2016, Vol. 32
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 夏天生, 刘君, 顾红磊, 董书亮 .2016.
- XIA Tiansheng, LIU Jun, GU Honglei, DONG Shuliang .2016.
- 父母冲突对青少年攻击行为的影响:一个有调节的中介模型
- The Effects of Interparental Conflicts on Adolescents' Aggressive Behavior: A Moderated Mediation Model
- 心理发展与教育, 32(4): 503-512
- Psychological Development and Education, 32(4): 503-512.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2016.04.15
2. 信阳师范学院教育科学学院, 信阳 464000 ;
3. 广州市铁一中学, 广州 511447 ;
4. 广德农村商业银行, 宣城 242200
2. School of Education Science, Xinyang Normal University, Xinyang 464000 ;
3. Guangzhou Tieyi Middle School, Guangzhou 511447 ;
4. Guangde Rural Commercial Bank, Xuancheng 242200
近年来,青少年的攻击行为呈现日益增加的趋势,已经成为世界公认的重大公共安全问题(李董平,张卫,李丹黎,王艳辉,甄双菊,2012)。攻击行为不仅会对青少年的发展造成消极的影响,同时还会引发一系列的社会问题。因此,对青少年攻击行为的研究引起了心理学家的普遍关注(Pettit,Laird,Dodge,Bates,& Criss,2001; Farrington,2009)。研究发现,父母冲突是影响青少年攻击行为的一个重要因素(Erath & Bierman, 2006; Faircloth,Schermerhorn,Mitchell,Cummings,& Cummings,2011; Stutzman et al., 2011),高父母冲突环境中成长的青少年,往往表现出比其他人更多的紧张不安、胆怯或害羞,并且出现更多的攻击行为(Lindsey,Caldera,& Tankersley,2009)。然而对于父母冲突影响青少年攻击行为的内在机制的研究还比较少,而这些信息有助于完善对青少年攻击行为的认识以及有针对性地开展预防和干预工作。因此,本文主要探讨父母冲突对青少年攻击行为的影响。
父母冲突(Interparental Conflict,IPC)是指父母之间因为意见不一致或其他原因而产生的言语的争执或身体的攻击,往往通过冲突发生的频率、强度或冲突是否得到解决等特征来界定(Cui & Fincham, 2010)。父母冲突会显著影响青少年的攻击行为(Erath & Bierman, 2006; Stutzman et al., 2011; Lemola,Schwarz,& Siffert,2012)。例如,通过对童年经历与青春期恋爱中攻击行为的相关研究,可以发现小时候目睹父母冲突越多的青少年一般表现出更多的攻击行为(Kinsfogel & Grych, 2004)。其他研究也发现,在父母冲突频率高的环境下成长的青少年,往往在行为中表现出更多的攻击性(David & Murphy, 2007; Lindsey,Caldera,& Tankersley,2009)。研究者认为父母冲突使子女易于形成攻击是解决问题的主要策略的信念,从而产生了更多的攻击行为(Bandura,1986),这一观点也得到其他研究的证实,例如Tapper和Boulton(2004)发现父母冲突能够增强儿童的攻击信念,而攻击信念往往与攻击行为密切相关(Poteat,Kimmel,& Wilchins,2011; Werner和Hill(2010))。