。Simons等人(2010)的研究表明父母体罚会削弱青少年与他人的情感联结、减少青少年的人际信任，降低青少年在学校生活中的情感参与水平。加之父母体罚会使青少年产生自己一无是处的心理表征，降低其自我效能感等自我信念，影响到青少年学习动机的形成，降低认知参与的水平(喻承甫, 刘莎, 吴涛, 张卫, 2017)。现有研究虽未对学校参与在父母体罚和青少年网络成瘾间的中介作用进行直接的考察，但已有证据表明学校参与在环境因素与青少年发展结果之间起到中介作用，可以为学校参与在父母体罚和青少年IGA间的中介作用提供间接支持(Fall & Roberts, 2012; Li, Lerner, & Lerner, 2010；喻承甫等, 2017)。如，喻承甫等人(2017)研究发现，青少年的学校联结在这一关系中起到显著的中介作用。通过对相关文献的回顾，本研究拟探讨学校参与在父母体罚与青少年IGA之间可能起到的中介作用，以期为家庭与学校共同预防、干预青少年IGA问题提供参考和理论依据，并由此提出研究假设1：学校参与显著中介父母体罚与青少年IGA之间关系。
1.3 亲子关系的调节作用追踪研究表明，亲子关系在父母教养与青少年问题行为关系间起到重要的调节作用(Mendez et al., 2016; Simons, Wu, Lin, Gordon, & Conger, 2000)。尽管现有研究表明父母体罚、学校参与与青少年IGA之间存在强有力的关联，但父母体罚的实施必然存在于一定家庭环境中，也并非所有受到父母体罚的青少年都会产生IGA行为。依据生态系统理论，家庭和学校并非相互割裂的关系，而是既独立作用于个体发展，也相互影响的两个微观系统(鲍学峰等, 2016)。家庭是青少年成长的第一个环境，感受到较多父母温情与支持的青少年往往对学校有着更为积极的态度，而亲密的家庭关系也将对子女的社会互动起到示范和强化的作用，使其在学校参与的过程中有更好的表现(刘世宏, 李丹, 刘晓洁, 陈欣银, 2014)。现有文献显示，同处于父母体罚的条件下的青少年在后期所产生的问题行为的结果存在诸多差异，Mendez等人(2016)认为这是由于父母与子女的交流和沟通在这一关系中起到了调节作用并在研究中得到了验证。因此，在考察父母体罚对青少年的影响的过程中，有必要将亲子关系这一家庭环境因素纳入研究模型。
根据压力过程模型的观点，存在父母体罚的家庭并不仅仅会增加青少年心理压力，在此过程中由亲子关系所提供的家庭支持可以作为青少年应对资源而缓冲体罚这种暴力形式所带来的消极影响(Foster et al., 2009)。如：Havermans等人(2015)就在研究中发现，亲子关系可以从父母的学业卷入、亲子沟通、教育期待三个方面对青少年的学校参与进行调节。另一方面，Laird等人(2003)的研究也表明，良好的亲子关系有助于父母了解子女的兴趣、活动以及同伴交往活动，并及时对青少年的行为做出引导和干预，对于亲子关系不良的青少年，亲子沟通的缺乏及父母卷入的不足则会进一步增加青少年IGA的风险。虽有证据显示亲子关系与父母体罚之间存在关联，但多项研究发现，父母的温情和积极参与在体罚的家庭环境中仍然起到了调节作用，可以缓冲由体罚所造成的风险(Gamez-Guadix et al., 2010; Mendez et al., 2016; Wang & Kenny, 2014)。如，Mendez等人(2016)的研究表明，在体罚条件下，来自家庭的温情或是严厉可以显著调节青少年出现问题行为的风险，Simons等人(2000)发现遭受父母体罚的青少年在不同养育环境中有着不同的表现。另有研究指出，在体罚的环境下，敌对的亲子关系会使得青少年发展过程中的一些问题更为突出(Wang & Kenny, 2014)。可见，尽管亲子关系会受到父母体罚的消极影响，但仍可以在体罚条件下发挥独立的调节作用。
