1 引言

青少年攻击行为受到社会的广泛关注，也一直是心理学研究的热点问题（孙丽君, 杜红芹, 牛更枫, 李俊一, 胡祥恩, 2017）。青少年攻击行为的频率越高，遇到冲突时就越会将攻击行为当成一种“正当的”处理方式，而未成年犯相较于普通青少年会有更频繁的攻击行为（高玲, 王兴超, 杨继平, 2015）。攻击行为不仅会危害青少年身心发展，还会引发焦虑、抑郁等方面的心理健康问题（张林, 刘燊, 徐强, 吴晓燕, 杨梦圆, 2017）。在众多影响攻击行为的因素中，童年期受虐待程度往往能对青少年攻击行为产生深远持久的影响。目前，国内虽已有研究考察童年期虐待与攻击行为的关系，但大多集中在普通青少年身上（金桂春, 王有智, 2017; 孙丽君等, 2017），少有研究以未成年犯群体为研究对象。因此，本研究拟以未成年犯为被试群体，考察童年期受虐待程度影响其攻击行为的中介机制和调节机制，以期为降低未成年人犯罪率与维护社会的和谐稳定提供实证依据和支持。

童年期受虐待程度（childhood trauma）是指儿童期发生的虐待（身体上的、情感上的和/或性的）、忽视（身体上和/或情感上的）或两者兼而有之（Huh, Kim, Lee, & Chae, 2017）。实证研究表明，童年期虐待不仅会增加个人的脆弱性，还会造成许多长期的负面影响，比如攻击行为（Mozley, Modrowski, & Kerig, 2018）。攻击行为（aggressive behavior）对他人及社会危害较大，被认为是对挑衅及其他刺激一触即发的过激反应，或是有计划、有目的地对他人造成伤害的行为（Werner & Nixon, 2005）。值得注意的是，攻击行为不仅会影响青少年的学业发展和身心健康，更会严重损害青少年的人格发展和社会适应能力，甚至会增加青少年犯罪的风险（Hodgins, Cree, Alderton, & Mak, 2008）。

自尊可能是童年期受虐待程度影响未成年犯攻击行为的重要中介因素。自尊是指个体对自身价值、长处和重要性的总体评价，是自我概念的核心组成部分，对个体行为发展有重要影响（Garofalo, Holden, Zeigler-Hill, & Velotti, 2016）。一方面，关于童年期受虐待程度与自尊的关系，前人已经有过不少研究。Mwakanyamale，Wande和Yu（2018）发现多类型的童年期虐待和青少年低自尊有关，具体表现为情绪虐待、情绪忽视、身体忽视和身体虐待都与自尊呈显著负相关。依恋理论（attachment theory）认为，儿童对父母的依恋在早年就开始建立，并在个体终身发展过程中不断发挥作用，遭受童年期虐待的儿童容易形成焦虑型或矛盾型等不安全型的依恋方式，从而产生各种行为和情绪障碍问题（如，低自尊）（Berry & Bucci, 2016）。另一方面，自尊和攻击行为之间的关系也有很多相关研究。低自尊可以显著预测攻击行为，自尊水平较低的个体面临威胁时反应较为敏感，有着比常人更强的防御性，从而容易产生攻击行为（Lee, 2014）。社会联结理论（social-bonding theory）认为，低自尊会削弱社会联结，从而降低社会规范的习得性，增加社会危害性行为（如，攻击行为）（Garofalo et al., 2016）。基于此，本研究提出假设1：自尊在童年期受虐待程度与未成年犯攻击行为之间的关系中起中介作用。

虽然童年期受虐待程度和自尊均会对个体攻击行为产生影响，但这种影响可能会存在个体差异。本研究认为童年期受虐待程度通过自尊对攻击行为的影响可能根据个体感觉寻求的水平不同而不同。感觉寻求（sensation seeking）作为一种人格特质，是个体对形形色色感觉和体验的需要，以及通过冒险寻求这类体验的意愿（Mann et al., 2017）。压力缓冲假说（stress-buffering hypothesis）指出，支持性的个体特征（如，低感觉寻求）有助于削弱不良环境对个体身心发展的影响（Blevins, Sagui, & Bennett, 2017）。有研究指出，在不良家庭环境的影响下，低感觉寻求的青少年烟酒使用的频率更小（夏扉, 叶宝娟, 2017）。当高感觉寻求的个体感知到父母冲突时，更容易产生愤怒和敌意等不良认知（Vitulano, Fite, & Rathert, 2010）。一般攻击模型（general aggression model）认为，积极的个体特征可以缓冲不良认知对个体攻击行为的影响（Anderson & Bushman, 2002），如感觉寻求和焦虑、自卑的交互作用会影响个体冒险行为，低感觉寻求的个体即使在焦虑和自卑的影响下，也较少进行冒险行为（Scott-Parker, Watson, King, & Hyde, 2013）。综上，感觉寻求作为个体特征，符合作为调节变量的要求。因此，本研究提出假设2：感觉寻求显著调节中介路径“童年期受虐待程度→自尊→攻击行为”。