这就意味着父母冲突可能通过子女攻击信念的形成来影响青少年攻击行为。然而,一些研究发现父母冲突的强度和频率与青少年攻击行为的多少还受到其他因素的调节(Formoso,Gonzales,& Ailen,2000)。例如,Grych和Fincham(1990)发现良好的亲子关系作为青少年发展的保护因素,可以有效地减少他们的攻击行为。即使经历过高强度父母冲突的孩子,依然能从对双亲的依恋中获得家庭稳定的信念,并不表现出比其他人更高的攻击行为(Marcus & Betzer, 1996)。也即是说,父母冲突为孩子提供了不良的信念——攻击是解决问题的主要策略(Bandura,1986),而不良的亲子关系强化了青少年的错误观念,良好的亲子关系却可以起到积极的保护作用,避免青少年的问题行为(Katz & Gottman, 1997)。
因此,本研究将攻击信念作为中介因素,亲子关系作为调节变量,考察父母冲突影响青少年攻击行为的内在机制。
1.1 攻击信念在父母冲突与青少年攻击行为间的中介作用攻击信念是关于个体对攻击行为是否可接受或正确的认知(Huesmann & Guerra, 1997),它可能在青少年的攻击行为中起着重要的作用。因为父母冲突不仅为孩子提供了不良的人际交往范式,同时使孩子易接纳攻击是解决问题主要策略的信念,从而使其产生更多的攻击行为(Bandura,1986)。
班杜拉的社会学习理论强调,个体社会行为起源于以偶然强化为中介的直接学习和模仿,父母冲突中的行为和后果可能会带给孩子一个错误的观念：攻击行为是一种解决冲突的可行方法,这种错误观念又会导致子女出现问题行为。而且,父母冲突发生的频率越高,孩子进行观察学习的机会越多,其产生问题行为的可能性就越大。例如,Cummings,Iannotti和Zahn-Waxler(1985)的研究发现,在目击实验者以愤怒的语言互动之后,儿童对玩伴表现出肢体攻击。父母冲突中的攻击或敌意行为会对儿童解决冲突提供不恰当的样板,儿童可能学习到“攻击是处理争执的可行之道”的信念。Tapper和Boulton(2004)的研究发现父母冲突可能会增强儿童对攻击行为的工具性认知,从而增强儿童的实际攻击行为。Erdley和Asher(1999)的研究也发现攻击信念得分高的儿童对攻击性策略的选择与实际的攻击行为都显著多于其他儿童。Poteat等人(2011)的研究发现有关暴力行为的适当性和有效性的信念可以预测青少年的攻击行为,尤其是青少年男性中,支持使用暴力的信念可以调节规范性男性化活动与攻击行为之间的关系。Werner和Hill(2010)对245名8~13岁儿童的追踪研究也表明,那些自我报告更赞同关系攻击的学生一年后关系攻击是显著增加的。由此可以看出,青少年对父母冲突的认知(并形成相应的攻击信念)影响着攻击行为的选择与实施,这也得到了相关实证研究的证实(Zhen,Xie,Zhang,Wang,& Li,2011)。需要注意的是社会学习理论强调了父母冲突的外显形式,但不并局限于外显的攻击行为。父母以外显形式发生冲突(如：吵架)的同时,往往也伴随着隐蔽的攻击(如：威胁),而且这两种攻击形式存在着较高的相关(Crick & Grotpeter, 1995)。
此外,一般攻击模型也把个体的认知状态看作是环境因素(如父母冲突)和个体因素(如气质)与攻击行为之间的中介变量(Anderson & Bushman, 2002)。这一理论认为攻击行为的发生主要是基于对存储在记忆中的与攻击有关的知识结构的学习、激活和应用。在单次攻击情境下,个人变量和情境变量共同作用于当下的内心状态,增强了攻击性认知,之后经过评估,个体做出攻击性或非攻击行为(DeWall,Anderson,& Bushman,2011)。一般攻击模型既可以解释单一情境下的攻击行为(短时效应),也可以解释多次情境下的攻击行为(长时效应)。对于个体而言,单次情境下引发的攻击行为,经过反馈,往往强化了个体的攻击信念——即攻击是解决问题的有效方式,从而使个体攻击倾向增加。这些理论及相关的研究暗示了攻击信念可能是联结父母冲突与攻击行为的重要中介。
