流動兒童同伴侵害的特點及與內(nèi)化問題的循環(huán)作用關(guān)系：一項追蹤研究*

,3,2

(1北京師范大學發(fā)展心理研究所, 北京 100875)

(2北京師范大學心理學院, 北京 100875) (3北京市通州區(qū)永順鎮(zhèn)西馬莊小學, 北京 101100)

1 引言

隨著城市化進程的加快, 我國流動人口規(guī)模不斷擴大, 特別是家庭式流動比例日益增加, 使得流動兒童的數(shù)量急劇上升。到2014年底, 我國流動人口達2.53億人, 其中與配偶、子女共同流動的約占60% (國家衛(wèi)生和計劃生育委員會, 2015)。教育部數(shù)據(jù)顯示, 處于義務(wù)教育階段的流動兒童共 1294.73萬, 其中小學階段955.59萬人(教育部, 2015)?？梢?流動兒童是一個數(shù)量龐大、不容忽視的群體。流動兒童指戶籍登記在外省(區(qū)、市)、本省外縣(區(qū))的鄉(xiāng)村, 隨務(wù)工父母到輸入地的城區(qū)、鎮(zhèn)區(qū)(同住)并接受義務(wù)教育的適齡兒童少年(教育部, 2015)。已有研究發(fā)現(xiàn), 流動兒童常常處于社會經(jīng)濟地位偏低、流動性較大等不利的成長環(huán)境中, 其心理發(fā)展和適應(yīng)面臨極大的挑戰(zhàn)(申繼亮, 劉霞, 趙景欣, 師保國,2015; 朱倩, 郭海英, 潘瑾, 林丹華, 2015; Chen,Su, Li, Tam, & Lin, 2014), 有研究者綜述了1991～2013年間發(fā)表的有關(guān)流動兒童的 103項實證研究發(fā)現(xiàn), 超過85%的研究將流動兒童與城市兒童作對比, 指出流動兒童在自尊水平、社交焦慮、抑郁、孤獨感、問題行為等多方面表現(xiàn)出更多問題(師保國, 王芳, 劉霞, 康義然, 2014)。因此, 有必要在流動兒童群體內(nèi)部開展深入研究, 識別這些特殊的不利因素的作用, 探明其作用機制和模式, 以利于采取相關(guān)預防/干預措施, 減少問題的發(fā)生, 促進兒童的積極發(fā)展。

然而, 近20多年來有關(guān)流動兒童的研究, 大多集中在探討流動兒童的歧視知覺、社會支持、焦慮、抑郁、孤獨感等問題上, 對在兒童青少年時期普遍發(fā)生的同伴侵害現(xiàn)象關(guān)注極少。同伴侵害 (peer victimization) 是指個體遭受到來自同伴的身體、言語、財物和人際關(guān)系攻擊的經(jīng)歷(Mynard & Joseph,2000)。國內(nèi)外已有研究發(fā)現(xiàn), 5%～15%的兒童青少年曾有過嚴重或持續(xù)的受同伴侵害經(jīng)歷, 這些經(jīng)歷會嚴重影響他們的心理健康和社會適應(yīng)(張文新,2002; 張文新等, 2009; Gini & Pozzoli, 2013; Graham,Bellmore, & Mize, 2006)。而在我國流動兒童中, 目前僅有幾項研究從學校欺負的角度對同伴侵害問題進行了初步探索, 其中譚千保(2010)在 758名流動兒童中的研究發(fā)現(xiàn), 頻繁遭受欺負者占總數(shù)的19.0%。然而, 這些研究僅采用橫斷研究方法對流動兒童同伴侵害的基本狀況進行了描述, 對同伴侵害的相關(guān)因素探討不足。因此, 本研究將考察流動兒童的家庭社會經(jīng)濟地位偏低、流動性大和內(nèi)化問題較多等典型特征對其同伴侵害的影響, 并通過多次追蹤調(diào)查, 深入探討流動兒童同伴侵害與其內(nèi)化問題的關(guān)系。

已有大量研究發(fā)現(xiàn), 同伴侵害與內(nèi)化問題往往同時出現(xiàn)(Hanish & Guerra, 2002; Hoglund &Leadbeater, 2007; Snyder et al., 2003)。內(nèi)化問題(internalizing problems)是一種指向個體心理內(nèi)部的、不易被他人察覺的問題, 主要表現(xiàn)為焦慮、抑郁和孤獨感(Reijntjes, Kamphuis, Prinzie, & Telch,2010)。元分析研究表明, 同伴侵害與內(nèi)化問題高度正相關(guān)(Hanish & Guerra, 2002; Hawker & Boulton,2000; Sullivan, Farrell, & Kliewer, 2006)。但二者究竟孰因孰果, 研究者們則各持己見, 概括而言主要有3種觀點：一是, 兒童的內(nèi)化問題增加了其遭受同伴侵害的可能性; 二是, 同伴侵害是導致兒童內(nèi)化問題的可能原因之一; 三是, 同伴侵害會導致兒童的內(nèi)化問題, 內(nèi)化問題又會增加同伴侵害, 二者為雙向的相互作用關(guān)系。

早期有關(guān)同伴侵害的橫斷研究發(fā)現(xiàn), 兒童內(nèi)化問題會增加其遭到同伴侵害的可能性(Finnegan,Hodges, & Perry, 1996; Hodges & Perry, 1999)。首先,存在內(nèi)化問題的兒童面臨更多社交問題, 往往缺少朋友或遭到同伴拒絕(Graham & Juvonen, 1998),同時有內(nèi)化問題的兒童也可能更多地表現(xiàn)出恐懼、社會退縮、焦慮等問題, 從而招致更多的同伴侵害(Finnegan et al., 1996)。再者, 這類個體遇到威脅和攻擊時保護自己的能力往往較弱, 在解決人際沖突過程中存在困難, 使之更容易成為受侵害的目標。一些追蹤研究也發(fā)現(xiàn)有焦慮和怯懦退縮等問題的兒童會在一段時間后報告更高的同伴侵害水平(Finnegan et al., 1996; Schwartz, Chang, & Farver,2001)。