亲子关系是对青少年心理和行为发展极其重要的人际关系，值得注意的是，父母对青少年发展的影响可能存在特异性。研究表明，母亲对青少年的情绪反应较父亲而言更为灵敏，更多的关注于孩子的情感事务、日常生活事务等诸多方面，而父亲则更多的是直接关注孩子的行为问题(Duhig & Phares, 2003；Fosco et al., 2012; Fanti, Henrich, Brookmeyer, & Kuperminc, 2008；Laursen, 2005)。如Fosco等人(2012)在研究中关注亲子关系在父母监控这一环境中的作用，发现良好的父子关系可以降低青少年产生反社会行为等问题行为的风险，但母子关系的作用不显著。然而，Xu等人(2014)基于中国青少年的研究表明，父子关系和母子关系对青少年网络成瘾的抑制效应均显著，但母子关系的抑制强度显著强于父子关系；该研究指出，有别于西方文化环境，在中国文化环境下，男主外女主内，家务事(包括孩子的事务，如网络成瘾)主要由母亲负责；因此，在当前中国社会，一般而言，母亲对孩子心理和行为的发展的影响显著强于父亲。基于上述文献，有理由提出研究假设2：亲子关系显著调节父母体罚通过学校参与对青少年IGA的影响，且母子关系的调节效应显著强于父子关系。
1.4 本研究的目的对于青少年来说，随着其对于独立的诉求和同伴关系重要性的不断提升，家庭以及学校教育工作者都面临着巨大的挑战。为了青少年在该阶段保持健康的心理状态，需要来自父母、教师等多方面良好关系的支持，良好的家庭关系、积极的学校参与对于青少年的健康成长都具有重要的意义(Capp et al., 2016)。为此，确立以下几个目的：(1)学校参与是否显著中介父母体罚与青少年IGA的关系；(2)亲子关系能否能够调节这一中介路径。此外，鉴于父子和母子关系对青少年的差异性影响，将考察父子关系、母子关系在模型中的作用(Mendez et al., 2016; Wang & Kenny, 2014)。综合已有结论及研究假设，可组成一个有调节的中介模型(如图 1所示)。
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| 图 1 本研究假设之有调节的中介模型图 |
采用方便取样法，选取广州、佛山、东莞、汕头等地四所普通公办初级中学1389名初中生为被试。共发放了1500份问卷，回收有效问卷1389份，有效率92.60%；有效问卷中，广州285人，佛山413人，东莞389人，汕头302人；男生694名，女生695名；被试平均年龄为12.89岁(SD = 0.52)，年龄范围为11~15岁。此外，被试家庭的父亲和母亲受教育水平在“初中或以下”水平者的比例分别为49.20%和56.70%，“高中或中专”水平者比例分别为28.0%和21.5%，“大学专科或以上”水平者比例分别为17.90%和16.90%。家庭人均月收入在“2000元或以下”者为28.20%，“2001~3000元”者为37.10%，“3001~4000元”者为11.90%，“4001或以上”者为22.80%。
2.2 研究工具 2.2.1 父母体罚问卷采用许阳等人(2017)研究中使用的父母体罚问卷进行测量。该问卷项目选自国内外广泛使用的父母体罚问卷(Morris & Gibson, 2011; Straus & Stewart, 1999; 许阳等, 2017)。研究表明，该问卷在中国青少年群体中具有良好的信效度(Zhu et al., 2017; 喻承甫等, 2017)。问卷共6个项目，要求被试报告过去六个月中所经受的父母体罚次数，父母双方各包括三个条目，除实施体罚者分别为父亲和母亲以外的内容均相同，如“父亲/母亲打你耳光或打你屁股的次数”。采用5级评分，1代表“没有”，5代表“不少于5次”。在任一项目上回答2或以上被认为曾遭受父母体罚，本研究样本中298名(占比21.45%)青少年曾遭受父母体罚。验证性因素分析表明，二阶模型的拟合指数(χ2/df = 4.52，CFI = 0.94，RMSEA = 0.06)显著优于一阶模型(χ2/df = 4.83，CFI = 0.93，RMSEA = 0.09)。来自同一数据库的研究表明，父亲体罚和母亲体罚对青少年发展的影响没有显著差异(喻承甫等，2017)。此外，鉴于父亲体罚与母亲体罚的强相关(r = 0.57, p < 0.001)，此问卷计算所有项目的平均分，分数越高表示父母体罚越多。本研究中，父母体罚问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.76。