1.2 亲子关系对父母冲突影响青少年攻击行为的调节作用在家庭环境中,亲子关系作为一个重要的环境因素,可能在父母冲突与青少年攻击行为间起到调节作用,良好的亲子关系往往被认为对孩子的问题行为具有保护作用(Grych & Fincham, 1990),而不良的亲子关系却可能加剧子女攻击行为等问题行为的发生。例如,有研究发现较少得到母亲关注的儿童,或母子关系消极、冷漠、敌对的儿童往往会表现出更多的攻击和破坏行为,并且这种行为模式可以延续到青春期(Greenberg,Speltz,& DeKlyen,1993)。亲子依恋的相关研究也发现,混乱型依恋的儿童进入幼儿园后常表现出敌意、攻击行为,回避型依恋的儿童也表现出更多的攻击和愤怒行为(Lyons-Ruth,Easterbrooks,& Cibelli,1997)。这些研究表明了亲子关系对儿童乃至青少年期的攻击行为存在着影响(Bascoe,Davies,Sturge-Apple,& Mark,2009)。
Davies和Cummings的情绪安全假设(1994)认为如果孩子感到生活中的重要依恋人物能满足他(她)的情绪需要的话,高度的父母冲突就不会影响他的攻击行为。情感温暖、稳定的亲子关系有助于子女安全依恋的发展,这种安全依恋有利于子女对负向情感的调节,并且会影响子女的自信和认知(Bascoe,Davies,Sturge-Apple,& Cummings,2009),使子女相信父母冲突可以最终解决,从而减少攻击信念和攻击行为的产生。其他研究也表明了积极的亲子关系有利于孩子的成长(Cummings & Schatz, 2012; Marcus & Betzer, 1996),这种关系可以保护孩子在冲突的家庭中正常生活(Katz & Gottman, 1997)。例如,有研究发现,孩子和父亲的良好关系是一个保护性因素,父子关系水平较高时,子女的攻击行为不容易受到父母冲突的影响(Grych & Fincham, 1990)。陈立民(2007)的研究表明,青少年的母子、父子依恋程度越高,他们所表现的攻击性行为就越少。
综上可知,亲子关系在父母冲突与攻击行为之间可能起到调节作用。一方面父母冲突与不良的亲子关系存在共同作用,加剧青少年攻击行为的发生。另一方面,大量研究表明了良好的亲子关系能够保护孩子较少受到父母冲突的影响,缓解父母冲突对子女攻击行为的影响。
因此,本研究将研究对象集中在青少年身上,着重探讨父母冲突对青少年攻击行为的影响。本研究认为父母冲突对青少年的攻击行为的影响,其中一种重要的机制便是青少年从父母冲突中建立了攻击信念,然后表现出攻击行为。因此,本研究假设H1：青少年攻击信念可能在父母冲突与青少年攻击行为之间起到中介作用。另一方面,亲子关系在父母冲突对青少年攻击行为的影响中起到缓解作用,本研究假设H2：攻击信念的中介作用受到亲子关系的调节,即攻击信念在父母冲突与青少年攻击行为之间是一个有调节的中介变量。由于先前研究中对父子关系与母子关系对青少年问题行为的预测存在不同的观点,如Rothbaum,Rosen,Pott和Beatty(1995)认为与父子关系相比,母子关系能够更好地预测青少年的问题行为,而Jacob和Johnson(1997)则认为父子关系在预测青少年的问题行为时同样重要。Carson和Parke(1996)的研究也证实了父子关系较差的家庭中,孩子的攻击行为更多。此外,Lamb(2010)总结前人研究,也认为父子关系良好的情况下,子女会表现出更少的攻击行为。因此,在本研究中,我们分别考察了父子关系、母子关系的调节作用。
