家庭功能對(duì)青少年早期外化問(wèn)題行為的影響：心理韌性的中介作用和性別的調(diào)節(jié)作用 *

王秋英 黃巧敏 劉曉鳳 遲新麗

(1 深圳市教育科學(xué) 研究院，深圳 518001) (2 深 圳大學(xué)法學(xué)院，深 圳 518060) (3 深 圳大學(xué)心理學(xué)院，深圳 518060)(4 深圳大學(xué)生 活方式與心理健康 研究中心，深圳 518060)

1 引言

青少年階段是兒童向成人過(guò)渡的關(guān)鍵時(shí)期，也是各種外化問(wèn)題的高發(fā)期（Vitória, Salgueiro, &Silva, 2011），相較于兒童時(shí)期，青少年早期是吸煙、飲酒、逃學(xué)等外化問(wèn)題行為急劇增加的時(shí)期（常淑敏, 張麗婭, 王玲曉, 2019; Huang, Lanza,Murphy, & Hser, 2012）。研究發(fā)現(xiàn)，青少年早期外化問(wèn)題嚴(yán)重影響青少年的健康發(fā)展，如學(xué)業(yè)、心理健康等（Hishinuma, Chang, McArdle, & Hamagami,2012; Jun & Choi, 2015）。因此，考察青少年早期的外化問(wèn)題行為及其影響因素尤為重要，為制定有針對(duì)性的青少年外化問(wèn)題行為干預(yù)方案提供實(shí)證依據(jù)和理論框架。

同時(shí)，青少年早期也是個(gè)體品格塑造、能力培養(yǎng)和積極發(fā)展的關(guān)鍵期（王艷輝等, 2017）。鑒于此，大量研究以發(fā)展資源框架（developmental assets framework）為視角，探討如何減少或預(yù)防青少年的外化問(wèn)題行為，從而促進(jìn)其積極發(fā)展（常淑敏, 張麗婭, 王玲曉, 2019; Theokas & Lerner,2006）。發(fā)展資源是指能夠有效促進(jìn)青少年獲得健康發(fā)展結(jié)果的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)、關(guān)系、技能和價(jià)值觀（Benson, Leffert, Scales, & Blyth, 1998），其主要包括外部資源（如家庭環(huán)境）和內(nèi)部資源（如心理韌性）兩部分。研究證實(shí)，青少年獲得的資源數(shù)量越多，其發(fā)展就越好，外化問(wèn)題行為就越少（Theokas & Lerner, 2006）。毋庸置疑，家庭是青少年發(fā)展的重要外部資源，良好的家庭功能，如高水平的愛(ài)和支持、積極溝通、行為管教等（Benson, 2006），有利于促進(jìn)個(gè)體的健康發(fā)展，并減少外化問(wèn)題行為的發(fā)生率（王冰, 田錄梅, 董鑫月, 2018; 王素華, 李新影, 陳杰, 2014）。而不良的家庭功能，如親子沖突、父母婚姻沖突等會(huì)損害青少年的心理資源，導(dǎo)致各種外化問(wèn)題行為（劉玲玲, 田錄 梅, 郭 俊杰, 2019; Pettit, Laird, Dodge,Bates, & Criss, 2001）。由此可見(jiàn)，家庭功能受損是青少年外化問(wèn)題行為的一個(gè)重要預(yù)測(cè)因素。

心理韌性動(dòng)態(tài)模型（framework of resilience in action）表明，青少年獲得良好的外部資源后會(huì)促成其內(nèi)部資源（如心理韌性）的養(yǎng)成（李海壘, 張文新, 2006），進(jìn)一步促進(jìn)其健康發(fā)展。心理韌性是個(gè)體在面臨逆境、壓力、挫折等消極經(jīng)歷中恢復(fù)并能良好適應(yīng)生活的“反彈能力”（Garmezy,1991）。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，良好的親子關(guān)系和家庭功能有利于促進(jìn)孩子心理韌性的發(fā)展（Lu, Yuan, Lin,Zhou, & Pan, 2017），而長(zhǎng)期暴露在不良家庭環(huán)境的青少年，其心理韌性可能會(huì)受損，從而無(wú)法順利應(yīng)對(duì)外界的負(fù)面影響，進(jìn)而出現(xiàn)外化問(wèn)題。家庭各子系統(tǒng)沖突越多，青少年心理韌性水平就越低（范航, 朱轉(zhuǎn), 苗靈童, 劉燊, 張林, 2018）。同時(shí)，心理韌性顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年的外化問(wèn)題行為（Lee & Choi, 2014），如攻擊行為、違紀(jì)行為、違法行為等（郭黎巖, 陳晨, 2015; 林忠永, 楊新國(guó),2018）。此外，研究也發(fā)現(xiàn)，心理韌性在家庭因素（如父母支持、親子依戀）與青少年外化問(wèn)題行為（如違規(guī)行為、攻擊行為）中起中介作用（陳燕, 2019; 徐明津, 楊新國(guó), 2020）。基于此，本研究推測(cè)，心理韌性在家庭功能與青少年外化問(wèn)題行為的關(guān)系中起中介作用。