2.2.2 亲子关系问卷采用张婷丹等人研究中使用的亲子关系问卷(张婷丹, 喻承甫, 许倩, 魏昶, 严金雄, 2015)，对父子关系、母子关系分别进行评定，两种关系各包括8个项目，所有项目中除评价对象不同以外，其余内容完全相同，如“你接受父亲/母亲的做事方式吗？”。问卷采用3级评分，1代表“从不”，2代表“有时”，3代表“经常”。验证性因素分析表明，亲子关系和母子关系的一阶模型拟合良好：χ2/df = 5.37，CFI = 0.94，RMSEA = 0.07。因此，分别计算父子关系和母子关系项目的平均分，分数越高表示父子/母子关系越好。本研究中，父子关系和母子关系问卷的内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.73和0.75。
2.2.3 学校参与量表采用Wang等人编制的学校参与量表(school engagement scale)(Wang et al., 2011)，该量表共15个项目，测量了青少年在学校的认知参与(8个项目，如“我认为在学校学的东西是有用的”)、情感参与(8个项目，如“我觉得自己是学校的一份子”)和行为参与(7个项目，如“按时完成家庭作业？”)程度；认知参与和情感参与采用五点评分，1表示非常不符合，5表示非常符合；行为参与也采用五点评分，1表示“从不”，5表示“总是”。验证性因素分析表明，本研究中，该量表的拟合指数为：χ2/df = 4.69，CFI = 0.95，RMSEA = 0.07，表明结构效度良好。计算三个维度各自项目的平均分，分数越高表示青少年在该维度上的参与程度越高。在本研究中，总量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.88。
2.2.4 网络游戏成瘾问卷采用Yu等人使用的网络游戏成瘾问卷对青少年IGA进行测量(Yu et al., 2015)。该问卷需要被试报告最近半年中，其IGA相关症状出现的频率，如“你是否有时为了能更多时间玩网络游戏而没做家庭作业？”等，共11个项目。采用3级评分，1代表“从不”、2代表“有时”、3代表“经常”。该问卷依据IGA领域专家Gentile的研究对青少年的得分进行重新编码：1=0，2=0.5，3=1；该记分方式可以对青少年有时经历的IGA症状进行测量，相较于是否计分有其特有的优势。验证性因素分析表明，本研究中，该问卷的拟合指数为：χ2/df = 5.04，CFI = 0.92，RMSEA = 0.06，表明结构效度良好。通过计算所有项目均分进行分析，得分越高表示其有越强的IGA倾向。依据国际IGA划界标准——在IGA症状上符合5条或以上则划界为成瘾(Young & De Abreu, 2012)，本研究样本中64名(占比4.61%)呈现较为严重的IGA症状。本研究中，该量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.74。
2.2.5 控制变量鉴于以往研究表明性别、年龄、家庭人均月收入(要求青少年报告家庭人均月收入，1表示0~1000元，10表示9000元以上)和父母受教育水平(要求青少年分别报告父亲和母亲的受教育水平，1=没有上过学，8=博士或以上)与青少年IGA的显著关联(Griffiths, Király, Pontes, & Demetrovics, 2015; Young et al., 2012)，本研究将上述人口学变量作为控制变量纳入每一个回归方程。
2.3 施测过程和数据处理本研究在征得学校领导、教师和学生本人的知情同意后，以班级为单位进行团体施测，由经过培训的心理学专业硕、博士研究生和中学心理教师担任主试。问卷完成时间约30分钟，所有问卷当场回收。本研究采用Mplus 7(Muthén & Muthén, 1998-2012)进行数据分析。鉴于本研究中某些变量(如父母体罚、IGA)为非正态数据，采用偏差矫正Bootstrap置信区间(bias-corrected bootstrap confidence intervals, MacKinnon, 2008；Bootstrap抽取1000次)来检验路径系数的显著性。此外，在模型中对相关变量(如自变量、中介变量、乘积项等)进行了中心化处理，以减小多重共线性。
3 结果与分析 3.1 各变量的平均数、标准差和相关系数表 1列出了各变量的平均数、标准差和相关矩阵。结果发现：(1)父母体罚与IGA显著正相关，表明父母体罚越多，青少年的IGA倾向越强。此外，父母体罚与学校参与显著负相关，父子/母子关系与学校参与显著正相关，然而，学校参与、父子/母子关系与IGA显著负相关，这为进一步检验学校参与的中介效应及亲子关系的调节效应提供了支持。(2)性别、年龄与SES与青少年学校参与和IGA均显著相关，因此，在进一步分析中将其纳入控制变量。