2 方法 2.1 被试采用整群随机抽样的方法先从佛山市抽取两所普通中学,再以班级为单位从每所中学抽取初一和初二学生共540名完成问卷调查。剔除无效问卷,得到有效问卷506份,有效回收率为93.7%。其中,男生271人(53.6%),女生235人(46.4%)；独生子女120人(23.7%),非独生子女386人(76.3%)；城镇学生348人(68.8%),农村学生158人(31.2%)；初一学生208人(41.1%),初二学生298人(58.9%)。受调查人员的平均年龄为13.91岁(SD = 0.79岁)。
2.2 研究工具 2.2.1 青少年攻击行为量表采用李丹黎,张卫,李董平和王艳辉(2012)根据Little,Jones,Henrich和Hawley(2003)编制的问卷修改而成的量表。量表有两个维度：直接攻击和间接攻击,每个维度分别由6个题目组成。例如,“有人惹我生气时,我打他/她”,“为了得到我想要的,我威胁恐吓别人”。采用里克特五点计分,1表示“从不”,5表示 “总是”,分数越高表示相应行为发生的频度越高。在本研究中,整个量表的克伦巴赫α系数为0.86。
2.2.2 青少年攻击信念量表本研究参考李董平等(2012)编制的攻击信念量表,并在此基础上增加了6个项目,以保证量表结构的完整性。本量表由12个项目组成,包括直接攻击信念(例如,“有人惹自己生气时,打他/她是可以的”)和间接攻击信念(例如,“为了得到自己想要的,威胁恐吓别人是可以的”)两个维度。采用里克特6点计分,1表示“完全不符合”,6表示“完全符合”,分数越高表示攻击信念越高。在本研究中,整个量表的克伦巴赫α系数为0.88。验证性因子分析显示,攻击信念量表的两维度模型拟合良好：χ2/df = 2.66,NNFI=0.92,CFI=0.91,RMSEA=0.07,SRMR=0.059,表明该量表具有较好的结构效度。
2.2.3 亲子关系量表采用Olson,Sprenkle和Russel(1979)编制的家庭适应和亲子亲合评价量表(Family Adaption & Cohesion Evaluation Scales,FACES)。量表包括10个项目,例如,“我与父亲(母亲)有着共同的爱好”。采用里克特5点记分,l表示“几乎从不”,2表示“偶尔”,3表示“有时”,4表示“经常”,5表示“几乎总是”。其中,项目3、4、8和9为反向计分,总分越高说明亲子关系越好。量表包括父亲/母亲两个分量表,测查内容完全相同。在本研究中,两个分量表的克伦巴赫α系数分别为0.80和0.78。
2.2.4 儿童感知父母冲突量表采用池丽萍(2005)在父母冲突儿童知觉量表(Children’s Perception of Interparental Conflict Scale,CPIC)的基础上修订的儿童感知父母冲突量表。整个量表共40个题目,由7个维度组成,分别测量了儿童感知的父母冲突的频率(6个题目,例如,“爸爸妈妈经常争吵或意见不和”)、强度(7个题目,例如,“爸爸妈妈争吵时,他们会发很大的脾气”)、内容(4个题目,例如,“爸爸妈妈经常因为我在学校里表现不好而争吵”)、解决(6个题目,例如,“爸爸妈妈每次争吵后,通常还能和好”)以及儿童对父母冲突的自我归因(5个题目,例如,“爸爸妈妈争吵时,我常常埋怨自己”)、对冲突带来的威胁的认知(6个题目,例如,“爸爸妈妈争吵时,我会担心有什么坏事降临到我头上”)和对自己应对冲突的效能感的评价(6个题目,例如,“爸爸妈妈吵架时,我有办法让自己感觉好受一点”)。采用里克特4点计分,1表示“完全不符合”,4表示“完全符合”。在本研究中,各维度的克伦巴赫α系数在0.69～0.82之间。
2.3 程序由严格培训的心理学研究生作为主试。在征得学校领导和青少年本人及其家长的知情同意后,以班级为单位进行团体施测。问卷填写采用无记名方式,完成后当场收回,被试完成全部问卷约需 25 分钟。使用SPSS 20.0和LISREL8.70对收集到的数据进行统计分析。