與上述觀點相反, 近年來, 大量研究發(fā)現(xiàn), 同伴侵害會導致兒童出現(xiàn)更多的焦慮、抑郁、孤獨感等內(nèi)化問題(Graham et al., 2006; Hoglund &Leadbeater, 2007)。更有研究者發(fā)現(xiàn), 同伴侵害對青少年的焦慮、抑郁等內(nèi)化問題, 既有即時性預測作用, 也有長期性作用(Stapinski, Araya, Heron,Montgomery, & Stallard, 2015; Zwierzynska, Wolke,& Lereya, 2013)。一些追蹤研究證實了這一觀點,這些研究發(fā)現(xiàn)同伴侵害經(jīng)歷大大增加了個體在成年后出現(xiàn)抑郁、焦慮等內(nèi)化問題的風險(Schwartz,Lansford, Dodge, Pettit, & Bates, 2013; Stapinski et al., 2015)。此外, 國內(nèi)研究者對童年中期兒童的研究也發(fā)現(xiàn), 身體侵害、關(guān)系侵害可以正向預測兒童的孤獨感、社交焦慮和抑郁等內(nèi)化問題(紀林芹, 陳亮, 徐夫真, 趙守盈, 張文新, 2011; 張文新 等,2009)。

上述兩類相悖的研究結(jié)果引起了越來越多的研究者關(guān)注二者“孰因孰果”這一問題。近年來, 隨著發(fā)展情境論(Developmental Contextualism)的興起, 第三種觀點, 即二者是相互作用關(guān)系, 逐漸受到重視。發(fā)展情境論是人類發(fā)展研究領(lǐng)域內(nèi)的重要理論, 它突破了不同影響因素與個體發(fā)展之間單向作用模式的局限, 強調(diào)個體與其所處情境的動態(tài)相互作用, 并加入時間維度, 組成個體發(fā)展的循環(huán)作用模式, 亦即個體對環(huán)境刺激的反應(yīng)會影響個體的進一步發(fā)展(Lerner, 2006)。該理論認為發(fā)展情境包括物理環(huán)境、社會成員(包括家庭、同伴、教師等)、發(fā)展中的個體和時間四個方面的內(nèi)涵。其中, 同伴是發(fā)展情境中的重要因素, 而同伴侵害則是一個備受關(guān)注的危險性因素, 它會引起個體焦慮、抑郁等內(nèi)化問題(Graham et al., 2006; Helms et al., 2014;Hoglund & Leadbeater, 2007), 而個體表現(xiàn)出緊張、焦慮、抑郁等特征, 又會讓同伴更容易將其視為可侵害的對象(Storch & Ledley, 2005; Sullivan et al.,2006), 從而形成了一個循環(huán), 呈現(xiàn)出同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用模式。目前, 已有一些研究證實了二者的相互作用關(guān)系, 例如, 有研究對 1995～2006年期間涉及二者關(guān)系的18項追蹤研究(追蹤時間間隔從6到24個月不等)進行了元分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 前測的同伴侵害可以顯著預測后測的內(nèi)化問題,平均效應(yīng)量為0.18, 前測的內(nèi)化問題也可以顯著預測后測的同伴侵害, 平均效應(yīng)量為 0.08, 且二者差異不顯著, 由此可知同伴侵害與內(nèi)化問題為雙向相互作用關(guān)系(Reijntjes et al., 2010)。然而, 目前實證性的追蹤研究多數(shù)只選擇了兩個時間點研究二者的雙向作用, 難以深入地探討二者隨時間變化的循環(huán)作用模式, 且發(fā)展情境論已經(jīng)指出, 隨著時間的發(fā)展, 個體與情境的相互作用會發(fā)生變化, 不同的起始時間和條件可能會導致個體進入不同的發(fā)展軌跡而產(chǎn)生不同的發(fā)展結(jié)果(張文新, 陳光輝, 2009;Lerner, 2006)。因此, 有必要充分考慮時間這一重要因素, 采用多個時間點測查的追蹤研究設(shè)計, 深入揭示二者的關(guān)系隨時間發(fā)展而變化的循環(huán)作用模式與機制, 為未來開展同伴侵害和內(nèi)化問題預防和干預研究奠定堅實的實證基礎(chǔ)。

