2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 孙丽君, 杜红芹, 牛更枫, 李俊一, 胡祥恩. 2017.
- SUN Lijun, DU Hongqin, NIU Gengfeng, LI Junyi, HU Xiangen. 2017.
- 心理虐待与忽视对青少年攻击行为的影响:道德推脱的中介与调节作用
- The Association between Psychological Abuse and Neglect and Adolescents' Aggressive Behavior: The Mediating and Moderating Role of the Moral Disengagement
- 心理发展与教育, 33(1): 65-75
- Psychological Development and Education, 33(1): 65-75.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.01.08
2. 新乡医学院心理学系, 新乡 453003
2. Department of Psychology, Xinxiang Medical University, Xinxiang 473000
青少年攻击行为一直受到社会的广泛关注，也是心理学研究的热点问题 (张晓燕, 高定国, 傅华, 2011)。美国国家青少年健康信息中心2007年的调查显示：青少年攻击行为已成为10~24岁个体的第二大死亡因素。攻击行为严重影响青少年的身心健康、学业进步、人格发展及社会适应 (Gini & Pozzoli, 2013; Gini, Pozzoli, Vieno, & Lenzi, 2014)，并会增加青少年犯罪的风险 (Kabasakala & Bas, 2010)。因此，探讨青少年攻击行为的影响因素及其作用机制显得非常重要。
心理虐待与忽视是青少年攻击行为的一个重要影响因素 (Ford, Chapman, Connor, & Cruise, 2012; Maguire et al., 2015; Vahl, Colins, & Lodewijks, 2016)。心理虐待与忽视是儿童虐待与忽视的核心问题，是指对儿童有责任义务、关系亲密的人持续、重复地对儿童采取不恰当的行为，如对儿童的恐吓、贬损、干涉、纵容、情感忽视，但这些行为并不涉及对儿童身体和性的接触 (潘辰, 2010)。由于暴力接触是学习和形成攻击行为的危险因素 (Calvete, Orue, Estévez, Villardón, & Padilla, 2010)，因此，经历虐待的受害者易于成为暴力的实施者，这种现象被称为“暴力循环”(Wilson, Stover, & Berkowitz, 2009)。针对不同群体的研究均发现，心理虐待与忽视不仅与青少年时期的暴力行为相关 (Lake, Wood, Dong, Dobrer, Montaner, & Kerr, 2015)，还与青少年阶段的各种攻击行为密切相关 (Hoeve, Colins, Mulder, Loeber, Geert, & Roert, 2015)。此外，比起其他形式的虐待，心理虐待与忽视更能预测个体的攻击行为 (Allen, 2011; Holmes, 2013)。虽然以往的研究大多发现了心理虐待与忽视与青少年攻击行为的正向关系，但是却鲜有研究者关注心理虐待与忽视与青少年攻击行为之间的作用机制。
研究发现，心理虐待与忽视不仅会增加青少年的攻击行为，还会影响个体的道德认知倾向，使个体在道德上认为攻击行为是正常的 (Hodgdon, 2009)。鉴于此，本研究拟从道德认知的角度来解释心理虐待与忽视对青少年攻击行为影响的内部作用机制。道德推脱 (moral disengagement) 是一种不良的道德认知倾向，是指个体通过最大程度地减少自己在行为后果中的责任、重新定义自己的行为使其伤害性显得更小和降低对受害者痛苦的认同，它是个体心安理得地做出不道德行为的重要认知因素 (王兴超, 杨继平, 2013)。道德推脱理论认为，个体在产生外部问题行为时首先会通过道德推脱机制来摆脱心理的内疚和自责 (Gutzwiller-Helfenfinger, 2015; Vincent, Emich, & Goncalo, 2013)。国内外针对不同群体的研究结果都显示，道德推脱是攻击行为的重要影响因素 (Gini, Pozzoli, & Bussey, 2015a; Shulman, Cauffman, Piquero, & Fagan, 2011; Traclet, Moret, Ohl, & Clémence, 2015; 高玲, 王兴超, 杨继平, 2015)。与儿童期相比，青少年时期的道德推脱与攻击行为联系更强 (Gini, Pozzoli, & Hymel, 2014; Hardy, Bean, & Olsen, 2015; 王兴超, 杨继平, 杨力, 2014)。尤为重要的是，在控制了其他因素 (如攻击效能感、规则知觉或父母教养方式) 对攻击行为的影响后，道德推脱仍对攻击行为产生显著的正向影响 (Barchia & Bussey, 2011; Caravita, Gini, & Pozzoli, 2012)。