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
| 1.性别a | 0.50 | 0.50 | 1.00 | |||||||
| 2.年龄 | 12.89 | 0.52 | 0.07* | 1.00 | ||||||
| 3.SESb | 0.00 | 1.74 | 0.00 | -0.15** | 1.00 | |||||
| 4.父母体罚 | 1.11 | 0.32 | 0.05 | 0.02 | -0.03 | 1.00 | ||||
| 5.父子关系 | 2.42 | 0.37 | 0.01 | -0.10** | 0.06* | -0.28** | 1.00 | |||
| 6.母子关系 | 2.48 | 0.38 | 0.00 | -0.08** | 0.05 | -0.29** | 0.55** | 1.00 | ||
| 7.学校参与 | 3.93 | 0.51 | -0.13** | -0.11** | 0.17** | -0.18** | 0.40** | 0.39** | 1.00 | |
| 8.IGA | 0.15 | 0.16 | 0.33** | 0.09** | -0.09** | 0.15** | -0.23** | -0.19** | -0.35** | 1.00 |
| 注：a性别为虚拟变量(男生=1，女生=0)，均值表示男生所占的比例；bSES是通过对家庭人均月收入、父亲受教育水平和母亲受教育水平的标准分数进行因子分析，依据各自因子负荷权重计算的合成分数，得分越高表示家庭经济社会地位越高。*p < 0.05，**p < 0.01；IGA =网络游戏成瘾。 | ||||||||||
亲子关系在父母体罚与青少年IGA关系间调节效应模型拟合良好：χ2/ df =2.80，CFI = 1.00, RMSEA = 0.03；模型的解释率R2为0.18。结果如图 2所示，父母体罚显著正向预测青少年IGA(b = 0.06, SE = 0.01, 95% CI = [0.020, 0.108], β = 0.12, p < 0.01)，父子关系(b = -0.08, SE = 0.01, 95% CI = [-0.104, -0.041], β = -0.17, p < 0.01)和母子关系(b = -0.03, SE = 0.01, 95% CI = [-0.064, -0.003], β = -0.08, p < 0.05)显著负向预测青少年IGA。然而，父母体罚与父子关系(b = 0.02, SE = 0.04, 95% CI = [-0.060, 0.150], β = 0.03, p > 0.05)，父母体罚与母子关系(b = 0.02, SE = 0.04, 95% CI = [-0.073, 0.107], β = 0.03, p > 0.05)，以及三者之间的交互作用(b = -0.03, SE = 0.06, 95% CI = [-0.142, 0.161], β = -0.03, p > 0.05)对青少年IGA的路径系数均不显著。
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| 图 2 亲子关系在父母体罚和青少年IGA关系间的调节效应模型 注：*p < 0.05，**p < 0.01；括号外为未标准化系数，括号内为标准化系数；IGA=网络游戏成瘾；为提升图形可读性，性别、年龄和SES的路径，以及不显著的交互效应路径均未在图中显示。 |