綜上所述, 目前缺乏多次追蹤的縱向研究對同伴侵害與內(nèi)化問題的關(guān)系及其隨時間發(fā)展變化的過程進行深入探討。同時, 流動兒童作為一個不可忽略的特殊群體, 其心理發(fā)展與適應(yīng)需要受到更多的關(guān)注, 探明同伴侵害與內(nèi)化問題的關(guān)系, 對促進他們的發(fā)展和適應(yīng)具有重要意義。因此, 本研究基于發(fā)展情境理論, 擬采用連續(xù)4次的追蹤研究設(shè)計,深入探討中國文化背景下流動兒童群體同伴侵害和內(nèi)化問題隨時間變化的動態(tài)關(guān)系。同時, 前人研究發(fā)現(xiàn)不同的內(nèi)化問題與同伴侵害的關(guān)系強度上有所不同, 如Hawker和Boulton (2000)的元分析研究發(fā)現(xiàn), 同伴侵害與抑郁的關(guān)系最為緊密, 與社交焦慮的關(guān)系最弱。為此, 本研究將單獨考察這3種內(nèi)化問題與同伴侵害的關(guān)系, 并結(jié)合流動兒童流動性較大的特點(譚千保, 2010; 袁曉嬌, 方曉義, 劉楊, 藺秀云, 2012), 適當縮小追蹤的時間間隔, 采用每半年一次的方式進行測查。鑒于已有研究發(fā)現(xiàn)的打工子弟學校流動兒童與公立學校流動兒童在歧視知覺、社交焦慮、抑郁、孤獨感等多方面均存在較大差異(范興華, 方曉義, 劉揚, 藺秀云, 袁曉嬌, 2012; 藺秀云, 方曉義, 劉楊, 蘭菁, 2009; 申繼亮等, 2015), 本研究將進一步檢驗同伴侵害與內(nèi)化問題的動態(tài)關(guān)系模式在兩類學校流動兒童中的一致性。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便整群抽樣法分別選取北京市一所打工子弟學校(全部學生均為流動兒童)和兩所公立小學(流動兒童占所有學生的比例約為60%和80%)的四、五年級學生作為被試, 對其進行連續(xù)4次問卷測查, 從 2011年 10月(T1)的第一次施測開始, 每隔半年進行一次追蹤測查(分別記為T2/T3/T4)。第一次施測共獲得有效流動兒童被試 426名, 其中,四年級211 (49.5%)人, 男生269 (63.1%)人。在父母受教育程度上, 78.9%的母親完成了九年義務(wù)教育,且高中或中專及以上的占總數(shù)的40.7%, 23人未報告母親受教育程度; 有 87.6%的父親完成了九年義務(wù)教育, 高中或中專及以上占 44.9%, 14人未報告父親受教育程度。34.1%的被試家庭平均月收入在2000元以下, 35.6%介于2000～6000元之間, 30.3%在6000元以上, 其中24人未報告家庭平均月收入。以父親受教育水平(0=“初中及以下”, 1=“高中/中專及以上”) 、母親受教育水平(0=“初中及以下”,1=“高中/中專及以上”)和家庭月收入(0=“2000 元以下”, 1=“2000元及以上”) 三個指標的總分作為衡量其家庭社會經(jīng)濟地位(SES) 的綜合指標(郭海英等, 2014), 取值范圍為 0～3, 平均分為 1.54 ±1.11。此外, 以來京后的轉(zhuǎn)學經(jīng)歷(0=“無”, 1=“有”)和搬家經(jīng)歷(0=“小于或等于 1 次”, 1=“1 次以上”)之和作為流動兒童流動性的指標, 取值范圍為0～2,平均分為0.97 ± 0.77。由于搬家、轉(zhuǎn)學、病/事假等原因?qū)е虏糠直辉嚵魇? 到第四次施測時共計145(34.0%)名被試未能完整參加 4次測試, 從而導致數(shù)據(jù)缺失, 其中, T2缺失48人、T3缺失99人、T4缺失127人。

卡方檢驗及 t檢驗結(jié)果顯示, 有缺失的被試與完整參加4次施測的被試, 在性別(χ2(1)=0.27,p>0.05)、年級(χ2(1)=0.14,p> 0.05)、母親受教育程度(χ2(1)=1.42,p> 0.05)、父親受教育程度(χ2(1)=2.41,p> 0.05)、家庭平均月收入(χ2(1)=1.19,p>0.05)以及流動性上(χ2(2)=2.98,p> 0.05)均不存在顯著差異, 在 T1的同伴侵害、社交焦慮、抑郁和孤獨感上也均未發(fā)現(xiàn)顯著差異(ts < 1.92,ps > 0.05),表明被試不存在結(jié)構(gòu)化缺失。

2.2 研究工具

2.2.1 同伴侵害

采用Mynard和Joseph (2000)編制的多維同伴侵害量表(Multidimensional Peer Victimization Scale,MPVS), 該量表中的部分分量表已在國內(nèi)兒童青少年中得到運用(張文新等, 2009)。在本研究中, 研究團隊(包括多名心理學研究生及教授)對該量表進行了多次直譯和回譯, 并參考流動兒童及其教師的訪談資料對量表的題目進行一定的改編。最終量表共18題, 包括身體侵害(包括3道題目, 如“在這一學期, 別的同學打過我”)、言語侵害(包括5道題目,如“在這一學期, 別的同學故意在背后說我的壞話、造謠”)、關(guān)系侵害(包括 7道題目, 如“在這一學期,別的同學故意做一些事情讓老師不喜歡我”)、財物財害(包括 3道題目, 如“在這一學期, 有同學偷我的東西”)共4個維度。被試的回答采用4點計分, 1代表“從未發(fā)生過”, 4代表“經(jīng)常發(fā)生”, 分數(shù)越高表明受同伴侵害越嚴重。該量表在4次測查中的內(nèi)部一致性信度(Cronbach’s α)分別為 0.91、0.91、0.92、0.93, 各分量表的Cronbach’s α系數(shù)在0.60到0.89之間。對問卷進行驗證性因素分析結(jié)果顯示結(jié)構(gòu)效度良好(T1: χ2/df=1.97, CFI=0.93, TLI=0.92,RMSEA=0.05; T2: χ2/df=1.71, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.04; T3: χ2/df=1.70, CFI=0.94,TLI=0.93, RMSEA=0.05; T4: χ2/df=1.96, CFI=0.92, TLI=0.91, RMSEA=0.06)。此外, 對量表4個時間點的測量等值性進行檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)該量表具有跨時間的不變性(Configural Invariance: χ2/df=1.85, CFI=0.97, TLI=0.96, RMSEA=0.05;Metric invariance: χ2/df=1.95, CFI=0.97, TLI=0.96, RMSEA=0.05; Strong Invariance: χ2/df=1.98, CFI=0.96, TLI=0.95, RMSEA=0.05; Strict Invariance: χ2/df=1.99, CFI=0.95, TLI=0.95,RMSEA=0.05)。

