未成年犯童年期受虐待程度與攻擊行為的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型 *

麻書滔 陳少華 麻彥坤

(廣州大學(xué)心理學(xué)系，廣州510006)

1 引言

青少年攻擊行為受到社會的廣泛關(guān)注，也一直是心理學(xué)研究的熱點問題（孫麗君, 杜紅芹, 牛更楓, 李俊一, 胡祥恩, 2017）。青少年攻擊行為的頻率越高，遇到?jīng)_突時就越會將攻擊行為當(dāng)成一種“正當(dāng)?shù)摹碧幚矸绞?，而未成年犯相較于普通青少年會有更頻繁的攻擊行為（高玲, 王興超, 楊繼平, 2015）。攻擊行為不僅會危害青少年身心發(fā)展，還會引發(fā)焦慮、抑郁等方面的心理健康問題（張林, 劉燊, 徐強, 吳曉燕, 楊夢圓, 2017）。在眾多影響攻擊行為的因素中，童年期受虐待程度往往能對青少年攻擊行為產(chǎn)生深遠持久的影響。目前，國內(nèi)雖已有研究考察童年期虐待與攻擊行為的關(guān)系，但大多集中在普通青少年身上（金桂春,王有智, 2017; 孫麗君等, 2017），少有研究以未成年犯群體為研究對象。因此，本研究擬以未成年犯為被試群體，考察童年期受虐待程度影響其攻擊行為的中介機制和調(diào)節(jié)機制，以期為降低未成年人犯罪率與維護社會的和諧穩(wěn)定提供實證依據(jù)和支持。

童年期受虐待程度（childhood trauma）是指兒童期發(fā)生的虐待（身體上的、情感上的和/或性的）、忽視（身體上和/或情感上的）或兩者兼而有之（Huh, Kim, Lee, & Chae, 2017）。實證研究表明，童年期虐待不僅會增加個人的脆弱性，還會造成許多長期的負(fù)面影響，比如攻擊行為（Mozley,Modrowski, & Kerig, 2018）。攻擊行為（aggressive behavior）對他人及社會危害較大，被認(rèn)為是對挑釁及其他刺激一觸即發(fā)的過激反應(yīng)，或是有計劃、有目的地對他人造成傷害的行為（Werner &Nixon, 2005）。值得注意的是，攻擊行為不僅會影響青少年的學(xué)業(yè)發(fā)展和身心健康，更會嚴(yán)重?fù)p害青少年的人格發(fā)展和社會適應(yīng)能力，甚至?xí)黾忧嗌倌攴缸锏娘L(fēng)險（Hodgins, Cree, Alderton, & Mak,2008）。

自尊可能是童年期受虐待程度影響未成年犯攻擊行為的重要中介因素。自尊是指個體對自身價值、長處和重要性的總體評價，是自我概念的核心組成部分，對個體行為發(fā)展有重要影響（Garofalo, Holden, Zeigler-Hill, & Velotti, 2016）。一方面，關(guān)于童年期受虐待程度與自尊的關(guān)系，前人已經(jīng)有過不少研究。Mwakanyamale，Wande 和Yu（2018）發(fā)現(xiàn)多類型的童年期虐待和青少年低自尊有關(guān)，具體表現(xiàn)為情緒虐待、情緒忽視、身體忽視和身體虐待都與自尊呈顯著負(fù)相關(guān)。依戀理論（attachment theory）認(rèn)為，兒童對父母的依戀在早年就開始建立，并在個體終身發(fā)展過程中不斷發(fā)揮作用，遭受童年期虐待的兒童容易形成焦慮型或矛盾型等不安全型的依戀方式，從而產(chǎn)生各種行為和情緒障礙問題（如，低自尊）（Berry & Bucci, 2016）。另一方面，自尊和攻擊行為之間的關(guān)系也有很多相關(guān)研究。低自尊可以顯著預(yù)測攻擊行為，自尊水平較低的個體面臨威脅時反應(yīng)較為敏感，有著比常人更強的防御性，從而容易產(chǎn)生攻擊行為（Lee, 2014）。社會聯(lián)結(jié)理論（social-bonding theory）認(rèn)為，低自尊會削弱社會聯(lián)結(jié)，從而降低社會規(guī)范的習(xí)得性，增加社會危害性行為（如，攻擊行為）（Garofalo et al.,2016）?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)1：自尊在童年期受虐待程度與未成年犯攻擊行為之間的關(guān)系中起中介作用。