首先，当没有纳入中介变量学校参与时，父母体罚可显著正向预测青少年IGA(b = 0.07, SE = 0.01, 95% CI = [0.039, 0.100], β = 0.13, p < 0.01)，模型的解释率R2为0.14。在纳入中介变量学校参与之后(如图 3所示)，中介模型拟合良好：χ2/df =1.60; CFI = 1.00, RMSEA = 0.02，父母体罚仍然能显著正向预测IGA(b = 0.04, SE = 0.01, 95% CI = [0.015, 0.073], β = 0.09, p < 0.01)，此外，父母体罚能显著负向预测学校参与(b = -0.27, SE = 0.04, 95% CI = [-0.372, -0.192], β = -0.17, p < 0.01)，与此同时学校参与能显著负向预测IGA(b = -0.09, SE = 0.01, 95% CI = [-0.107, -0.076], β = -0.29, p < 0.01)。此时，模型的解释率R2为0.21，增加解释了7%的变异。Bootstrap分析发现，学校参与在父母体罚和青少年IGA之间的中介效应显著(indirect effect = 0.02, SE = 0.01, 95% CI [0.008, 0.030])。
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| 图 3 学校参与在父母体罚和青少年IGA之间的中介效应模型 注：*p < 0.05，**p < 0.01；括号外为未标准化系数，括号内为标准化系数；IGA =网络游戏成瘾。为提升图形可读性，性别、年龄和SES的路径均未在图中显示。 |
为了进一步考察亲子关系能否调节学校参与在父母体罚和青少年IGA之间的中介效应，本研究构建了一个有调节的中介模型(见图 4所示)。结果显示，该模型拟合良好：χ2/ df = 3.35; CFI = 0.98, RMSEA = 0.04。结果发现：(1)父母体罚显著地负向预测青少年学校参与(b = -0.19, SE = 0.05, 95% CI = [-0.293, -0.081], β = -0.13, p < 0.01)，父子关系(b = 0.34, SE = 0.04, 95% CI = [0.263, 0.424], β = 0.24, p < 0.01)和母子关系(b = 0.33, SE = 0.04, 95% CI = [0.252, 0.404], β = 0.24, p < 0.01)可显著正向预测青少年学校参与，母子关系可显著地调节父母体罚对学校参与的侵蚀效应(b = -0.29, SE = 0.08, 95% CI = [-0.442, -0.138], β = -0.13, p < 0.01)，但父子关系与体罚(b = -0.12, SE = 0.11, 95% CI = [-0.289, 0.129], β = -0.05, p > 0.05)，以及父子关系、母子关系及体罚的三重交互效应(b = -0.11, SE = 0.16, 95% CI = [-0.407, 0.226], β = -0.03, p > 0.05)对学校参与的预测不显著。(2)学校参与(b = -0.08, SE = 0.01, 95% CI = [-0.100, -0.057], β = -0.25, p < 0.05)、父母体罚(b = 0.05, SE = 0.02, 95% CI = [0.005, 0.095], β = 0.10, p < 0.05)和父子关系(b = -0.05, SE = 0.02, 95% CI = [-0.079, -0.019], β = -0.12, p < 0.01)可显著预测青少年IGA，但母子关系(b = -0.01, SE = 0.01, 95% CI = [-0.038, 0.018], β = -0.02, p > 0.05)，以及学校参与和父子关系的交互项(b = 0.02, SE = 0.03, 95% CI = [-0.048, 0.087], β = 0.03, p > 0.05)、学校参与和母子关系的交互项(b = 0.03, SE = 0.03, 95% CI = [-0.036, 0.098], β = 0.04, p > 0.05)、学校参与和父子母子关系的交互项(b = 0.05, SE = 0.06, 95% CI = [-0.115, 0.134], β = 0.04, p > 0.05)对青少年IGA的预测作用不显著。该模型的解释率R2为0.23，在中介模型的基础上增加解释了2%的变异。
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| 图 4 亲子关系在父母体罚和青少年IGA之间的有调节的中介效应模型 注：*p < 0.05，**p < 0.01；括号外为未标准化系数，括号内为标准化系数；虚线表示回归系数不显著；IGA =网络游戏成瘾。为提升图形的可读性，性别、年龄和SES的路径，以及不显著的交互效应路径均未在图中显示。 |