作为一种重要的道德认知成分，道德推脱也会受到外界环境因素的影响，其中家庭因素对道德推脱的影响最为研究者所关注 (杨继平, 王兴超, 高玲, 2010)。研究发现，父母的虐待会对个体的道德推脱产生显著的正向影响 (Hodgdon, 2009)，受虐个体会出现道德认知受损的现象 (Koenig, Cicchetti, & Rogosch, 2004)，他们与非受虐个体有着相似的道德成熟水平，但是会把自己的道德越轨行为看作是可接受的 (Smetana & Kelly, 1989)。此外，研究还证实了道德推脱在其他变量 (如交往不良同伴、反社会意图、人格、生气与敌意) 影响个体攻击行为中的中介作用 (Garay, Carrasco, & Amor, 2016; Kokkinos, Voulgaridou, & Markos, 2016; Visconti, Ladd, & Kochenderfer-Ladd, 2015; 高玲等, 2015)。同时，一般攻击模型 (The General Aggression Model, GAM) 也认为输入变量 (个人因素与情境因素) 可以对个体的内部状态 (认知、情感和唤醒) 产生影响，从而影响个体的判断和决策，进而影响个体的行为 (Anderson & Bushman, 2002)。在此基础上，研究者进一步指出，外部环境会通过道德推脱的中介作用进而影响攻击行为，即“外部环境→道德推脱→攻击行为”模型 (高玲等, 2015)。据此，我们推测道德推脱可能会在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间起着中介作用。
也有研究者指出，并不是所有的受虐者都会产生更多的攻击行为，个体因素可能在其中起着调节作用 (Flores, Cicchetti, & Rogosch, 2005; Hodgdon, 2009)。个体—环境交互作用模型 (Lerner, Lerner, Almerigi, & Theokas, 2006) 也指出，个体行为是在个体和环境交互作用中形成和发展的。个体在环境因素的作用下实施攻击行为，个体的道德认知会起到重要的调节作用 (Bandura, 1977)。此外，研究证实了道德推脱在其他变量对个体不道德行为或工作场所少产行为影响中的调节作用 (Barsky, 2011; Samnani, Salamon, & Singh, 2014)。同时，研究还证实了道德推脱在其他变量 (如移情、精神病特质、特质自控、道德判断) 对个体攻击行为的影响中起着调节作用 (Gini, Pozzoli, & Bussey, 2015b; Li, Nie, Boardley, Situ, & Dou, 2014; Wang, Li, Yang, Gao, & Zhao, 2016; 刘美辰, 2012)。据此，我们推测道德推脱还可能会在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间起着调节作用。
同时，通过对已有研究结果的梳理可知，关于道德推脱有两种取向，一种以班杜拉等人为代表，把道德推脱作为一个过程 (Shu, Gino, & Bazerman, 2011; Reynolds, Dang, Yam, & Leavitt, 2014)，认为道德推脱可以减弱个体的内部道德标准，从而使个体产生攻击行为；另一种取向则把道德推脱作为一种特质 (Egan, Hughes, & Palmer, 2015; Moore, 2015; Ogunfowora & Bourdage, 2014)，认为在危险情境中，特质道德推脱是一种促进剂。如果道德推脱是一个过程，它应该作为中介变量进行研究，如果道德推脱是一种特质，它应该作为调节变量进行研究 (Moore, 2015)。Wang, Li等 (2016)把道德推脱既作为中介变量又作为调节变量，研究了道德推脱在移情对攻击行为影响中的中介作用和调节作用。本研究在已有研究及道德推脱两种理论视角的基础上，同时探讨道德推脱在心理虐待与忽视影响青少年攻击行为中的中介效应和调节效应。
此外，有关心理虐待与忽视的相关研究结果指出，心理虐待与忽视对不同性别个体攻击行为的影响并不相同。对于女性，身体虐待同伴侣约会时的攻击行为相关，对于男性，心理虐待同伴侣约会时的攻击行为相关 (Milletich, Kelley, Doane, & Pearson, 2010)。相对于女性，有忽视经历男性报告更多的外部攻击行为 (Kabour, 2007)。有关道德推脱的相关研究结果指出，一方面，道德推脱存在显著的性别差异，男生的道德推脱水平明显高于女生的道德推脱水平 (Barchia & Bussey, 2011; Hyde, Shaw, & Moilanen, 2010; 杨继平, 王兴超, 2012)，且男生更容易将攻击行为进行道德中立化 (Ribeaud & Eisner, 2010)。