本研究以未成年犯为被试，考察童年期受虐待程度影响其攻击行为的中介机制和调节机制。具体而言，包括两个目标：（1）检验自尊在童年期受虐待程度与未成年犯攻击行为关系间的中介作用；（2）检验感觉寻求在中介路径“童年期受虐待程度→自尊→攻击行为”中的调节作用。综合已有的结论及研究假设，可组成一个有调节的中介模型。图1呈现了本研究设计的概念模型图。

2 方法 2.1 被试

采用方便取样法，选取广东省未成年犯管教所14～18周岁的未成年服刑人员417名（平均年龄为15.45岁，标准差为0.95），被试性别均为男性。被试的父亲与母亲受教育水平在小学（及小学以下）的占47.5%和51.4%，初高中学历的占50.5%和46.8%，大学本科（及以上）占2.0%和1.8%。家庭人均月收入在“3000元以下者”占32.6%，在“8001元以上者”占19.2%。

2.2 研究工具 2.2.1 童年期虐待问卷

童年期虐待问卷（Childhood Trauma Questionnaire），是由Bernstein等人（2003）编制，再由赵幸福等人（2005）翻译修订为中文版，该量表在中国青少年群体中具有良好的信效度。量表采用回溯式的作答方式，共包括28个条目，分为情感虐待、躯体虐待、性虐待、情感忽视及躯体忽视共5个分量表，每个分量表都有相对应的条目，各条目采用“从不”到“总是”分别记1～5分。验证性因素分析表明，本研究中，该问卷的拟合指数为：χ²/df=3.52，CFI=0.92，RMSEA=0.04，表明结构效度可接受。对反向计分项目进行反转处理后，计算所有项目的平均分，分数越高就表示个体遭受的童年期虐待程度越多。在本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.87。

2.2.2 感觉寻求量表

采用Steinberg等人（2008）修订，Li，Zhang，Li，Zhen和Wang（2010）翻译修订的感觉寻求量表（Sensation Seeking Scale），此量表为单维量表，包含6个项目，已针对中国文化背景对个别项目进行修订。要求青少年报告每个项目与自身实际情况的符合程度。采用6点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1～6分。验证性因素分析表明，本研究中，该量表模型拟合良好：χ²/df =3.66，CFI=0.98，RMSEA=0.08，表明结构效度可接受。计算所有项目的均分，分数越高表示个体感觉寻求水平越高。在本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.82。

2.2.3 自尊量表

自尊量表（Self-Esteem Scale）是由Rosenberg（1965）开发，旨在评定青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受。该量表由5个正向计分和5个反向计分的条目组成，分4级评分。从“非常同意”到“非常不同意”分别计1～4分。验证性因素分析表明，本研究中，该问卷的拟合指数为：χ²/df=4.64，CFI=0.97，RMSEA=0.06，表明结构效度可接受。计算所有项目的均分，总分越高说明个体自尊水平越高。在本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.85。

2.2.4 攻击行为问卷

采用Buss和Perry（1992）编制的攻击行为问卷（The Aggression Questionnaire），共29个条目，四个因素分别为身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意。问卷采用5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1～5分。验证性因素分析表明，本研究中，该问卷的拟合指数为：χ²/df=4.66，CFI=0.91，RMSEA=0.04，表明结构效度可接受。得分越高表明个体的攻击行为越多。在本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.88。

2.3 研究程序和数据处理

本研究在施测前已征得少管所的领导、干警及被试本人的同意，以大队为单位进行集体施测，每个大队由经过培训的心理学专业研究生担任主试。在完成问卷前，被试需仔细阅读并理解每份问卷的指导语，再进行作答。问卷完成时间约为20分钟，施测结束后问卷全部当场回收。经过整理以及剔除无效数据后，采用SPSS22.0对数据进行处理分析。

3 结果与分析 3.1 共同方法偏差检验

考虑到自我报告法可能会存在共同方法偏差，根据前人的建议（周浩, 龙立荣, 2004），本研究采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行了统计确认。结果显示，特征值大于1的因子共有19个，且第一个主因子解释的变异量为15.67%，小于40%的临界标准，因此，本研究的共同方法偏差不严重。

3.2 各个变量的描述统计和相关分析

表1呈现了本研究所涉及的主要变量的平均数、标准差和相关矩阵。结果发现：童年期受虐待程度与攻击行为呈正相关，说明个体童年期受虐待程度越高，其表现出来的攻击行为越强。自尊与童年期受虐待程度负相关，与攻击行为也呈负相关，这为进一步探究自尊的中介效应提供了依据。感觉寻求与童年期受虐待程度以及攻击行为呈正相关，与自尊呈负相关，这为探寻感觉寻求的调节效应提供了支持。