進(jìn)一步來(lái)看，不同性別群體在家庭功能、心理韌性與外化問(wèn)題行為的關(guān)系上是否存在差異？個(gè)體-環(huán)境交互作用理論認(rèn)為，個(gè)體的發(fā)展結(jié)果是由個(gè)體特質(zhì)因素與環(huán)境的交互作用決定的（Lerner,Lerner, Almerigi, & Theokas, 2006）。一般而言，女生進(jìn)入青春期后，比男生所承受的來(lái)自生理發(fā)育、學(xué)校適應(yīng)、社會(huì)規(guī)范等各方面的壓力更多（生笑笑, 李靜雅, 牛驊, 王美芳, 2019; 張春陽(yáng), 余萌, 王建平, 2019），以及青春期女生本身的易感性特點(diǎn)（陳程, 陳方方, 劉曉宇, 楊一飛, 吳明飛, 2020），導(dǎo)致女生對(duì)周?chē)h(huán)境（特別是家庭環(huán)境）更為敏感，從而影響其心理韌性的發(fā)展。但當(dāng)家庭功能良好，如隨著社會(huì)支持（包括父母支持）的增加，女生的心理韌性水平提升更快（葉寶娟, 鄭清, 孫慶民, 周全, 丁丹東, 2016）。因此，本研究推測(cè)，相比男生，家庭功能對(duì)女生心理韌性的影響更大。此外，由于男生的睪酮分泌水平比女生高，導(dǎo)致男生與女生面對(duì)沖突和外部壓力的應(yīng)對(duì)方式可能不一致，男生可能更傾向于采取外化行為應(yīng)對(duì)和宣泄壓力，如喝酒、打架、吸煙等方式（馮永輝,彭運(yùn)石, 2017），而女生可能選擇情緒內(nèi)化和傾訴的方式應(yīng)對(duì)，已有研究發(fā)現(xiàn)，母子依戀對(duì)青少年男性犯罪風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用更大（Cota-Robles &Gamble, 2006）?；诖耍狙芯客茰y(cè)，相比女生，家庭功能對(duì)男生外化問(wèn)題行為的影響更大。

綜上所述，本研究提出一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型（參見(jiàn)圖1）以探討家庭功能與青少年外化問(wèn)題行為的關(guān)系。具體如下，假設(shè)1：家庭功能負(fù)向預(yù)測(cè)青少年外化問(wèn)題行為；假設(shè)2：心理韌性在家庭功能和青少年外化問(wèn)題行為的關(guān)系中起中介作用；假設(shè)3：性別在家庭功能對(duì)青少年外化問(wèn)題行為直接路徑和家庭功能對(duì)青少年心理韌性的路徑上起調(diào)節(jié)作用。

圖1 家庭功能、心理韌性、青少年外化問(wèn)題行為及性別關(guān)系的假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用整群隨機(jī)抽樣的方法，于2016 年10 月—11 月，抽取深圳市五所中學(xué)的初一學(xué)生，去除無(wú)效被試數(shù)據(jù)，剩余有效被試1284 名（95%）。本研究對(duì)缺失數(shù)據(jù)采用SPSS 中的EM 算法進(jìn)行處理。其中男生為663 名，女生621 名；被試的平均年齡為12.46 歲（SD=0.62 歲），11～15 歲的被試分別為23 名、709 名、484 名、56 名、3 名，還有9 名被試未報(bào)告年齡；156 名來(lái)自農(nóng)村，958 名來(lái)自深圳市，169 名來(lái)自其它城市，1 名被試未報(bào)告生長(zhǎng)地；獨(dú)生子女492 名，非獨(dú)生子女792 名。