另一方面，不同年龄青少年的道德推脱水平存在显著差异 (Paciello, Fida, Tramontano, Lupinetti, & Caprara, 2008)，青少年的道德推脱水平在15岁和19岁时产生明显变化，随年龄增长而升高 (杨继平, 王兴超, 2012)。有关攻击行为的相关研究结果指出，一方面，男女生的攻击行为在青春早期没有明显差异，但在青春中期和晚期，男生的攻击行为明显高于女生 (刘裕, 唐薇, 张媛, 刘芳, 2015)。性别在道德推脱对网络欺负的影响中起着调节作用，男生道德推脱对网络欺负的影响强于女生 (Wang, Lei, Liu, & Hu, 2016)；道德推脱只对男生的关系攻击有显著影响 (Kokkinos, Voulgaridou, Mandrali, & Parousidou, 2016)。另一方面，青少年攻击行为随着年龄增长而增加，在青春中期和晚期显著高于青春早期 (刘裕等, 2015; 张丽, 钱胜, 王文霞, 2008)。此外，LaMotte，Taft和Weatherill (2016)的研究发现，认知因素 (感知同伴不信任) 在创伤接触对攻击行为影响中的中介作用模型受到性别的调节；Gordis，Feres，Olezeski，Rabkin和Trickett (2010)的研究也发现，个体因素 (呼吸性心律不齐) 在虐待对攻击行为影响中的调节作用模型受到性别的调节。基于以上论述，本研究进一步探讨道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间的中介作用和调节作用可能存在的性别和年龄差异。
综上，本研究以一般攻击模型和个体—环境交互作用模型为基础，探讨青少年道德推脱在心理虐待与忽视影响青少年攻击行为中的作用机制，以期通过研究为预防和减少青少年攻击行为提供新的理论视角。研究的具体假设如下，假设H1：道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为中起中介作用；假设H2：道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间的中介作用存在性别和年龄差异；假设H3：道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为中起调节作用。假设H4：道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间的调节作用存在性别和年龄差异。
2 研究方法 2.1 研究对象采用分层整群随机抽样法选取河南新乡、开封、商丘三所初中和三所高中的755名初一至高三青少年作为研究对象，发放问卷755份，共得到有效问卷696份，有效回收率为92.19%。其中：男生331名，女生365名；初中376名，年龄在12~15岁之间 (M=14.88，SD=1.34)，高中320名，年龄在15~18岁之间 (M=17.21，SD=1.17)。本研究以初中、高中作为年龄分类，卡方检验表明，性别分布不存在年龄差异，χ2(1)=3.53，p>0.05。
2.2 研究工具 2.2.1 儿童心理虐待与忽视量表采用邓云龙，潘辰，唐秋萍，袁秀洪，肖长根 (2007)编制的儿童心理虐待与忽视量表 (Child Psychological Abuse and Neglect Scale, CPANS)。该量表共31个项目，分为心理虐待 (包括责骂、恐吓和干涉3个维度) 和忽视 (包括情感忽视、教育忽视和身体忽视3个维度) 两个分量表。量表采用Likert5点计分 (0“无”~4“总是”)，调查个体 (小于18岁) 所受到的家庭心理虐待和忽视情况，得分越高表明个体主观感受到的在儿童期遭受的心理虐待和忽视越多。本研究中，验证性因素分析结果显示拟合指数良好：χ2/df=4.84、NFI=0.98、IFI=0.99、CFI=0.99、RMSEA=0.074。总量表的内部一致性α系数为0.88，心理虐待和忽视分量表的内部一致性α系数分别为0.82和0.83。
2.2.2 青少年道德推脱问卷采用Bandura，Barbaranelli，Caprara和Pastorelli (1996)编制，杨继平和王兴超 (2012)修订的青少年道德推脱问卷。该问卷共32个条目，包括道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、扭曲结果、责备归因和非人性化八个维度。问卷采用Likert5点计分 (1“极不同意”~5“非常同意”)，得分越高表示道德推脱水平越高。本研究中，验证性因素分析结果显示拟合指数良好：χ2/df=4.27、IFI=0. 97、CFI=0.97、GFI=0.98、RMSEA=0.069。总问卷的内部一致性α系数为0.85，各维度的内部一致性α系数在0.60~0.72之间。