3.3 中介效应检验

本研究采用Bolin（2014）提出的PROCESS for SPSS的Model 4进行中介效应模型数据处理。在数据处理之前，依据温忠麟、张雷和侯杰泰（2006）的建议，本研究对预测变量均进行了中心化处理。研究发现，童年期受虐待程度显著负向预测自尊（b=−0.41, SE=0.08, t=−5.13, p<0.001），且自尊（b=−0.14, SE=0.04, t=−3.98, p<0.001）和童年期受虐待程度（b=0.26, SE=0.06, t=4.26, p<0.001）均可显著预测攻击行为。进一步采用偏差矫正Bootstrap方法检验中介效应的显著性发现，中介效应值（indirect effect, IE）为0.06，SE=0.02，95%CI为[0.03, 0.11]。因此，自尊可显著中介童年期受虐待程度与青少年攻击行为的关系。

3.4 有调节的中介效应检验

本研究采用Bolin（2014）提出的PROCESS for SPSS的Model 59进行有调节的中介效应模型的数据处理分析。依据前人的观点（Muller, Judd, & Yzerbyt, 2005），有必要对三个回归方程进行估计以此来检验有调节的中介模型。方程1检验调节变量感觉寻求对自变量童年期受虐待程度与因变量攻击行为之间关系的调节效应；方程2检验调节变量感觉寻求对于自变量童年期受虐待程度与中介变量自尊之间关系的调节效应；方程3检验调节变量感觉寻求对中介变量自尊与因变量攻击行为之间关系的调节效应，以及自变量童年期受虐待程度对因变量攻击行为残余效应的调节效应。以往研究显示，年龄、家庭和社会经济地位（包括父母受教育水平、家庭人均收入等）是青少年攻击行为的重要影响因素（Burton, Hafetz, & Henninger, 2007）。因此，本研究将上述变量作为控制变量纳入到每一个回归方程之中。

如果模型满足以下两个条件，表明有调节的中介效应显著存在。（a）方程1中，童年期受虐待程度对攻击行为的总效应显著；（b）方程2和方程3中，童年期受虐待程度对于自尊的效应显著，自尊与感觉需求对攻击行为的交互效应显著，和/或童年期受虐待程度与感觉寻求对自尊的交互效应显著，自尊对攻击行为的效应显著（Muller et al., 2005）。

如表2所示，方程1中，童年期受虐待程度显著正向预测攻击行为（b=0.23, t=3.89, p<0.001），感觉寻求显著正向预测攻击行为（b=0.16, t=9.07, p<0.001），童年期受虐待程度与感觉寻求的交互项对攻击行为的预测作用不显著（b=0.01, t=0.34, p>0.05）。方程2中，童年期受虐待程度显著负向预测自尊（b=–0.39,t=−4.66, p<0.001），感觉寻求对自尊的预测作用不显著（b=−0.01, t=−0.80, p>0.05），童年期受虐待程度与感觉寻求的交互项对自尊的预测作用不显著（b =−0.02, t=−0.86, p>0.05）。方程3中，自尊显著负向预测攻击行为（b=−0.18, t=−4.00, p<0.01），自尊与感觉寻求的交互项显著负向预测攻击行为（b=−0.10, t=−2.31, p<0.05）。

这表明童年期受虐待程度、自尊、感觉寻求、攻击行为四者之间构成了有调节的中介效应模型，自尊在童年期受虐待程度与攻击行为之间具有中介效应，感觉寻求只在自尊与攻击行为之间起调节作用。

为了更加清楚地解释自尊与感觉寻求对攻击行为显著交互效应的实质，本研究使用了简单斜率检验。在自尊和感觉寻求对攻击行为的显著交互效应中，计算出当感觉寻求为平均数正负一个标准差时，自尊对攻击行为的效应值，并根据回归方程分别取自尊和感觉寻求平均数正负一个标准差及平均数的值绘制一个简单效应的分析图。结果发现（如图2所示），自尊与攻击行为在高感觉寻求未成年犯中呈现显著负向关联（b_simple=−0.23, SE=0.04, t=−5.23, p<0.05），然而，二者之间的关系在低感觉寻求未成年犯中并不显著（b_simple=−0.08, SE=0.04, t=−1.83, p>0.05）。

4 讨论

本研究首次以未成年犯为被试群体探讨了童年期受虐待程度与攻击行为的关系，并检验了自尊在其中的中介作用，以及感觉寻求的调节作用，其结果为预防和减少青少年犯罪率提供了依据和参考，具有一定的理论价值与现实意义。