3 结果 3.1 共同方法偏差的控制和检验为了控制共同方法偏差对研究结果的影响,本研究对各个测量问卷题目的反应方式做了如下处理：(1)各问卷的计分方式不同,有的是里克特6点计分,有的是5点计分,还有的是4点计分；(2)各问卷的反应语句不同。有的是同意程度,有的是符合程度,还有的是频度。最后,采用Harman单因子模型法来检验数据的共同方法偏差(周浩,龙立荣,2004)。假定四个量表所有的题目同属一个因子,进行验证性因子分析(CFA)。结果表明,单因子CFA模型的各项拟合指标都很差：χ2=18527.44,df=3402,NNFI=0.79,CFI=0.82,RMSEA=0.13,SRMR=0.092,说明各个变量不存在严重的同源偏差。
3.2 各变量的平均数、标准差及相关矩阵表 1列出了各个变量的平均数、标准差和相关矩阵。攻击行为和攻击信念之间存在显著正相关(r为0.75,p<0.001)；攻击行为、攻击信念分别与父母冲突的各维度呈显著相关；父子关系和母子关系呈显著正相关(r为0.79,p<0.001)；父子关系、母子关系分别与攻击行为、攻击信念及父母冲突的各维度呈显著相关。
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | |
| 1.攻击行为 | — | ||||||||||
| 2.攻击信念 | 0.75*** | — | |||||||||
| 3.父子关系 | -0.24*** | -0.26*** | — | ||||||||
| 4.母子关系 | -0.19*** | -0.21*** | 0.79*** | — | |||||||
| 5.冲突频率 | 0.32*** | 0.36*** | -0.55*** | -0.62*** | — | ||||||
| 6.冲突强度 | 0.41*** | 0.43*** | -0.58*** | -0.56*** | 0.11** | — | |||||
| 7.冲突内容 | 0.15** | 0.17** | -0.09* | -0.16** | 0.13** | 0.08* | — | ||||
| 8.冲突解决 | -0.44*** | -0.28*** | 0.65*** | 0.69*** | -0.23*** | -0.36*** | -0.11* | — | |||
| 9.应对效能 | -0.21*** | -0.33*** | 0.48*** | 0.54*** | -0.12* | -0.10* | -0.12* | 0.26*** | — | ||
| 10.认知威胁 | 0.44*** | 0.59*** | -0.33*** | -0.36*** | 0.25*** | 0.39*** | 0.26*** | -0.35*** | -0.21*** | — | |
| 11.自我归因 | 0.20*** | 0.24*** | -0.16*** | -0.29*** | 0.09* | 0.17*** | 0.24*** | -0.25*** | -0.37*** | 0.22*** | — |
| M | 1.36 | 1.63 | 3.50 | 3.44 | 1.57 | 1.95 | 1.88 | 3.61 | 2.96 | 2.55 | 1.54 |
| SD | 0.47 | 0.81 | 0.74 | 0.62 | 0.70 | 1.16 | 0.93 | 1.03 | 0.89 | 1.20 | 0.66 |
| 注： *p < 0.05, **p<0.01, ***p < 0.001。 | |||||||||||
初步分析表明,父子关系与父母冲突、攻击信念及攻击行为的关系不存在显著的性别差异,因此在后面的分析中将男女被试的数据合并使用。参照温忠麟和叶宝娟(2014)提出的检验方法,考察父子关系对父母冲突和攻击行为关系的影响。为了有效控制测量误差,本研究采用结构方程建模的方法进行有调节的中介效应检验。其中,父母冲突、攻击信念、攻击行为、亲子关系为潜变量,各变量对应的子维度或题目为指标。