2.2.3 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，分属身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意四个因子。问卷采用Likert5点计分 (1“完全不符合”~5“完全符合”)，得分越高表明个体的攻击行为越多。本研究中，验证性因素分析结果显示拟合指数良好：χ2/df=0.56、NFI=0.99、IFI=1.00、CFI=1.00、RMSEA=0.000。总问卷的内部一致性α系数为0.87，各维度的内部一致性α系数依次为：0.66、0.60、0.72和0.76。
2.3 数据收集与分析由事先经过严格培训的心理学专业研究生担任主试，以被试所在班级为单位进行团体测验。数据处理使用SPSS13.0和Amos17.0统计软件。数据处理前，采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行检验。首先，对所有项目进行未旋转的主成分因子分析，结果发现，共有28个因子的特征根值均大于1，且第一个公共因子只能解释总变异量的14.32%。这一比例小于Podsakoff等人推荐的40%的判断标准 (Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003)。其次，以心理虐待与忽视、青少年道德推脱和攻击行为的各个维度为指标建构单因素的潜变量模型。结果表明模型拟合很差 (χ2/df=15.36、RMSEA=0.14、NFI=0.63、CFI=0.65、IFI=0.65)。这均说明各变量之间不存在严重的共同方法偏差。
3 研究结果 3.1 各变量之间的相关分析表 1列出了各变量的平均数，标准差以及皮尔逊相关系数。结果发现，心理虐待与忽视及各维度与青少年攻击行为呈显著正相关，道德推脱及各维度与青少年攻击行为呈显著正相关，道德推脱及各维度与心理虐待与忽视呈显著正相关。此外，表中显示性别与道德推脱相关显著，男生的道德推脱得分显著高于女生；年龄与心理虐待与忽视和道德推脱均相关显著，初中生的心理虐待与忽视得分显著高于高中生，但高中生的道德推脱得分显著高于初中生。
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | 15 | 16 | 17 | 18 | 19 | |
| 2 | -0.11** | ||||||||||||||||||
| 3 | 0.05 | -0.16** | |||||||||||||||||
| 4 | -0.02 | -0.08* | 0.54** | ||||||||||||||||
| 5 | 0.01 | -0.13** | 0.83** | 0.92** | |||||||||||||||
| 6 | 0.10* | 0.36** | 0.06 | 0.11** | 0.10** | ||||||||||||||
| 7 | 0.11** | 0.25** | 0.13** | 0.17** | 0.17** | 0.61** | |||||||||||||
| 8 | 0.06 | 0.20** | 0.20** | 0.23** | 0.25** | 0.37** | 0.52** | ||||||||||||
| 9 | 0.09* | -0.04 | 0.18** | 0.22** | 0.23** | 0.33** | 0.37** | 0.33** | |||||||||||
| 10 | -0.04 | -0.08* | 0.15** | 0.12** | 0.15** | 0.18** | 0.17** | 0.18** | 0.35** | ||||||||||
| 11 | 0.10** | 0.06 | 0.21** | 0.20** | 0.23** | 0.28** | 0.48** | 0.52** | 0.37** | 0.26** | |||||||||
| 12 | 0.16** | 0.02 | 0.19** | 0.19** | 0.22** | 0.44** | 0.42** | 0.39** | 0.45** | 0.33** | 0.37** | ||||||||
| 13 | 0.14** | 0.01 | 0.19** | 0.19** | 0.22** | 0.40** | 0.49** | 0.44** | 0.39** | 0.21** | 0.41** | 0.43** | |||||||
| 14 | 0.14** | 0.16** | 0.23** | 0.26** | 0.28** | 0.71** | 0.77** | 0.68** | 0.66** | 0.48** | 0.66** | 0.71** | 0.70** | ||||||
| 15 | 0.11** | 0.09* | 0.17** | 0.20** | 0.21** | 0.48** | 0.33** | 0.31** | 0.26** | 0.08* | 0.23** | 0.24** | 0.31** | 0.43** | |||||
| 16 | 0.04 | 0.01 | 0.24** | 0.17** | 0.23** | 0.23** | 0.19** | 0.13** | 0.15** | 0.08* | 0.15** | 0.11** | 0.16** | 0.23** | 0.38** | ||||