2.2.2 社交焦慮

采用兒童社交焦慮量表(Social Anxiety Scale for Children, SASC)。該量表最初由La Greca等于1988年編制(La Greca, Dandes, Wick, Shaw, & Stone,1988), 之后由馬弘(1999)修訂為中文版, 適用于7～16歲兒童青少年。該量表共包含10個題目, 如“我擔心其他同學會怎樣看待我”, 采用4點評分, 1代表“從不這樣”, 4代表“總是這樣”, 取 10道題的均分作為社交焦慮程度的指標, 分數(shù)越高表明社交焦慮水平越高。該量表已在我國流動兒童中得到應(yīng)用(藺秀云等, 2009), 具有良好的信效度。在本研究中, 4次測量的內(nèi)部一致性信度依次為0.86、0.86、0.89、0.90。

2.2.3 抑郁

采用自評兒童抑郁量表(CES-DC; Fendrich,Weissman, & Warner, 1990), 共20題, 如“對我來說,開始著手做一些事情很難”, 采用4點評分, 1代表“沒有”, 4代表“總是如此”, 分數(shù)越高, 表明被試抑郁水平越高。該量表已在我國兒童青少年群體中得到廣泛應(yīng)用, 具有良好的信效度(袁曉嬌等, 2012)。本研究中, 4次測量的內(nèi)部一致性信度分別為0.82、0.84、0.85、0.86。

2.2.4 孤獨感

采用Asher等人于1984年編制的孤獨感量表(Loneliness Scale, LS)中文版測量流動兒童的孤獨感(Asher, Hymel, & Renshaw, 1984)。該量表包括16個孤獨項目和8個關(guān)于個人愛好的插入項目, 因子分析表明插入項目與負荷與單一因子上的 16個孤獨項目無關(guān)。題目采用5點評分, 1代表“完全符合”,5代表“完全不符合”, 分數(shù)越高, 表示孤獨感越強。該量表已在我國兒童青少年群體中得到廣泛應(yīng)用(紀林芹等, 2011; Chen et al., 2014), 具有良好的信效度。在本研究中, 4次測量的內(nèi)部一致性信度分別為 0.83、0.87、0.87、0.87。

2.3 研究程序

在征得學校領(lǐng)導和被試本人知情同意后, 以班級為單位進行4次團體施測, 被試在約定的自習課時間統(tǒng)一參加問卷填寫, 并當場收回問卷, 4次施測的內(nèi)容和程序完全一致。施測時, 每個班級配備1～2名主試, 負責向被試詳細講解指導語(說明本次測查的目的和意義; 強調(diào)保密、答案無對錯之分、獨立作答等原則)、例題及處理可能出現(xiàn)的問題, 并對施測過程進行質(zhì)量監(jiān)控。主試均為經(jīng)過統(tǒng)一培訓(培訓內(nèi)容包括指導語、問卷內(nèi)容和施測中的職責、注意事項等)的心理學專業(yè)研究生。被試完成全部問卷約需40 min, 完成問卷后每個被試將獲得一份小禮品。

2.4 共同方法偏差的控制與檢驗

由于采用自我報告法收集數(shù)據(jù)可能會導致共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004), 因此, 根據(jù)有關(guān)研究的建議, 首先重點從程序方面進行了控制, 具體包括采用信效度較高的成熟量表作為測量工具、保護被試的匿名性、適當變換不同問卷的指導語和計分方式、部分條目使用反向計分等, 從而對共同方法偏差的來源進行嚴格控制。

其次, 在數(shù)據(jù)收集完成后, 采用 Harman單因子檢驗法分別對4次施測的共同方法偏差進行檢驗,結(jié)果表明：在4次測量中, 特征值大于1的因子總數(shù)依次為15、17、15、17個, 且第一個因子解釋的變異量依次為22.39%、22.30%、25.59%、25.39%,均小于40%的臨界標準, 說明4次測量中共同方法偏差均不明顯。

2.5 數(shù)據(jù)分析策略

首先, 采用SPSS 18.0對同伴侵害進行描述性統(tǒng)計分析, 考察在基線測查中, 流動兒童的同伴侵害的發(fā)生率的特點, 及人口學變量對同伴侵害和內(nèi)化問題的作用。第二, 采用皮爾遜相關(guān)分析, 考察同伴侵害與社交焦慮、抑郁、孤獨感三種內(nèi)化問題在4次測查中的相關(guān)關(guān)系。第三, 基于相關(guān)分析結(jié)果, 采用交叉滯后模型, 分別考察同伴侵害與 3種內(nèi)化問題之間的循環(huán)作用模式。其中, 同伴侵害為潛變量, 將 4個分維度作為其觀測指標。第四, 采用多組比較結(jié)構(gòu)方程模型, 檢驗同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用模式在公立學校流動兒童和打工子弟學校流動兒童中的差異。為了更完整地保留所有的被試信息, 本研究將所有426名被試均納入分析中, 并根據(jù)Duncan等的建議(Duncan, Duncan, & Li,1998), 采用全信息最大似然法(full information maximum likelihood, FIML)程序處理缺失值。本研究中所有模型估計均采用穩(wěn)健極大似然估計(robust maximum likelihood estimator, MLR)方法。

3 結(jié)果分析

3.1 流動兒童同伴侵害和內(nèi)化問題的特點

3.1.1 流動兒童同伴侵害的基線發(fā)生率分析

參考張文新等(2009)的研究, 對基線數(shù)據(jù)(T1)中各類同伴侵害的發(fā)生率和嚴重程度進行分析, 在同伴侵害的各因子上, 得分為 1(從未發(fā)生過)的兒童歸為“未受侵害兒童”, 得分大于1但小于3(有時發(fā)生)的兒童歸為“較少受侵害兒童”, 得分在3及以上者歸為“頻繁受侵害兒童”。3類兒童的百分比見表1。結(jié)果顯示, 在第一次測量中, 有過身體侵害、關(guān)系侵害、言語侵害、財務(wù)侵害經(jīng)歷的流動兒童比例分別為 76.5%、71.4%、77.8%、63.2%。且在 4種侵害中, 頻繁受身體侵害的比例最高, 為13.5%。