首先,建立攻击行为和父母冲突关系的简单调节模型(见图 1中的1a),检验直接效应是否受到父子关系的调节,结果显示,模型拟合良好：χ2/ df = 3.22,NNFI =0.91,CFI =0.90,RMSEA =0.065,SRMR =0.041。父母冲突(X)和父子关系(U)对攻击行为(Y)的效应显著(c1 =0.47,c2 =-0.34),但二者的交互项(UX)对攻击行为(Y)的效应不显著(c3 =-0.05,p >0.05)。
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| 图 1 父子关系的调节效应模型 |
然后,建立直接效应不受调节的有调节的中介模型(见图 1中的1b),检验父母冲突(X)通过攻击信念(W)对攻击行为(Y)的影响是否受到父子关系(U)的调节,结果表明,模型拟合良好：χ2 / df = 3.15,NNFI =0.93,CFI =0.94,RMSEA =0.068,SRMR =0.039。父母冲突(X)对攻击信念(W)的影响显著(a1 =0.45),而父母冲突和父子关系的交互项(UX)对攻击信念(W)的影响不显著(a3 =-0.03,p >0.05)；攻击信念(W)对攻击行为(Y)的效应显著(b1 =0.41),攻击信念和父子关系的交互项(UW)对攻击行为(Y)的效应也显著(b2 =-0.11)。
由此可见,青少年攻击信念的中介效应的前半段未受到父子关系的调节,而中介效应的后半段则受到了父子关系的调节,即攻击信念对攻击行为的影响会随着父子关系水平的变化而变化。根据父子关系的取值进行高低分组,计算简单效应,并绘制如图 2所示的简单效应图。对于高父子关系组(+1),攻击行为对攻击信念的回归系数为0.41+(-0.11)=0.30；对于低父子关系组(-1),青少年攻击行为对其攻击信念的回归系数为0.41-(-0.11)=0.52。由图 2可知,当父子关系水平较低时,青少年攻击信念水平高的初中生比攻击信念水平低的初中生产生攻击行为的程度表现出明显的上升趋势；但当父子关系水平较高时,青少年攻击信念水平高的初中生比攻击信念水平低的初中生产生攻击行为的程度的上升趋势趋于平缓,即父子关系可以缓冲青少年攻击信念对其攻击行为的正向预测作用。
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| 图 2 父子关系对青少年攻击信念和攻击行为的调节效应图 |
采用相同的步骤,检验母子关系的调节效应,结果如图 3所示(两个模型的拟合指标均达到了良好拟合的标准)。父母冲突(X)和母子关系(U)对攻击行为(Y)的效应显著(c1 =0.43,c2 =-0.30),但二者的交互项(UX)对攻击行为(Y)的效应不显著(c3 =-0.02,p > 0.05),表明父母冲突对攻击行为的直接效应未受到母子关系的调节。父母冲突(X)对攻击信念(W)的影响显著(a1 = 0.44),而父母冲突和母子关系的交互项(UX)对攻击信念(W)的影响不显著(a3 =-0.05,p > 0.05)；攻击信念(W)对攻击行为(Y)的效应显著(b1 = 0.41),攻击信念和母子关系的交互项(UW)对攻击行为(Y)的效应也显著(b2 =-0.16)。
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| 图 3 母子关系的调节效应模型 |