| 17 | -0.11 | 0.10** | 0.13** | 0.22** | 0.21** | 0.33** | 0.23** | 0.19** | 0.17** | 0.16** | 0.14** | 0.13** | 0.17** | 0.29** | 0.56** | 0.44** | |||
| 18 | -0.03 | 0.04 | 0.36** | 0.29** | 0.36** | 0.22** | 0.20** | 0.14** | 0.26** | 0.24** | 0.22** | 0.23** | 0.18** | 0.31** | 0.43** | 0.51** | 0.53** | ||
| 19 | -0.01 | 0.07 | 0.29** | 0.29** | 0.33** | 0.41** | 0.30** | 0.25** | 0.27** | 0.18** | 0.23** | 0.23** | 0.27** | 0.41** | 0.78** | 0.68** | 0.82** | 0.80** | |
| M | 0.48 | 0.46 | 0.84 | 1.03 | 0.95 | 2.77 | 2.35 | 1.75 | 2.37 | 2.57 | 2.08 | 2.43 | 2.01 | 2.29 | 2.43 | 2.82 | 2.60 | 2.61 | 2.58 |
| SD | 0.50 | 0.50 | 0.53 | 0.60 | 0.50 | 0.82 | 0.66 | 0.55 | 0.60 | 0.58 | 0.54 | 0.61 | 0.66 | 0.42 | 0.63 | 0.70 | 0.77 | 0.70 | 0.55 |
| 注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；1为性别，为虚拟变量，女生=0，男生=1，2为年龄，为虚拟变量，初中=0，高中=1，3为心理虐待，4为忽视，5为心理虐待与忽视，6为道德辩护，7为委婉标签，8为有利比较，9为责任转移，10为责任分散，11为扭曲结果，12为责备归因，13为非人性化，14为道德推脱，15为身体攻击，16为言语攻击，17为愤怒，18为敌意，19为攻击行为。 | |||||||||||||||||||
为了检验道德推脱在心理虐待与忽视影响青少年攻击行为中的中介效应，构建图 1所示的中介模型。同时，构建无中介作用模型作为竞争模型。无中介作用模型与中介作用模型的区别在于:心理虐待与忽视对攻击行为的影响路径是否要经过道德推脱。模型拟合结果显示 (见表 2)，中介作用模型各项指数均超过临界值，且优于无中介作用模型的各项指数，这表明中介作用模型的拟合效果较好。此外，模型比较还显示，中介作用模型和无中介作用模型的△χ2/(1)=61.28(p < 0.001)，这也说明中介作用模型显著优于无中介作用模型，即道德推脱在心理虐待与忽视与攻击行为之间起着中介作用。
|
| 图 1 道德推脱的中介作用模型 |
| 模型 | χ2 | df | χ2/df | NFI | GFI | IFI | CFI | RMSEA |
| M无中介 | 512.89 | 124 | 4.14 | 0.89 | 0.92 | 0.91 | 0.91 | 0.067 |
| M中介 | 451.61 | 123 | 3.67 | 0.90 | 0.93 | 0.93 | 0.93 | 0.062 |
中介作用模型中，心理虐待与忽视和道德推脱均会对青少年攻击行为产生显著的正向影响 (p < 0.001)，其路径系数分别为0.30和0.38，同时心理虐待与忽视还会对道德推脱产生显著的正向影响 (p < 0.001)，其路径系数为0.35。采用Bootstrap对道德推脱中介效应进行显著性检验，选定的Bootstrap自行取样量为1000。结果显示，心理虐待与忽视通过道德推脱对青少年攻击行为有着显著的影响，中介效应量为0.10，占总效应的28.94%，且道德推脱中介效应95%的置信区间为[0.07，0.14]，并没有包括0，说明所得的中介值具有可信度。
3.2.2 道德推脱中介效应的性别、年龄差异由3.1可知，男女生在道德推脱得分上存在显著差异。为了分析这种性别差异可能对青少年攻击行为产生的影响，本研究采用结构方程模型中的多群组分析技术以男女为组别变量建构中介模型M1。在M1中设置男女生模型相同，路径系数自由估计。结果发现，M1模型的拟合结果良好 (χ2/df=2.72，RMSEA=0.050，GFI=0.90，CFI=0.91，IFI=0.91)。在M1的基础上建构M2，限定男生组和女生组结构模型中对应的三条路径系数相等，结果发现，M2模型的拟合结果良好 (χ2/df=2.69，RMSEA=0.049，GFI=0.90，CFI=0.91，IFI=0.91)。此外，Δχ2(3)=1.73，p >0.05，表明M1与M2无显著差异，即道德推脱的中介效应不存在显著的性别差异。另外，分别检验每一条路径发现，心理虐待与忽视对道德推脱、攻击行为的预测系数 (Δχ2 (1)=1.52，p >0.05；Δχ2 (17)=0.00，p >0.05)，道德推脱对攻击行为的预测系数 (Δχ2 (1)=0.55，p>0.05) 均不存在显著的性别差异。