为更清楚地解释母子关系在“父母体罚→学校参与→IGA”这一中介路径中的调节效应的实质，本研究进行了简单斜率检验。就母子关系在父母体罚与IGA关系间的调节效应而言，计算出母子关系为平均数正负一个标准差时，父母体罚对学校参与的效应值，并根据回归方程分别取父母体罚和母子关系平均数正负一个标准差的值绘制了简单效应分析图。结果发现(如图 5所示)，对于低母子关系的青少年而言，父母体罚与学校参与关联不显著(bsimple= -0.08, SE = 0.04, p > 0.05)；对于高母子关系的青少年而言，父母体罚与学校参与显著负向关联(bsimple= -0.30, SE = 0.08, p < 0.01)。具体而言，当母子关系较差时，无论父母体罚的水平如何，青少年的学校参与程度均较低；当母子关系较好时，低父母体罚伴随着青少年高学校参与，然而，随着父母体罚的增加，青少年的学校参与显著减少。
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| 图 5 母子关系在父母体罚和IGA关系间的调节作用图 |
进一步采用偏差矫正Bootstrap方法检验中介效应的显著性发现，在高母子关系青少年中，父母体罚通过削弱青少年学校参与进而增加其IGA的中介路径显著：indirect effect = 0.06, SE = 0.02, 95% CI [0.009, 0.107]；然而，在低母子关系青少年中，“父母体罚→学校参与→IGA”这一中介路径不显著。
4 讨论 4.1 父母体罚与青少年网络游戏成瘾本研究所得数据表明，青少年所感知的父母体罚水平与其IGA行为呈现显著正相关，验证了已有的研究结果。这表明，父母体罚的水平可以正向预测的青少年IGA风险。根据社会学习理论对于青少年在遭受体罚过程中学习该行为的看法，体罚行为本质上是一种暴力的形式，青少年对于父母在体罚中所表现的价值观的内化可以解释父母体罚与包括IGA在内的行为问题之间的关系(Ma et al., 2012)，处于较高父母体罚水平下的青少年更可能从网络游戏中寻求攻击性价值观的表达。同时，父母也是青少年成长过程中重要的社会化资源，高体罚环境中的青少年会产生更高的心理压力，并增加通过网络游戏来缓解压力进而行成网络游戏成瘾的风险(Foster et al., 2009)。
4.2 学校参与的中介效应本研究的数据结论与学校参与起到中介作用的研究假设1相一致，结果显示学校参与显著的中介了父母体罚与青少年IGA之间的关系，表明较高父母体罚水平既可以直接对青少年IGA产生推动作用，也可以通过降低青少年学校参与水平的途径来增加青少年产生IGA行为的风险。此结果与社会学习理论、自我系统理论以及现有的对于学校参与在家庭和青少年问题行为之间所起作用的研究一致，体现了较低父母体罚水平及青少年学校参与程度对降低青少年IGA行为所起的重要作用，为有效的降低其IGA风险提供参考依据。
青少年期是个体在发展过程中重要的一个发展阶段，青少年相较于小学生及学龄前儿童有更多的活动在学校中进行，而父母、家庭所发挥的作用则有所降低，其社会化的重心也在不断向同学、同伴等关系倾斜。近年来的大量文献都指出，学校参与在青少年社会化过程和发展过程中起着重要的作用(Fredricks et al., 2004; Wang & Degol, 2014; 喻承甫, 谢敏, 林枝, 罗丹, 唐翠莲, 2015)。高水平的学校参与可以增加学生学校生活中的自主性，并可以通过学校环境、教师支持等使青少年的基本心理需要的得以满足(Yu et al., 2015)，反之，学校参与水平的不足会使青少年的心理需要难以满足，增加其通过网络游戏寻求心理满足的风险。根据社会学习理论，处于高父母体罚条件下的青少年会在遭受体罚的过程中会将这一行为内化，进而形成不良的控制环境和人际的方式，使得青少年在学校生活中面对诸多困难，影响其学校参与水平(Ma et al., 2012; Zhu et al., 2017)。另一方面，自我系统理论指出，积极的学校参与在青少年动态的适应力系统中有着重要的作用，能使青少年更加适应学校生活以及更积极的参与学业任务，并在这个过程中感受到更多的学业胜任力以及来自教师和父母的积极回应，这将减弱青少年从虚拟的网络游戏世界中寻求补偿的需要(Wang & Fredricks, 2014)。