雖然童年期受虐待程度和自尊均會對個體攻擊行為產(chǎn)生影響，但這種影響可能會存在個體差異。本研究認(rèn)為童年期受虐待程度通過自尊對攻擊行為的影響可能根據(jù)個體感覺尋求的水平不同而不同。感覺尋求（sensation seeking）作為一種人格特質(zhì)，是個體對形形色色感覺和體驗的需要，以及通過冒險尋求這類體驗的意愿（Mann et al.,2017）。壓力緩沖假說（stress-buffering hypothesis）指出，支持性的個體特征（如，低感覺尋求）有助于削弱不良環(huán)境對個體身心發(fā)展的影響（Blevins,Sagui, & Bennett, 2017）。有研究指出，在不良家庭環(huán)境的影響下，低感覺尋求的青少年煙酒使用的頻率更?。ㄏ撵? 葉寶娟, 2017）。當(dāng)高感覺尋求的個體感知到父母沖突時，更容易產(chǎn)生憤怒和敵意等不良認(rèn)知（Vitulano, Fite, & Rathert, 2010）。一般攻擊模型（general aggression model）認(rèn)為，積極的個體特征可以緩沖不良認(rèn)知對個體攻擊行為的影響（Anderson & Bushman, 2002），如感覺尋求和焦慮、自卑的交互作用會影響個體冒險行為，低感覺尋求的個體即使在焦慮和自卑的影響下，也較少進行冒險行為（Scott-Parker, Watson, King, &Hyde, 2013）。綜上，感覺尋求作為個體特征，符合作為調(diào)節(jié)變量的要求。因此，本研究提出假設(shè)2：感覺尋求顯著調(diào)節(jié)中介路徑“童年期受虐待程度→自尊→攻擊行為”。

本研究以未成年犯為被試，考察童年期受虐待程度影響其攻擊行為的中介機制和調(diào)節(jié)機制。具體而言，包括兩個目標(biāo)：（1）檢驗自尊在童年期受虐待程度與未成年犯攻擊行為關(guān)系間的中介作用；（2）檢驗感覺尋求在中介路徑“童年期受虐待程度→自尊→攻擊行為”中的調(diào)節(jié)作用。綜合已有的結(jié)論及研究假設(shè)，可組成一個有調(diào)節(jié)的中介模型。圖1 呈現(xiàn)了本研究設(shè)計的概念模型圖。

圖 1 研究設(shè)計概念模型圖

2 方法

2.1 被試

采用方便取樣法，選取廣東省未成年犯管教所14～18 周歲的未成年服刑人員417 名（平均年齡為15.45 歲，標(biāo)準(zhǔn)差為0.95），被試性別均為男性。被試的父親與母親受教育水平在小學(xué)（及小學(xué)以下）的占47.5% 和51.4%，初高中學(xué)歷的占50.5%和46.8%，大學(xué)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 童年期虐待問卷

童年期虐待問卷（Childhood Trauma Questionnaire），是由Bernstein 等人（2003）編制，再由趙幸福等人（2005）翻譯修訂為中文版，該量表在中國青少年群體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 個條目，分為情感虐待、軀體虐待、性虐待、情感忽視及軀體忽視共5 個分量表，每個分量表都有相對應(yīng)的條目，各條目采用“從不”到“總是”分別記1～5 分。驗證性因素分析表明，本研究中，該問卷的擬合指數(shù)為： χ2/d f=3.52， CFI=0.92，RMSEA=0.04，表明結(jié)構(gòu)效度可接受。對反向計分項目進行反轉(zhuǎn)處理后，計算所有項目的平均分，分?jǐn)?shù)越高就表示個體遭受的童年期虐待程度越多。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

2.2.2 感覺尋求量表

采用Steinberg 等人（2008）修訂，Li，Zhang，Li，Zhen 和Wang（2010）翻譯修訂的感覺尋求量表（Sensation Seeking Scale），此量表為單維量表，包含6 個項目，已針對中國文化背景對個別項目進行修訂。要求青少年報告每個項目與自身實際情況的符合程度。采用6 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～6 分。驗證性因素分析表明，本研究中，該量表模型擬合良好：χ2/df =3.66，CFI=0.98，RMSEA=0.08，表明結(jié)構(gòu)效度可接受。計算所有項目的均分，分?jǐn)?shù)越高表示個體感覺尋求水平越高。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α 系數(shù)為0.82。