由3.1可知，高中生和初中生在道德推脱和心理虐待与忽视得分上存在显著差异。为了分析这种年龄差异可能对青少年攻击行为的影响，采用同样的方法，以年龄为组别变量建构中介模型M3。在M3中设置初中组和高中组模型相同，路径系数自由估计。结果发现，M3模型的拟合结果良好 (χ2/df=2.51，RMSEA=0.047，GFI=0.91，CFI=0.92，IFI=0.92)。在M3的基础上建构M4，限定初中组和高中组结构模型中对应的三条路径系数相等，结果发现，M4模型的拟合结果良好 (χ2/df=2.59，RMSEA=0.048，GFI=0.91，CFI=0.91，IFI=0.91)。此外，Δχ2 (3)=25.28，p>0.05，表明M3与M4有显著差异，即道德推脱的中介效应存在显著的年龄差异。在初中组模型中，各项预测系数显著 (β心理虐待与忽视→攻击行为=0.46，p < 0.001；β心理虐待与忽视→道德推脱=0.40，p < 0.001；β道德推脱→攻击行为=0.27，p < 0.001)，因此道德推脱在心理虐待与忽视影响攻击行为中起着部分中介作用。进一步采用Bootstrap对道德推脱中介效应进行显著性检验，选定的Bootstrap自行取样量为1000。结果显示，心理虐待与忽视通过道德推脱对青少年攻击行为有着显著的影响，中介效应量为0.10，占总效应的21.02%，且道德推脱中介效应95%的置信区间为[0.05，0.15]，并没有包括0，说明所得的中介值具有可信度；而在高中组模型中，心理虐待与忽视对道德推脱、道德推脱对攻击行为的预测系数都显著 (β心理虐待与忽视→道德推脱=0.30，p < 0.001；β道德推脱→攻击行为=0.48，p < 0.001)，心理虐待与忽视对攻击行为的预测系数不显著 (β心理虐待与忽视→攻击行为=0.02，p < 0.05)，因此道德推脱在心理虐待与忽视影响攻击行为中起着完全中介作用。进一步采用Bootstrap对道德推脱中介效应进行显著性检验，选定的Bootstrap自行取样量为1000。结果显示，心理虐待与忽视通过道德推脱对青少年攻击行为有着显著的影响，中介效应量为0.09，占总效应的59.57%，且道德推脱中介效应95%的置信区间为[0.04，0.15]，并没有包括0，说明所得的中介值具有可信度。
另外，分别检验每一条路径发现，初中组心理虐待与忽视对攻击行为的测定系数显著大于高中组 (Δχ2 (1)=21.31，p < 0.05)；心理虐待与忽视对道德推脱的测定系数 (Δχ2 (1)=3.22，p < 0.05) 不存在显著的年龄差异，高中组道德推脱对攻击行为的预测系数显著大于初中组 (Δχ2 (1)=7.10，p < 0.05)。
3.3 道德推脱的调节效应及其性别、年龄差异模型检验 3.3.1 道德推脱的调节效应检验本研究采用温忠麟、侯杰泰和Marsh (2008)建议的潜变量调节效应分析方法，对道德推脱在心理虐待与忽视影响青少年攻击行为中的调节效应进行分析。首先对自变量、调节变量和因变量进行中心化，然后依据乘积指标加入的“不重复性”原则形成自变量和调节变量的交互作用项，从而建立自变量、调节变量、交互作用项和因变量4个潜变量构成的调节效应模型。其中，采用打包策略形成自变量的6个指标 (X9~X14)、因变量的4个指标 (Y1~Y4) 和调节变量的8个指标 (X1~X8)。在计算交互作用项时，由于两个潜变量的指标不一样多，去掉了道德推脱负荷较低的两个指标: X4和X5(吴艳, 温忠麟, 侯杰泰, Marsh, 2011)。之后，按照“大配大、小配小”的原则将指标配对相乘，形成交互作用项的6个指标 (X2X12、X3X13、X8X14、X1X9、X6X10、X7X11)。随后，使用Amos17.0对调节效应模型的拟合情况进行分析。
结果表明 (见图 2)，心理虐待与忽视对青少年攻击行为的主效应 (β=0.29，t=6.39，p < 0.001) 和道德推脱对攻击行为的主效应 (β=0.42，t=8.35，p < 0.001) 都显著。然而，道德推脱对心理虐待与忽视和攻击行为之间关系的调节作用却不显著 (β=-0.06，t=-1.28，p >0.05)。同时，模型的拟合水平也没有达到好模型的标准 (χ2=1346.37，df=249，χ2/df=5.41，GFI=0.85，NFI=0.76，CFI=0.80，IFI=0.80，RMSEA=0.08)，进一步支持了道德推脱的调节作用不显著的结论。
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| 图 2 道德推脱的调节作用模型 |