因此,青少年攻击信念的中介效应的前半段未受到母子关系的调节,而中介效应的后半段则受到了母子关系的调节,即攻击信念对攻击行为的影响会随着母子关系水平的变化而变化。根据母子关系的取值进行高低分组,计算简单效应,并绘制如图 2所示的简单效应图。对于高母子关系组(+1),攻击行为对攻击信念的回归系数为0.41 +(-0.16)= 0.25；对于低母子关系组(-1),青少年攻击行为对其攻击信念的回归系数为0.41-(-0.16)= 0.57。由图 4可知,当母子关系水平较低时,青少年攻击信念水平高的初中生比攻击信念水平低的初中生产生攻击行为的程度表现出明显的上升趋势；但当母子关系水平较高时,青少年攻击信念水平高的初中生比攻击信念水平低的初中生产生攻击行为的程度的上升趋势趋于平缓,即母子关系可以缓冲青少年攻击信念对其攻击行为的正向预测作用。
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| 图 4 母子关系对攻击信念和攻击行为的调节效应图 |
本研究发现父母冲突显著影响青少年的攻击信念与攻击行为,这与之前的大量研究相一致(Erath & Bierman, 2006; Stutzman et al., 2011)。社会学习理论强调,父母冲突的行为和后果可能会使儿童产生一种错误的信念,即攻击行为是解决冲突的可行方法,并用这种错误观念指导日后行为,从而出现更多的攻击行为。这一观点也得到了相关研究的支持(Bandura,1986)。从儿童期到青少年期是攻击信念形成的主要时期,一些研究通过攻击信念较好地预测了青春期的攻击行为(Huesmann & Guerra, 1997)。在本研究中,我们发现父母冲突对青少年的攻击信念和攻击行为均存在显著的正向预测作用,同时,青少年攻击信念对攻击行为也有显著的正向预测作用,这与前人的研究结果相一致。
先前研究已经证实了儿童期的攻击信念对其攻击行为产生了显著的影响,早期研究表明,个体对攻击行为的不同认知可以导致攻击行为的出现与否、出现程度以及个体对攻击行为奖惩态度的差异(Bandura,1979)。Erdley和Asher(1999)研究也发现攻击信念得分高的儿童对攻击性策略的选择与实际的攻击行为都显著多于其他儿童。而对攻击信念的影响因素的研究中,环境和文化因素是主要因素。Guerra,Huesmann和Spindler(2003)的研究发现,社区暴力显著影响儿童对攻击行为的接纳程度。而在所有的环境因素中,家庭环境是儿童最重要的生活环境,父母冲突会导致儿童对攻击行为的接纳,增强儿童使用攻击行为来解决问题的信念。同时,儿童时形成的这种信念会使儿童在生活实践中不断使用得以强化。而对于青少年期攻击信念与攻击行为的研究相对较少,Huesmann和Guerra(1997)认为攻击信念大多在儿童期形成,在10~12岁期间会形成相对稳定的攻击信念,而这一时期正是儿童期向青少年期的过渡时期,因此,攻击信念与攻击行为的关系可能在儿童期与青少年期表现出不同的形态。陈竞秀(2008)和姜薇薇(2007)的研究发现我国儿童的攻击信念相对较低,而关于青少年攻击信念的研究却发现(Dubow,Huesmann,& Boxer,2009; 林红霞,2013),随着年级的增高,青少年的攻击信念有所提高,攻击信念对攻击行为的预测度也随之增高。在当前研究中,我们发现父母冲突的频率,冲突强度及冲突内容都与青少年的攻击信念和攻击行为呈现显著正相关,这与先前关于父母冲突的强度(Kinsfogel & Grych, 2004),父母的冲突内容(Grych & Fincham, 1993)会影响儿童攻击行为的研究相一致。我们发现冲突的解决与青少年的攻击信念和攻击行为呈现显著的负相关,也与Cumming等人(1991)的研究相一致。因此,当前研究为这一领域的研究提供了经验性证据。
4.2 亲子关系对青少年攻击信念影响其攻击行为的调节作用亲子关系是青少年攻击信念影响其攻击行为过程中的一个重要的调节变量。我们发现父子关系、母子关系对青少年的攻击行为的影响是相似的,这与Rothbaum等人(1995)的观点不一致,支持了Jacob和Johnson(1997)的研究,与陈立民(2007)的研究结果相一致。更重要的是,当前研究不仅发现了父子、母子关系影响了青少年的攻击行为,而且通过中介效应的分析,我们证实了亲子关系主要调节青少年攻击信念对攻击行为的影响,而不作用于父母冲突对青少年攻击信念的影响。