2.2 施測(cè)程序

本研究由心理學(xué)專(zhuān)業(yè)的碩士研究生及被測(cè)學(xué)校的心理老師擔(dān)任主試，測(cè)試前首先進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)，確保每位主試充分了解測(cè)試的要求和注意事項(xiàng)。其次，發(fā)放知情同意書(shū)。最后，對(duì)同意參加本研究的被試在課堂上以班級(jí)施測(cè)的方式進(jìn)行，測(cè)試時(shí)間約為20 分鐘，問(wèn)卷完成后當(dāng)場(chǎng)回收。

2.3 工具

2.3.1 家庭功能量表

采用由Shek（2002）編制的適合中國(guó)文化背景下的家庭功能量表，包括相互關(guān)系、溝通與適應(yīng)、沖突與和諧三個(gè)維度，共9 個(gè)項(xiàng)目，采用1～5 級(jí)計(jì)分（1 為“非常不相似”，5 為“非常相似”）。量表得分為所有項(xiàng)目得分加總之后的平均分，均值越高，家庭功能越健全。以往研究已證實(shí)該量表在青少年群體中具有良好的信效度（Leung & Shek, 2016），本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。

2.3.2 心理韌性量表

采用中國(guó)文化背景下的積極青少年發(fā)展量表的心理韌性分量表（Shek & Sun, 2007），共3 個(gè)項(xiàng)目。采用1～6 級(jí)計(jì)分（1 為“非常不同意”，6 為“非常同意”），量表得分為所有項(xiàng)目得分加總之后的平均分，均值越高表明心理韌性越好。以往研究已證實(shí)該量表在青少年群體中具有良好的信效度（Shek, Chi, & Lin, 2016）。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.76。

2.3.3 青少年外化問(wèn)題行為量表

使用青少年危險(xiǎn)行為評(píng)定量表（白潔, 2007）中的外向性行為問(wèn)題子量表，包括暴力行為、不服管教、偷竊、逃學(xué)和逃家四個(gè)維度，12 個(gè)項(xiàng)目均按1～5 級(jí)計(jì)分（1 為“從來(lái)沒(méi)有”，5 為“一直以來(lái)就這樣”），總分越高，外化問(wèn)題行為就越嚴(yán)重。本研究中，該量表結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=5.51，CFI=0.92，TLI=0.89，RMSEA=0.06，SRMR=0.04，其Cronbach’s α 系數(shù)為0.78。

2.4 統(tǒng)計(jì)分析

首先，將數(shù)據(jù)錄入計(jì)算機(jī)后，采用SPSS22.0進(jìn)行因子分析對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)單因素方差分析考察青少年外化問(wèn)題在人口學(xué)變量上的差異；其次，通過(guò)皮爾遜相關(guān)分析考察各個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系；最后，使用SPSS-PROCESS程序?qū)π睦眄g性在家庭功能和青少年外化問(wèn)題行為之間的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以及檢驗(yàn)性別在中介模型前半路徑和直接路徑中的調(diào)節(jié)作用。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

采用被試自我報(bào)告方式收集數(shù)據(jù)，可能會(huì)存在共同方法偏差，因此，在程序上采用了被試匿名填寫(xiě)問(wèn)卷、部分項(xiàng)目使用反向題等進(jìn)行相應(yīng)控制。采用Harman 單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，測(cè)量特征值根大于1 的因子有6 個(gè)，且第一個(gè)因子解釋的變異量為25.64%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)（熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪,孫配貞, 2012），說(shuō)明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 青少年外化問(wèn)題行為在人口學(xué)變量上的差異

以人口學(xué)變量（性別、年齡、是否獨(dú)生子女、生源地）為自變量，外化問(wèn)題行為為因變量進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果表明（參見(jiàn)表1），在外化問(wèn)題行為上存在顯著的性別差異，男生的外化問(wèn)題行為水平顯著高于女生。被試年齡在外化問(wèn)題行為上存在顯著差異，15 歲被試的外化問(wèn)題行為顯著高于11 歲、12 歲的被試，13 歲被試的外化問(wèn)題行為顯著高于12 歲的被試，12 歲被試的外化問(wèn)題顯著高于11 歲的被試。是否獨(dú)生子女在外化問(wèn)題行為上存在顯著差異，非獨(dú)生子女的外化問(wèn)題行為顯著高于獨(dú)生子女。生源地不同的被試外化問(wèn)題行為無(wú)顯著差異。