本研究同样采用多群组分析技术考察道德推脱在心理虐待与忽视影响攻击行为中的调节效应是否存在性别差异。研究中定义两个模型：模型1(基准模型)：定义男生组和女生组具有相同的模型结构，路径系数自由估计；模型2：在模型1的基础上，限定男生组和女生组对应的路径系数相等。结果发现，两个模型拟合结果可以接受 (χ2/df=3.13，RMSEA=0.055，GFI=0.91，CFI=0.91，IFI=0.90；χ2/df=3.13，RMSEA=0.055，GFI=0.90，CFI=0.91，IFI=0.90)。此外，Δχ2 (3)=8.89，p < 0.05，表明模型1与模型2有显著差异，即道德推脱的调节效应存在显著的性别差异。在男生组模型中，心理虐待与忽视和道德推脱的交互项对攻击行为的测定系数不显著 (β=0.10，SE=0.047，p>0.05)，而在女生组模型中，心理虐待与忽视和道德推脱的交互项对攻击行为的测定系数显著 (β=-0.15，SE=0.14，p < 0.05)。
为进一步分析男生和女生道德推脱调节效应的发展趋势，以道德推脱得分高于平均数加一个标准差为高道德推脱组，得分小于平均数减一个标准差为低道德推脱组，分别做攻击行为对心理虐待与忽视的回归分析。简单斜率 (Simple Slope) 检验结果表明 (如图 3和图 4)，男生组中，道德推脱不会对心理虐待与忽视与攻击行为之间的关系产生调节效应 (Simple Slope=0.07，p >0.05；Simple Slope=0.19，p>0.05)；女生组，道德推脱可以调节心理虐待与忽视和攻击行为之间的关系，具体而言，当青少年具有较低的道德推脱时，其攻击行为会随着心理虐待与忽视水平的降低而大幅度地减少 (Simple Slope=0.45，p < 0.001)；当青少年具有较高的道德推脱水平时，其攻击行为也会随着心理虐待与忽视水平的降低而减少，但影响没有达到显著水平 (Simple Slope=0.08，p>0.05)。
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| 图 3 男生道德推脱对心理虐待与忽视与攻击行为关系的调节效 |
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| 图 4 女生道德推脱对心理虐待与忽视与攻击行为关系的调节效应 |
采用同样的方法考察道德推脱在心理虐待与忽视影响攻击行为中的调节效应是否存在年龄差异。本研究定义两个模型：模型1(基准模型)：定义初中组和高中组具有相同的模型结构，路径系数自由估计；模型2：在模型1的基础上，限定初中组和高中组对应的路径系数相等。结果发现，两个模型拟合结果可以接受 (χ2/df=2.73，RMSEA=0.050，GFI=0.90，CFI=0.87，IFI=0.87；χ2/df=2.75，RMSEA=0.050，GFI=0.90，CFI=0.87，IFI=0.87)。此外，Δχ2(3)=6.23，p>0.05，表明模型1与模型2无显著差异，即道德推脱的调节效应不存在显著的年龄差异。
4 讨论 4.1 道德推脱的中介效应及其性别、年龄差异本研究发现，心理虐待与忽视对青少年攻击行为有显著的正向影响。进一步支持了先前研究的观点 (Maguire et al., 2015; Vahl et al., 2016; Hoeve et al., 2015)。在此基础上，本研究进一步考察道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为间的中介效应，结果发现，道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间起着部分中介作用，支持假设H1。这与已有研究结果相一致 (Gini et al., 2014; Hardy et al., 2015; 王兴超等, 2014)。这一结果也切合了一般攻击模型 (GAM) 的基本观点。心理虐待与忽视、道德推脱、攻击行为处于一个完整的攻击行为的形成模型过程中，即心理虐待与忽视是一个情景变量，其必然要以个体的内部认知过程 (道德推脱) 为中介，才能够对攻击行为产生影响。此外，社会学习理论也指出，道德推脱源于社会学习，是在社会化过程中形成的一种认知倾向 (Bandura et al., 1996)，心理虐待与忽视家庭提供了一种反社会行为合理化的可模仿的态度，包括降低个人责任、无视消极行为的后果，以及指责或贬低受害者，因此，有心理虐待与忽视经历青少年的道德认知更易发生不良的改变甚至扭曲，即产生道德推脱，他们比其他青少年更易形成反社会行为合理化的认知图式，从而出现更多的攻击行为 (Hodgdon, 2009)。