表1 基線測查中不同程度受侵害流動兒童的百分比(%)

表2 流動兒童同伴侵害和內(nèi)化問題在基線測查(T1)時的特點

3.1.2 基線測查中流動兒童的同伴侵害和內(nèi)化問題的特點

在基線時, 不同學校類型、性別、年級的流動兒童的同伴侵害和內(nèi)化問題的平均數(shù)和標準差見表2。采用獨立樣本t檢驗考察兩類流動兒童(打工子弟學校流動兒童和公立學校流動兒童)的差異,結(jié)果發(fā)現(xiàn), 打工子弟學校的流動兒童在言語侵害、財務(wù)侵害和3種內(nèi)化問題上的得分均顯著高于公立學校流動兒童(ts > 2.63,p< 0.01)。

以性別(男、女)、年級(四年級、五年級)為自變量, 以同伴侵害的 4個維度為因變量進行MANOVA分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在同伴侵害方面, 性別的主效應(yīng)顯著, Wliks’ λ=0.94,F(4, 413)=6.93,p<0.001, η2=0.06; 年級的主效應(yīng)顯著, Wliks’ λ=0.97,F(4, 413)=2.79,p< 0.05, η2=0.03。進一步的方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 性別差異主要表現(xiàn)為男生的身體侵害水平顯著高于女生,F(1, 420)=11.37,p<0.01,η2=0.03; 身體侵害的年級差異邊緣顯著,F(1, 420)=3.20,p=0.07, η2=0.01, 即四年級的身體侵害水平高于五年級。

以性別(男、女)、年級(四年級、五年級)為自變量, 分別以社交焦慮、抑郁和孤獨感為因變量進行 UNIANOVA分析, 結(jié)果僅發(fā)現(xiàn)在孤獨感上, 年級差異的主效應(yīng)邊緣顯著,F(1, 422)=3.29,p=0.07, η2=0.01, 四年級的孤獨感水平低于五年級。

此外, 采用相關(guān)分析考察流動性、SES對同伴侵害和內(nèi)化問題的作用, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 4種同伴侵害、社交焦慮、抑郁和孤獨感與流動性的相關(guān)均顯著,但僅有孤獨感與SES的相關(guān)顯著(見表2)。

3.2 同伴侵害與內(nèi)化問題的關(guān)系

3.2.1 同伴侵害與內(nèi)化問題的相關(guān)分析

皮爾遜相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 4次測查中同伴侵害各維度之間的兩兩相關(guān)均呈顯著正相關(guān), 相關(guān)系數(shù)在0.23～0.76 (ps < 0.01)之間; 社交焦慮、抑郁和孤獨感兩兩之間均呈顯著正相關(guān), 相關(guān)系數(shù)在 0.31～0.71 (ps < 0.01)之間; 同伴侵害與社交焦慮、抑郁和孤獨感兩兩之間均呈顯著正相關(guān), 相關(guān)系數(shù)分別在0.17～0.53 (ps < 0.01)之間, 滿足交叉滯后分析的前提假設(shè)。

3.2.2 同伴侵害與內(nèi)化問題的交叉滯后分析

基于相關(guān)分析, 建構(gòu)如圖所示的交叉滯后效應(yīng)模型, 分別考察同伴侵害與流動兒童的社交焦慮(圖1)、抑郁(圖2)、孤獨感(圖3)在4次測查中的相互作用。同時, 為了排除人口學變量和流動性的影響, 在模型中對性別(0=男, 1=女)、年級(0=四年級, 1=五年級)、SES和流動性進行控制, 設(shè)定4個控制變量同時預測4次測查中的各核心變量, 且在最終的模型中僅保留顯著預測的路徑(未在圖中畫出)。最終模型運行結(jié)果如下, 各項擬合指標均良好(見表 3)。

圖1 同伴侵害與社交焦慮的交叉滯后模型

圖2 同伴侵害與抑郁的交叉滯后模型

同伴侵害與社交焦慮的交叉滯后模型分析結(jié)果(圖1)顯示：(1) 性別和年級對T2的同伴侵害(β=?0.13,p< 0.001;β=?0.10,p< 0.05)具有顯著的預測作用, 流動性對 T1的同伴侵害和社交焦慮(β=0.20,p< 0.001;β=0.19,p< 0.001), 及T4的同伴侵害(β=0.09,p< 0.05)具有顯著預測作用。(2) 流動兒童的同伴侵害和社交焦慮都具有一定的穩(wěn)定性,即前測(Tn)的同伴侵害可以顯著預測后測(Tn+1)的同伴侵害, 前測的社交焦慮也能顯著預測后測的社交焦慮。(3) 進一步控制同伴侵害與社交焦慮在前測和后測的相關(guān)和穩(wěn)定性后, T2的社交焦慮可以顯著預測T3的同伴侵害(β=0.16,p< 0.05), T3的同伴侵害水平又顯著增加了T4的社交焦慮水平(β=0.16,p< 0.05), 其他交叉滯后路徑均不顯著。