3.3 家庭功能、心理韌性和青少年外化問(wèn)題行為的偏相關(guān)分析

在差異檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，控制外化問(wèn)題行為有顯著差異的人口學(xué)變量，即把性別、年齡、是否獨(dú)生子女作為控制變量，進(jìn)行偏相關(guān)分析，結(jié)果如表2 所示，家庭功能與心理韌性呈顯著正相關(guān)（r=0.39,p＜0.001），家庭功能與青少年外化問(wèn)題行為顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.40,p＜0.001），心理韌性與青少年外化問(wèn)題行為顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.29,p＜0.001）。

表2 家庭功能、心理韌性及青少年外化問(wèn)題行為的偏相關(guān)分析

3.4 家庭功能和青少年外化問(wèn)題行為的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

首先，檢驗(yàn)心理韌性在家庭功能與青少年外化問(wèn)題行為之間是否起中介作用。在控制年齡、性別、是否獨(dú)生子女后，以家庭功能為自變量，外化問(wèn)題行為為因變量，心理韌性為中介變量，采用Hayes（2013）的SPSS-PROCESS 程序進(jìn)行模型4 分析，結(jié)果見(jiàn)表3：未納入中介變量時(shí)，家庭功能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年外化問(wèn)題行為（β=-0.39,t=-15.50,p＜0.001）。納入中介變量后，家庭功能顯著正向預(yù)測(cè)心理韌性（β=0.4 0,t=1 5.2 1,p＜0.001），心理韌性顯著負(fù)向預(yù)測(cè)外化問(wèn)題行為（β=-0.16,t=-5.85,p＜0.001），同時(shí)，家庭功能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)外化問(wèn)題行為（β=-0.33,t=-12.15,p＜0.001），說(shuō)明心理韌性在家庭功能和外化問(wèn)題行為中起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的15.89%。綜上所述，家庭功能不僅可以直接影響青少年外化問(wèn)題行為，還可以通過(guò)心理韌性間接影響青少年外化問(wèn)題行為。假設(shè)1 和假設(shè)2 得到支持。

表3 中介模型檢驗(yàn)

其次，檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介模型。在控制年齡、是否獨(dú)生子女后，以家庭功能為自變量，外化問(wèn)題行為為因變量，心理韌性為中介變量，性別為調(diào)節(jié)變量，在SPSS-PROCESS3.0（Hayes,2013）中，使用模型8 進(jìn)一步考察性別是否調(diào)節(jié)中介模型的前半段路徑和直接路徑。結(jié)果如表4 所示，家庭功能與性別的交互作用對(duì)心理韌性的預(yù)測(cè)作用顯著（β=-0.10,t=-1.97,p＜0.05），家庭功能與性別的交互作用對(duì)青少年外化問(wèn)題行為的預(yù)測(cè)作用顯著（β=-0.14,t=-2.73,p＜0.01）。因此，中介模型的前半路徑及直接路徑均受到性別的調(diào)節(jié)。假設(shè)3 得到支持。

表4 性別的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

最后，為揭示其具體調(diào)節(jié)作用，進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)。圖2 表明，家庭功能對(duì)于女生心理韌性預(yù)測(cè)作用（β=0.45,t=11.84,p＜0.001）顯著高于男生（β=0.35,t=9.85,p＜0.001），表明家庭功能對(duì)女生的心理韌性影響更大。圖3 表明，家庭功能對(duì)男生外化問(wèn)題行為的預(yù)測(cè)作用（β=-0.39,t=-11.12,p＜0.001）顯著高于女生（β=-0.26,t=-6.64,p＜0.001），表明家庭功能對(duì)男生的外化問(wèn)題行為影響更大。