本研究还发现，男生的道德推脱水平显著高于女生，高中生的道德推脱水平显著高于初中生，这与已有研究结果相一致 (Barchia & Bussey, 2011; Hyde et al., 2010; 杨继平, 王兴超, 2012)。在此基础上，本研究进一步分析道德推脱中介效应的性别和年龄差异，结果发现，道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间的中介效应不存在性别差异，但存在年龄差异，部分支持假设H2。具体而言，道德推脱的中介效应不存在显著的性别差异，即模型具有跨性别的稳定性；但存在显著的年龄差异：在初中组中，道德推脱在心理虐待与忽视对青少年攻击行为的影响中起部分中介作用，而在高中组中，道德推脱在其中起完全中介作用。这可能是因为，一方面，比起初中生，处于青年初期的高中生认知能力得到进一步发展，自我监控能力得以提高，且更具有独立意识 (王红姣, 卢家楣, 2004)，在面对负性生活事件时，高中生更易于以内部的认知过程为中介，进而做出行为反应；另一方面，在高考的压力下，高中生经历的挫折更多，比起初中生，在面对负性生活事件时，更易于道德推脱，形成攻击他人的认知倾向 (杨继平, 王兴超, 2012)。
Hodgdon (2009)以重度少年犯为研究对象，考察儿童期虐待对少年时期暴力行为的影响，结果发现，道德推脱在儿童期心理虐待和少年时期攻击行为间起着部分中介作用。本研究基于中国文化背景以正常被试为研究对象，不仅考察了道德推脱的中介效应，还考察了道德推脱中介效应的性别和年龄差异。本研究结果是对Hodgdon (2009)的研究的积极回应和进一步拓展。
4.2 道德推脱的调节效应及其性别、年龄差异本研究发现，心理虐待与忽视和道德推脱的主效应都非常显著，但是道德推脱对心理虐待与忽视和青少年攻击行为之间关系的调节作用却不显著，假设H3没有得到支持。已有研究发现，道德推脱在其他变量 (如移情、精神病特质、特质自控) 对个体攻击行为的影响中起着调节作用 (Gini, 2015b; Li et al., 2014; Wang, Li et al., 2016)。而本研究并未发现道德推脱的调节作用，可能是因为Wang等 (2016)以中国男性少年犯为研究对象，Gini等 (2015b)以11~15岁初中生为研究对象，Li等 (2014)以大学生为研究对象，而本研究以包括男女生在内的初中生和高中生为研究对象，也就是说，道德推脱的调节效应可能存在性别和年龄的差异。
本研究进一步分析道德推脱调节效应模型的性别和年龄差异，结果发现，道德推脱在心理虐待与忽视和攻击行为关系中的调节效应不存在年龄差异，却存在性别差异，部分支持假设H4。具体而言，道德推脱的调节效应模型不存在显著的年龄差异，即模型具有跨年龄的稳定性；但存在显著的性别差异：男生组，道德推脱不会影响心理虐待与忽视和攻击行为的关系；女生组，道德推脱影响心理虐待与忽视和攻击行为的关系，道德推脱水平较低时，其攻击行为会随着心理虐待与忽视水平的降低而大幅度地减少，道德推脱水平较高时，其攻击行为也会随着心理虐待与忽视水平的降低而减少，但减少幅度不明显。
性别社会化理论指出，女性持有一种关怀取向，更多地关注于人际关系，而男性更多地关注于竞争和目标成就 (赵君, 蔡翔, 2014)。攻击行为是对人际关系的一种严重伤害 (赵冬梅, 周宗奎, 2010)。如果青少年更多地关注于竞争，那么即使个体具有较低的道德推脱水平，也难以使攻击行为随着心理虐待与忽视水平的下降而显著下降；而如果青少年更多地考虑协调人际关系，就会阻止对人际关系的伤害，这时较低的道德推脱就会使攻击行为随着心理虐待与忽视水平的下降而显著下降。因此，对于男生，道德推脱不能调节心理虐待与忽视对攻击行为的影响；对于女生来说，道德推脱可以调节心理虐待与忽视对攻击行为的影响，
4.3 总讨论本研究在整合道德推脱两种理论视角的基础上，既把道德推脱作为一个过程，又把道德推脱作为一种特质，同时探讨了道德推脱在心理虐待与忽视影响青少年攻击行为中的中介效应和调节效应。这是对已有把道德推脱既作为过程又作为特质进行研究的积极回应 (Wang et al., 2016)。在此基础上，本研究进一步探讨了道德推脱中介效应和调节效应模型的性别和年龄差异。
总之，与以往研究仅仅关注心理虐待与忽视对青少年攻击行为的直接影响不同，本研究基于一般攻击模型和个体—环境交互作用模型，明确了道德推脱是心理虐待与忽视影响青少年攻击行为的重要内部机制，即道德推脱在心理虐待与忽视和青少年攻击行为的关系中起着中介而非调节作用，且道德推脱的中介效应模型存在年龄差异，但不存在性别差异，道德推脱的调节效应模型存在性别差异，但不存在年龄差异。这是对以往研究的一个有益补充。此外，本研究对于预防与减少青少年攻击行为，促进其健康发展具有重要的理论指导意义。
然而，本研究也存在一些不足。首先，本研究对心理虐待与忽视、道德推脱与青少年攻击行为之间的关系采用了横断研究，并未能从动态发展的角度考察三者之间关系的发展过程。因此，在后续研究中可以采用纵向追踪研究法，考察心理虐待与忽视、道德推脱及青少年攻击行为之间的因果关系。其次，本研究只考察了道德推脱这一认知因素在心理虐待与忽视对青少年攻击行为影响中的作用机制，未能探讨道德情绪这一情绪因素在这一影响过程中的作用机制。事实上，道德情绪是影响个体不道德行为的一个重要的非认知因素，因此，未来研究还需要明确道德情绪 (如内疚、自责等) 在心理虐待与忽视影响个体攻击行为中的作用机制。最后，本研究考察了中介效应和调节效应模型的性别和年龄差异，那么是否还有其他因素调节道德推脱的中介效应和调节效应模型，这也有待未来研究的进一步探明。
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