圖3 同伴侵害與孤獨感的交叉滯后模型

表3 模型的各項擬合指標

同伴侵害與抑郁的交叉滯后模型(圖 2)顯示：(1) 性別對 T2 的同伴侵害(β=?0.12,p< 0.001), 年級對 T2 的同伴侵害(β=?0.11,p< 0.01)、T3 和 T4的抑郁(β=?0.09,p< 0.05;β=0.11,p< 0.01)具有顯著預測作用, 流動性對T1的同伴侵害和抑郁(β=0.20,p< 0.001;β=0.19,p< 0.001), 及T4的同伴侵害(β=0.10,p< 0.05)具有顯著預測作用。(2) 前測的同伴侵害顯著預測后測的同伴侵害, 前測的抑郁也能顯著預測后測的抑郁。(3) 進一步控制同伴侵害與抑郁在前后測的相關(guān)和穩(wěn)定性后, 流動兒童在T1的同伴侵害可以顯著預測其 T2時的抑郁水平(β=0.13,p< 0.05), T2的抑郁又可以顯著預測T3的同伴侵害(β=0.14,p< 0.05), T3的同伴侵害水平顯著正向預測T4的抑郁(β=0.27,p< 0.001), 其他交叉滯后路徑均不顯著。

同伴侵害與孤獨感的交叉滯后模型(圖3)顯示：(1) 性別對T2的同伴侵害和孤獨感(β=?0.13,p<0.01;β=?0.11,p< 0.01)及 T4 的孤獨感(β=?0.09,p< 0.05)具有顯著預測作用, 年級對T2的同伴侵害(β=?0.11,p< 0.01)具有顯著預測作用, SES 對 T3的孤獨感具有顯著預測作用(β=?0.12,p< 0.01),流動性對 T1的同伴侵害和孤獨感(β=0.21,p<0.001;β=0.23,p< 0.001)具有顯著預測作用。(2) 在控制了人口學變量和流動性后, 前測的同伴侵害顯著預測后測的同伴侵害, 前測的孤獨感也能顯著預測后測的孤獨感。(3) 進一步控制同伴侵害與孤獨感在前后測的相關(guān)和穩(wěn)定性后, T1的同伴侵害顯著預測T2的孤獨感, 同時T1的孤獨感也可以顯著預測 T2 的同伴侵害(β=0.12,p< 0.05;β=0.12,p< 0.05), T2的孤獨感可以顯著預測T3的同伴侵害(β=0.18,p< 0.01), T3的同伴侵害水平顯著預測T4的孤獨感(β=0.16,p< 0.05), 其他交叉滯后路徑均不顯著。

綜上, 在控制了流動兒童的性別、年級、SES和流動性后, 同伴侵害與社交焦慮、孤獨感、抑郁三種內(nèi)化問題的交叉模型分析結(jié)果部分支持了二者循環(huán)作用關(guān)系的假設(shè)。具體表現(xiàn)為：在T1到T2的時間間隔中, 同伴侵害與孤獨感為互為因果的相互作用關(guān)系, 同時同伴侵害還會增加半年后的抑郁,但對社交焦慮作用不顯著; 在T2到T4的時間間隔中, 同伴侵害和3種內(nèi)化問題的相互作用模式完全一致, 即T2時的社交焦慮、抑郁和孤獨感越高, 半年后(T3)的同伴侵害水平也越高, 進而增加一年后(T4)的社交焦慮、抑郁和孤獨感的水平。

3.2.3 同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用：兩類流動兒童的差異比較

采用多組比較結(jié)構(gòu)方程模型檢驗同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用在兩類流動兒童中的差異, 結(jié)果見表4。抑郁、孤獨感與同伴侵害的關(guān)系在兩類流動兒童中差異不顯著, 上述循環(huán)作用模式適用于兩類流動兒童。然而, 社交焦慮與同伴侵害的交叉滯后作用在兩類流動兒童中存在顯著差異, 進一步對6條交叉滯后路徑在兩組中的差異進行Wald檢驗發(fā)現(xiàn), 在T3同伴侵害預測T4社交焦慮的路徑系數(shù)上,打工子弟學校流動兒童顯著大于公立學校流動兒童(0.37 vs.0.08,p< 0.05), 且在公立學校流動兒童中此條路徑未達到顯著。

表4 兩類流動兒童在交叉滯后模型上的差異比較

4 討論

4.1 流動兒童同伴侵害和內(nèi)化問題的特點

本研究發(fā)現(xiàn), 70%以上的流動兒童有過同伴侵害經(jīng)歷, 這反映出同伴侵害現(xiàn)象在流動兒童中的普遍性, 而且還發(fā)現(xiàn)有 13.5%以上的流動兒童頻繁遭受同伴侵害。這一結(jié)果提示未來研究需對流動兒童同伴侵害現(xiàn)象更加重視, 尤其需要及時甄別和發(fā)現(xiàn)頻繁遭受同伴侵害的兒童(比例高達 13.5%), 對他們采取及時的、有效的干預和保護措施。

進一步的分析發(fā)現(xiàn), 男生的身體侵害顯著多于女生, 這與已有研究結(jié)論一致(張文新, 2002; 張文新等, 2009)。此外, 流動性大作為流動兒童的特殊性之一, 是增加其社交焦慮、孤獨感等問題的重要危險性因素(胡寧, 方曉義, 藺秀云, 劉楊, 2009;藺秀云等, 2009)。本研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)流動性越大,流動兒童同伴侵害與內(nèi)化問題也越多, 這與胡寧等(2009)的研究結(jié)果基本一致, 他們還發(fā)現(xiàn), 流動性越大, 流動兒童對自己在同伴關(guān)系中的地位的滿足感越低, 自我感知到的社交能力越差, 這也可以在一定程度上解釋他們的同伴侵害水平隨流動性的增加而增加的現(xiàn)象。因此, 采取一定措施減少流動兒童在城市生活的住房流動性(搬家)和學校流動性(轉(zhuǎn)學), 是減少他們的同伴侵害和內(nèi)化問題、促進他們建立良好同伴支持系統(tǒng)的有效措施之一。