情绪安全假设认为青少年情绪需要的满足,可以避免父母冲突对他的负面影响。良好的亲子关系对青少年人格的健康成长和个体适应性有较好的正向作用(Bascoe et al., 2009)。家庭系统理论也认为,父母和子女之间的紧密联结,有利于父母通过子女来缓解冲突引发的紧张关系(Steven,1996)。在亲子关系水平较高的家庭中,孩子可以较好地实现这种联结作用,缓解紧张的家庭冲突,从而降低子女攻击信念的形成和强化,而在亲子关系水平较低的家庭中,子女的联结作用就难以发挥了。这一观点在先前的研究中也得到了证实,如Symonds(1939)在研究中发现,亲子关系较好的孩子一般都表现出社会所需要的行为,如情绪稳定,爱好广泛,富有同情心等,而亲子关系不良的孩子大都情绪不稳定,冷漠,逆反且有很强的攻击性。陈立民(2007)发现,高问题行为组儿童的父母在教养态度和行为上温暖性低而过度干涉的倾向高,并认为父亲的良好教养态度及形成良好的父子关系是预防儿童攻击行为的重要的保护因素。在当前研究中,我们也发现亲子关系水平的高低,对青少年的攻击行为存在着不同的调节作用。当父子或母子关系水平较低时,青少年从父母冲突中形成的攻击信念能更多地预测青少年的攻击行为,这是因为亲子关系不良的情况下,父亲或母亲往往花更少的时间陪伴子女,更少地参与子女的活动,难以对子女的问题行为起到保护作用。Carson和Parke(1996)的研究也表明,父子关系较差的情况下,子女的分享行为变少,攻击行为变多。Davies,Cummings和Winter(2004)追踪调查也表明了,亲子关系水平低的家庭,子女报告了更多的不安全感,表现出更多的外显问题行为(如攻击行为)。与之相对,当父子或母子关系水平较高时,攻击信念对青少年攻击行为的影响变小,因为良好的亲子关系是重要的保护因素,避免了攻击信念转化为攻击行为,这与先前研究的结果相一致(Bascoe et al., 2009; Nickerson & Nagle, 2005; Grych & Fincham, 1990)。重要的一点是,亲子关系调节了这一中介效应的后半段,即父母冲突对攻击信念的影响不受亲子关系的调节。不论亲子关系的高低,父母冲突都使得子女形成更高的攻击信念,但亲子关系调节了攻击信念到攻击行为的转化。这一结果与我们的假设存在差异,其主要原因,可能是由于父母冲突对青少年攻击信念形成的影响,遵循了社会学习理论,即子女从父母冲突的行为和后果中形成了错误的观念：攻击行为是一种解决冲突的可行性方法,而这一过程较少受到情绪的调节,更多地表现为一种认知过程(Bandura,1986)。但亲子关系的影响,更符合情绪安全假设的观点,如果青少年可以从生活中重要的依恋人物(父母)身上得到情绪的满足,那么情感温暖、稳定的亲子关系可以使子女发展出较高的安全感,从而有效地调节负向情绪,即使青少年接受了攻击信念,也不会直接地表现为攻击行为(Davies & Cummings, 1994)。
本文研究了父母冲突与初中生攻击行为的关系,探讨了亲子关系和青少年攻击信念在其中的作用,这在一定程度上弥补了前人研究的不足,为后来者提供了更多的参考资料,可以促进研究者对父母冲突与孩子攻击行为的关系进行深入探讨。但同时也应该看到,本研究还存在一些局限与不足,父母冲突对青少年攻击行为的影响受到多方面因素的调节,比如父母教养方式、青少年人格特征以及对攻击行为的结果预期等等,这些因素在青少年攻击行为中所起到的作用及相互影响,还有待进一步的研究。
5 结论(1) 青少年攻击信念在父母冲突和攻击行为之间起中介作用,即父母冲突通过影响青少年攻击信念而对其攻击行为产生影响。
(2) 青少年攻击信念与其攻击行为的关系(中介效应的后半段)受到亲子关系的调节,父子关系和母子关系都可以缓冲青少年攻击信念对攻击行为的正向影响。
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