4.1 自尊的中介效应

在已有研究证实了童年期虐待与攻击行为关系的基础上，本研究探讨了自尊在未成年犯童年期受虐待程度与攻击行为之间的中介效应。结果表明，童年期受虐待程度会通过降低自尊从而导致攻击行为的增加。也就是说，遭受童年期虐待的未成年犯会形成低自尊，进而产生攻击行为，这与之前关于自尊中介不良家庭环境和青少年问题行为的研究结果一致。Kim和Lee（2015）的研究表明自尊在青少年虐待经历与自杀意念之间起中介作用。Garofalo等人（2016）认为个体在受到侵害后为避免自己产生自卑感和羞耻感，会对周围的人产生敌意和愤怒，从而产生攻击行为。即有童年期虐待经历的个体比那些没有类似经历的个体有着更低的自尊，低自尊对青少年行为发展起着负面的推动作用（Lee, 2014）。同时本研究支持了社会联结理论（social-bonding theory），青少年作为嵌套在家庭文化背景中能动的主体，容易受到不良家庭环境的影响，具体表现为低自我评价、低自尊水平（Berry & Bucci, 2016），这种影响会削弱社会联结，青少年的问题行为会随着他们与社会联结的减弱而增强（Garofalo et al., 2016）。本研究证明了自尊在童年期受虐待程度与攻击行为之间起部分中介作用，一方面童年期受虐待程度可以直接影响攻击行为，另一方面可以通过自尊这一中介效应实现。

4.2 感觉寻求的调节作用

本研究进一步检验了感觉寻求在童年期受虐待程度、自尊与攻击行为之间关系的调节作用，结果发现，感觉寻求显著调节中介效应的后半段，一方面，高感觉寻求强化了低自尊对攻击行为的影响，这与前人的研究结果一致，即高感觉寻求与一系列危险行为存在着显著的正向关联（Mann et al., 2017），如感觉寻求能调节不良同伴交往与青少年高危行为之间的关系，具体表现为：相对于低感觉寻求，高感觉寻求能加深不良同伴对青少年高危行为的负面影响（罗时, 时勘, 张辉, 王斌, 胡月, 2019）。另一方面，随着感觉寻求水平的降低，低自尊对未成年犯攻击行为的影响变得不显著，这与夏菲等人的观点一致，即低感觉寻求是青少年烟酒成瘾的重要保护因素，能缓解结交不良同伴对烟酒成瘾的影响（夏扉, 叶宝娟, 2017）。同时这一结果与一般攻击模型（general aggression model）的基本观点吻合，在应激条件下，个体是否产生攻击行为与其个体特征密切相关。感觉寻求作为“因人而异”的个体特征，在水平较高时个体易产生攻击行为（Vitulano et al., 2010），而低感觉寻求的个体由于自身资源丰富，较容易调节低自尊所带来的负面影响，因而不易产生攻击行为（Scott-Parker et al., 2013）。综合前人研究及本研究的结果，本文认为高感觉寻求在低自尊和攻击行为的关系中起着推动作用，低感觉寻求则起着缓冲作用。

此外，在中介效应的前半段和直接效应上，感觉寻求的调节效应不显著，可能的原因是早期的童年期虐待对个体所造成的影响是强大且持久的（Chamberland, Lacharité, Clément, & Lessard, 2015）。已有研究证明了感觉寻求和冲动性一样作为一种快速反应形式，两者对青少年的身心发展有着相似的作用机制（Harden & Tucker-Drob, 2011）。而自尊水平的发展是一个相对缓慢的过程（Erol & Orth, 2011），即低自尊是未成年犯童年期长期遭受创伤逐步形成的，并不能通过感觉寻求这一快速反应形式调节。同时，Hagborg，Tidefors和Fahlke（2017）的研究也发现在回溯式的问卷调查中，青少年很难忘记童年期的不幸遭遇。来自一年的纵向追踪研究也表明个体在童年期遭受的消极亲子关系会对今后的行为产生深远持久的不良影响（Ko et al., 2015）。所以遭受童年期虐待的未成年犯，即使现阶段已不再遭受创伤，仍会存在攻击行为，并很难通过感觉寻求这一个体特征调节。综上，本文认为童年期虐待对自尊和攻击行为造成的影响较强，不论感觉寻求高低，都可以产生显著影响。

5 结论

本研究得到以下结论：（1）童年期受虐待程度对未成年犯攻击行为具有正向预测作用；（2）自尊在童年期受虐待程度与未成年犯攻击行为之间的关系中起部分中介作用；（3）在自尊对未成年犯攻击行为的间接效应中，感觉寻求起调节作用，具体表现为对于高感觉寻求的个体，自尊对攻击行为的效应显著，对于低感觉寻求的个体，自尊对攻击行为的效应不显著。