圖2 性別對(duì)家庭功能和心理韌性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 性別對(duì)家庭功能和青少年外化問(wèn)題行為的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 家庭功能對(duì)青少年外化問(wèn)題行為的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年的外化問(wèn)題行為，這與以往的研究結(jié)果一致（王冰等, 2018）。家庭是個(gè)體成長(zhǎng)的重要環(huán)境，家庭功能發(fā)揮良好時(shí)能夠及時(shí)阻止孩子參與外化問(wèn)題行為。此外，親子溝通良好、情感交流較多，孩子能夠感受父母的溫暖，也有利于培養(yǎng)孩子的積極情緒，減少或避免不良行為（王素華等, 2014）。而家庭功能發(fā)揮不良，如家庭沖突較多、父母經(jīng)常懲罰孩子，會(huì)促使孩子學(xué)習(xí)“不好的榜樣”，孩子會(huì)不自覺(jué)地模仿父母的行為，更容易使用消極的方式回?fù)羲说墓粜袨椋_貴明, 2008）。

4.2 心理韌性的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能既可以直接影響青少年的外化問(wèn)題行為，也可以通過(guò)影響心理韌性間接影響青少年的外化問(wèn)題行為。良好的家庭功能作為青少年發(fā)展的重要外部資源，能夠促進(jìn)青少年內(nèi)部資源的發(fā)展（如心理韌性）（Lu et al., 2017）。具體來(lái)說(shuō)，良好家庭功能如親子關(guān)系良好、家庭凝聚力強(qiáng)， 不僅為青少年提供情感支持（Schweitzer, Greenslade, & Kagee, 2007），也使青少年對(duì)未來(lái)保持樂(lè)觀和自信，有利于青少年從容應(yīng)對(duì)挫折、逆境，進(jìn)一步提升其心理韌性水平。相反，當(dāng)家庭功能發(fā)揮不良，如家庭成員沖突，青少年會(huì)感知到不安與無(wú)助，心理彈性就會(huì)下降，可能會(huì)導(dǎo)致青少年出現(xiàn)攻擊、違紀(jì)行為等外化問(wèn)題行為（陳燕, 2019; 楊繼平, 王興超, 2011）。研究提示，改善家庭功能，為青少年發(fā)展提供良好的外部資源，并重視培養(yǎng)青少年的內(nèi)部資源，促進(jìn)青少年的心理韌性發(fā)展，以上措施可以有效預(yù)防或減少外化問(wèn)題行為的發(fā)生。

4.3 性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn)，性別在家庭功能與心理韌性間，及家庭功能與青少年外化問(wèn)題行為間起調(diào)節(jié)作用。具體而言，相比于男生，女生的心理韌性水平更容易受到家庭功能的影響。究其原因，可能是青少年在適應(yīng)自身環(huán)境、面臨的壓力方面存在性別差異（Perry & Pauletti, 2011），青春期早期的女生不僅面臨來(lái)自個(gè)體生理變化的煩惱、生理激素的波動(dòng)。還面臨來(lái)自學(xué)校適應(yīng)、人際關(guān)系方面的壓力，因此，當(dāng)家庭沖突、親子關(guān)系不良時(shí)，女生比男生更容易察覺(jué)到家庭成員之間的沖突、不愉快，對(duì)負(fù)面情緒的回憶和反芻更多，長(zhǎng)期處于不安全感、自信心低下的狀態(tài)，也無(wú)法從家庭中得到支持來(lái)應(yīng)對(duì)壓力和沖突，從而導(dǎo)致女生的心理資源（如心理韌性）受損更嚴(yán)重，心理韌性水平下降更快。

此外，相比于女生，家庭功能對(duì)男生外化問(wèn)題行為的影響更大。相比女生，男生的身體力量更強(qiáng)，當(dāng)遇到關(guān)系沖突時(shí)，男生更傾向于通過(guò)外化行為來(lái)應(yīng)對(duì)和宣泄壓力，如吸煙、喝酒、打架等（馮永輝, 彭運(yùn)石, 2017），從而出現(xiàn)更多外化問(wèn)題行為；其次，以往研究發(fā)現(xiàn)男生比女生面臨更多的親子沖突（Juang, Syed, & Cookston, 2012），當(dāng)發(fā)生親子沖突時(shí)，男生更有可能結(jié)交不良同伴，在不良同伴的支持和鼓勵(lì)下，參與更多的外化問(wèn)題行為。

5 結(jié)論

（1）家庭功能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年的外化問(wèn)題行為。（2）家庭功能通過(guò)心理韌性對(duì)青少年外化問(wèn)題行為產(chǎn)生影響。（3）相比男生，家庭功能對(duì)女生群體心理韌性的影響更大；相比女生，家庭功能對(duì)男生群體外化問(wèn)題行為的影響更大。