4.2 流動兒童同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用

本研究發(fā)現(xiàn)社交焦慮、抑郁和孤獨感三種內(nèi)化問題與4類同伴侵害兩兩之間存在顯著正相關(guān), 表現(xiàn)為個體遭受的同伴侵害越多, 內(nèi)化問題也越多。這與已有研究結(jié)果一致, 如 Hawker和 Boulton(2000)對 23項橫向研究進行元分析結(jié)果也發(fā)現(xiàn)同伴侵害與內(nèi)化問題的各項指標具有顯著正相關(guān), 并且在不同群體和不同測量方法前提下, 同伴侵害與社交焦慮、抑郁等內(nèi)化問題仍保持較高程度的相關(guān)。此外, 國內(nèi)普通兒童青少年群體中的一些研究結(jié)果也與此一致(劉娟, 陳亮, 紀林芹, 王姝瓊, 張文新, 2011; 劉俊升, 趙燕, 2013; 張文新等, 2009)。

在證實同伴侵害與內(nèi)化問題正相關(guān)的基礎(chǔ)上,本研究進一步采用交叉滯后設(shè)計的多次追蹤研究來探索二者的循環(huán)作用模式, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在 T1到T2的時間間隔中, 同伴侵害與孤獨感為相互作用關(guān)系, 同時同伴侵害還會增加半年后的抑郁, 而在T2到T4的時間間隔中, T2時的內(nèi)化問題越多, 半年后(T3)的同伴侵害水平也越高, 而且會反過來增加一年后(T4)的內(nèi)化問題, 該結(jié)果部分支持了同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用假設(shè)。這與以往在普通兒童群體中的追蹤研究元分析結(jié)果一致(Reijntjes et al., 2010)。一些縱向?qū)嵶C研究也支持了本研究的這一觀點, 例如, 有研究采用交叉滯后的方法探討了蘇格蘭青少年經(jīng)歷的同伴侵害和抑郁之間的因果關(guān)系, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 二者是互為因果的相互作用關(guān)系, 且在11歲到13歲的兩年中同伴侵害對抑郁的預測作用更大, 在13歲到15歲期間, 則是抑郁對同伴侵害的預測作用更大(Sweeting, Young, West,& Der, 2006)?？梢? 兒童的同伴侵害經(jīng)歷既是其內(nèi)化問題增加的重要危險因素, 又是高內(nèi)化問題所導致的不良結(jié)果。一方面, 受侵害的不利狀況會增加流動兒童內(nèi)心的焦慮、抑郁等內(nèi)化問題表現(xiàn)。另一方面, 兒童內(nèi)化問題水平的升高, 使得他們表現(xiàn)出更多退縮、順從的行為, 缺乏果斷性, 也缺少同伴支持, 從而容易遭受同伴的攻擊, 且面對攻擊時的順從反應(yīng)也會進一步強化他們的受侵害地位(Hanish & Guerra, 2000; Schwartz et al., 2001), 從而形成一個惡性循環(huán)。

同時, 上述循環(huán)作用模式也在一定程度上體現(xiàn)出兒童自身在循環(huán)中的核心作用, 如果兒童在遭到同伴侵害后采取合理的措施(如尋求幫助等), 而不是表現(xiàn)為內(nèi)化問題, 可能之后的同伴侵害就會減少,惡性循環(huán)就會轉(zhuǎn)變?yōu)榱夹匝h(huán)?？梢? 環(huán)境會影響個體, 個體也會影響環(huán)境, 而二者相互作用的模式/方式在一定程度上是由兒童自身決定的(Lerner,2006)。因此, 在未來針對流動兒童同伴侵害問題的預防和干預中, 也可以同時從這兩個方面入手, 并聚焦在兒童自身的核心作用上, 打破惡性循環(huán)、構(gòu)建良性循環(huán)：在預防方面, 對表現(xiàn)出一定程度的退縮、社交焦慮、抑郁等內(nèi)化問題的兒童, 及時給予心理疏導, 并授以情緒調(diào)節(jié)技能緩解內(nèi)化問題, 從而降低同伴侵害發(fā)生的可能性; 在干預方面, 對已經(jīng)遭受過同伴侵害的兒童, 給予適當人際技能訓練,教會他們一些實用的自我保護措施, 阻斷同伴侵害的持續(xù)發(fā)生, 同時也要做好其內(nèi)化問題的預防工作。

而且, 前人研究發(fā)現(xiàn)打工子弟學校流動兒童內(nèi)化問題上均比公立學校流動兒童更為嚴重(胡寧等,2009; 藺秀云等, 2009), 本研究的結(jié)果也支持了該結(jié)論, 且發(fā)現(xiàn)在同伴侵害問題上打工子弟學校流動兒童也更嚴重。然而, 在二者的關(guān)系模式上, 抑郁和孤獨感與同伴侵害的循環(huán)作用模型可以完全適用于兩類流動兒童, 不受學校類型的影響, 這也充分體現(xiàn)了抑郁和孤獨感與同伴侵害關(guān)系模型的穩(wěn)定性。但在社交焦慮與同伴侵害的模型中則發(fā)現(xiàn)兩類流動兒童的差異, 即T3同伴侵害預測T4社交焦慮的路徑上打工子弟學校流動兒童顯著高于公立學校流動兒童。這說明, 在打工子弟學校, 同伴侵害更容易引起流動兒童的社交焦慮。這可能是因為,公立學校的校園環(huán)境、師資力量等資源比打工子弟學校更優(yōu)越, 公立學校流動兒童在受歧視體驗方面也相對較低, 群體成員身份自尊和內(nèi)在群體自尊較高(范興華等, 2012; 藺秀云等, 2009; 劉霞, 趙景欣,申繼亮, 2013; 申繼亮等, 2015), 這對受到同伴侵害的流動兒童具有很好的保護作用, 從而減少之后出現(xiàn)害怕否定評價和社交回避等社交焦慮問題的可能性。同時, 也從側(cè)面體現(xiàn)了成長環(huán)境對流動兒童的重要性。