4.3 亲子关系的调节效应为更好的为家庭教育提供参考，本研究将亲子关系作为调节变量纳入研究模型并深入探讨了父子关系和母子关系所发挥的作用。该结果部分支持了研究假设2，具体来说，母子关系显著调节中介路径“父母体罚→学校参与→IGA”，即父母体罚通过侵蚀青少年的学校参与进而增加其IGA的中介效应在高母子关系青少年群体中显著，但在低母子关系青少年群体中不显著。然而，父子关系的调节效应不显著。当父母体罚程度处于中低水平时，具有良好母子关系的青少年学校参与水平较高，从而有效减少IGA风险。同时，当父母体罚很高时，具有良好母子关系的青少年学校参与水平也会明显下降，这强调了父母体罚对青少年学校参与具有重大风险效应。依据社会学习理论，良好的母子关系在青少年的社会化过程中可以起到示范作用，良好的母子关系对于青少年在家庭中的社会学习和模仿有着积极的意义，有助于青少年形成良好的沟通交流方式，而母亲在亲子互动中对子女情感事务与日常生活的关注则有助于缓解较低水平体罚所带来的风险并合理的解决学校生活中遇到的问题(Ma et al., 2012)。此外，压力过程模型也指出，来自家庭环境的应对资源有助于降低由体罚这一暴力行为所造成心理压力(Foster et al., 2009)。正是缘于良好的母子关系对青少年发展的重要影响，对于低水平母子关系的青少年而言，父母体罚对其学校参与的影响变得微弱。
值得注意的是，有别于西方背景下(如Fosco et al., 2012)的研究结果，本研究发现，母子关系在中介路径“父母体罚→学校参与→IGA”中起着显著的调节作用，但父子关系在这一关系中的调节作用不显著。这可能是由于：(1)在中国“男主外女主内”文化背景下，相较于父亲，母亲投入更多精力在孩子和家务事上(Xu et al., 2014)。(2)体罚对青少年的即时影响更多的是消极情绪(如内疚、抑郁等)，而母亲的情感更为细腻，更容易察觉到孩子的不良情绪(Han, Qian, Gao, & Dong, 2015)，因此，良好的母子关系有助于缓解体罚给孩子带来的消极情绪，进而减少了因消极情绪而过多的影响学习。(3)此外，本研究发现，母子关系的调节效应发生在“父母体罚→学校参与→IGA”这一中介路径的前半段；研究表明，在中国，母亲在孩子学业卷入上显著强于父亲，且母亲卷入对孩子学业参与和学业成绩的预测显著强于父亲学业卷入(Hsu, Zhang, Kwok, Li, & Ju, 2011)。
本研究的发现可以为教育活动提供积极的参考。一方面，由于体罚对青少年IGA行为的消极影响以及学校参与所起到的中介作用，当青少年出现过度的网络游戏行为时，父母应避免使用体罚的方式对青少年进行干预，并积极与学校配合，给予青少年必要的心理支持并对其学校生活进行积极的引导来降低其产生IGA行为的风险，此外，提供更加丰富的学校生活以促进青少年在行为、情感、认知三个维度上参与学校生活的兴趣，也有助于降低其通过网络游戏缓解心理压力的风险；另一方面，母子关系在该模型中的调节作用表明，家庭生活中良好的母子关系对青少年的良好行为的养成有着重要的保护作用，通过构建良好的母子关系，可以适当补偿中等父母体罚的消极影响，从而降低青少年IGA风险。
4.4 研究局限与展望其一，本研究所有数据均采用青少年自我报告的方式进行收集，然而，青少年本人对父母体罚的水平及亲子关系的感知与实际情况可能存在偏差，在未来研究中可尝试从多个渠道收集数据以便对研究变量进行更准确、全面的测量。其二，本研究采用横断研究的方式进行，对变量间因果关系的解释存在不可避免的限制，因此，有必要通过纵向追踪研究的方式进一步明确变量间的因果关系。最后，本研究进一步探讨了在体罚和亲子关系上父母双亲之间的差异，但我国不同地区之间的文化背景以及生活方式有着巨大的差异，父母双方在家庭教育中的角色和作用不尽相同，未来的研究有必要对不同家庭结构下双亲之间的差异进行进一步的研究。
5 结论(1) 学校参与显著部分中介父母体罚与青少年网络游戏成瘾的关系。
(2) 母子关系显著调节中介路径“父母体罚→学校参与→IGA”，即父母体罚通过侵蚀青少年的学校参与进而增加其IGA的中介效应在高母子关系青少年群体中显著，但在低母子关系青少年群体中不显著。
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