此外, 本研究證實了社交焦慮、抑郁和孤獨感在模型中的差異, 主要體現(xiàn)在 T1到 T2時間段里,具體為：同伴侵害與社交焦慮沒有顯著關(guān)系, 相反,與孤獨感是相互預測的關(guān)系, 而在抑郁上則表現(xiàn)為T1的同伴侵害可以顯著預測T2的抑郁。這與已有研究結(jié)論基本一致, 如Hawker和Boulton (2000)的元分析研究發(fā)現(xiàn), 同伴侵害與抑郁的關(guān)系最為緊密,與社交焦慮的關(guān)系最弱。本研究確實發(fā)現(xiàn)了, 社交焦慮與同伴侵害在T1到T2時沒有顯著作用, 但同伴侵害可以顯著預測抑郁。Vaillancourt, Brittain,McDougall和Duku (2013)的研究也發(fā)現(xiàn), 在多種內(nèi)化問題中, 抑郁與同伴侵害的長期相互預測作用最強。另外, 值得一提的是, 與社交焦慮和抑郁不同,本研究發(fā)現(xiàn), 在T1到T2這半年中, 同伴侵害與孤獨感呈顯著的相互預測作用?？梢? 在流動兒童中,可能同伴侵害與孤獨感的作用才是更穩(wěn)定的。這一結(jié)果與上述元分析的結(jié)果也有所不同, 他們發(fā)現(xiàn)孤獨感與同伴侵害的關(guān)系強度介于抑郁和社交焦慮之間(Hawker & Boulton, 2000)。這可能與流動兒童本身的特點有關(guān), 已有研究發(fā)現(xiàn), 流動兒童的孤獨感水平顯著高于城市兒童(藺秀云等, 2009), 他們?nèi)狈碜酝榈闹С? 面對同伴侵害無力反抗, 也缺少靈活應(yīng)對或自我保護的技能, 使其不斷遭受同伴侵害。而頻繁遭受同伴侵害的兒童, 同伴接納一般低于未受侵害兒童(張文新, 2002), 低同伴接納能顯著增加兒童的孤獨感(周宗奎, 趙冬梅, 孫曉軍, 定險峰, 2006), 從而形成惡性循環(huán)。這對實踐的啟示是, 要聚焦于如何打破這種惡性循環(huán)的發(fā)生,對那些遭受過同伴侵害的兒童, 要加強保護, 并注重對其孤獨感和抑郁等情緒問題的預防, 同時, 應(yīng)特別關(guān)注那些已出現(xiàn)孤獨感和抑郁情緒的兒童, 對其進行有針對性的疏導和干預。

總之, 本研究第一次在4個時間點的交叉滯后模型中發(fā)現(xiàn)了同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用, 且相對社交焦慮而言, 抑郁和孤獨感與同伴侵害的循環(huán)作用關(guān)系更穩(wěn)定, 部分支持了循環(huán)作用假設(shè), 為未來的研究奠定了一定的基礎(chǔ)。

4.3 本研究的貢獻、局限性及未來研究的展望

本研究通過4次的連續(xù)追蹤研究, 采用多時間點的交叉滯后分析, 部分證實了我國流動兒童群體中, 同伴侵害與內(nèi)化問題的循環(huán)作用模式, 豐富了已有兒童發(fā)展的理論。同時, 也在某種程度上反映出兒童自身在這種循環(huán)作用中的核心地位。這一發(fā)現(xiàn)提示, 在未來的干預研究中, 可以同時從減少同伴侵害和兒童本身的內(nèi)化問題兩個方面入手, 聚焦于提升兒童自身的作用, 特別關(guān)注那些已經(jīng)表現(xiàn)出抑郁或孤獨感的流動兒童, 打破惡性循環(huán)。

盡管如此, 本研究仍存在以下不足：一是, 雖然追蹤次數(shù)較多, 但追蹤持續(xù)時間依然較短, 未來可進行更長期的追蹤研究, 深入全面地反映二者的動態(tài)關(guān)系及兒童不同發(fā)展階段的具體特征; 二是,本研究樣本量較少, 流失率較高, 可能在一定程度上降低了本研究結(jié)果的穩(wěn)定性和代表性。未來研究需選取更大、更具代表性的樣本, 并將普通城市兒童和農(nóng)村兒童納入研究中進行對比, 以便在比較研究中更加凸顯流動兒童的特殊性; 三是, 本研究樣本均取自北京地區(qū), 考慮到地區(qū)差異的影響, 不同地區(qū)流動兒童的內(nèi)化問題和同伴侵害的發(fā)生率及其嚴重程度可能有一定的差異, 因而將該結(jié)果進行推廣時需更加謹慎。

5 結(jié)論

本研究得到如下結(jié)論：

(1) 基線測量中, 77.8%以上的流動兒童曾遭受過同伴侵害, 13.5%以上的流動兒童頻繁受侵害。打工子弟學校流動兒童的同伴侵害與內(nèi)化問題水平比公立學校流動兒童更高, 且流動兒童流動性越大,同伴侵害和內(nèi)化問題越多, 男生的身體侵害水平顯著高于女生。

(2) 控制性別、年級、SES和流動性后, 同伴侵害與社交焦慮、抑郁、孤獨感三種內(nèi)化問題呈循環(huán)作用模式, 其中同伴侵害與抑郁、孤獨感的關(guān)系更穩(wěn)定。

(3) 抑郁、孤獨感與同伴侵害的循環(huán)作用在兩類流動兒童中具有較強的穩(wěn)定性, 而在同伴侵害和社交焦慮的模型中, 打工子弟學校流動兒童的同伴侵害對社交焦慮的作用比公立學校流動兒童更大。

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