2.2.3 自尊量表

自尊量表（Self-Esteem Scale）是由Rosenberg（1965）開發(fā)，旨在評定青少年關(guān)于自我價值和自我接納的總體感受。該量表由5 個正向計分和5 個反向計分的條目組成，分4 級評分。從“非常同意”到“非常不同意”分別計1～4 分。驗證性因素分析表明，本研究中，該問卷的擬合指數(shù)為：χ2/df=4.64，CFI=0.97，RMSEA=0.06，表明結(jié)構(gòu)效度可接受。計算所有項目的均分，總分越高說明個體自尊水平越高。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α 系數(shù)為0.85。

2.2.4 攻擊行為問卷

采用Buss 和Perry（1992）編制的攻擊行為問卷（The Aggression Questionnaire），共29 個條目，四個因素分別為身體攻擊、言語攻擊、憤怒和敵意。問卷采用5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5 分。驗證性因素分析表明，本研究中，該問卷的擬合指數(shù)為：χ2/df=4.66，CFI=0.91，RMSEA=0.04，表明結(jié)構(gòu)效度可接受。得分越高表明個體的攻擊行為越多。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α 系數(shù)為0.88。

2.3 研究程序和數(shù)據(jù)處理

本研究在施測前已征得少管所的領(lǐng)導(dǎo)、干警及被試本人的同意，以大隊為單位進行集體施測，每個大隊由經(jīng)過培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生擔(dān)任主試。在完成問卷前，被試需仔細(xì)閱讀并理解每份問卷的指導(dǎo)語，再進行作答。問卷完成時間約為20 分鐘，施測結(jié)束后問卷全部當(dāng)場回收。經(jīng)過整理以及剔除無效數(shù)據(jù)后，采用SPSS22.0 對數(shù)據(jù)進行處理分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

考慮到自我報告法可能會存在共同方法偏差，根據(jù)前人的建議（周浩, 龍立榮, 2004），本研究采用Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行了統(tǒng)計確認(rèn)。結(jié)果顯示，特征值大于1 的因子共有19 個，且第一個主因子解釋的變異量為15.67%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此，本研究的共同方法偏差不嚴(yán)重。

3.2 各個變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

表1 呈現(xiàn)了本研究所涉及的主要變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：童年期受虐待程度與攻擊行為呈正相關(guān)，說明個體童年期受虐待程度越高，其表現(xiàn)出來的攻擊行為越強。自尊與童年期受虐待程度負(fù)相關(guān)，與攻擊行為也呈負(fù)相關(guān)，這為進一步探究自尊的中介效應(yīng)提供了依據(jù)。感覺尋求與童年期受虐待程度以及攻擊行為呈正相關(guān)，與自尊呈負(fù)相關(guān)，這為探尋感覺尋求的調(diào)節(jié)效應(yīng)提供了支持。

表1 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

3.3 中介效應(yīng)檢驗

本研究采用Bolin（2014）提出的PROCESS for SPSS 的Model 4 進行中介效應(yīng)模型數(shù)據(jù)處理。在數(shù)據(jù)處理之前，依據(jù)溫忠麟、張雷和侯杰泰（2006）的建議，本研究對預(yù)測變量均進行了中心化處理。研究發(fā)現(xiàn)，童年期受虐待程度顯著負(fù)向預(yù)測自尊（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）均可顯著預(yù)測攻擊行為。進一步采用偏差矯正Bootstrap 方法檢驗中介效應(yīng)的顯著性發(fā)現(xiàn)，中介效應(yīng)值（indirect effect, IE）為0.06，SE=0.02，95%CI 為[0.03, 0.11]。因此，自尊可顯著中介童年期受虐待程度與青少年攻擊行為的關(guān)系。

3.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

本研究采用Bolin（2014）提出的PROCESS for SPSS 的Model 59 進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型的數(shù)據(jù)處理分析。依據(jù)前人的觀點（Muller, Judd, &Yzerbyt, 2005），有必要對三個回歸方程進行估計以此來檢驗有調(diào)節(jié)的中介模型。方程1 檢驗調(diào)節(jié)變量感覺尋求對自變量童年期受虐待程度與因變量攻擊行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；方程2 檢驗調(diào)節(jié)變量感覺尋求對于自變量童年期受虐待程度與中介變量自尊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；方程3 檢驗調(diào)節(jié)變量感覺尋求對中介變量自尊與因變量攻擊行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及自變量童年期受虐待程度對因變量攻擊行為殘余效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以往研究顯示，年齡、家庭和社會經(jīng)濟地位（包括父母受教育水平、家庭人均收入等）是青少年攻擊行為的重要影響因素（Burton, Hafetz, & Henninger,2007）。因此，本研究將上述變量作為控制變量納入到每一個回歸方程之中。

如果模型滿足以下兩個條件，表明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著存在。（a）方程1 中，童年期受虐待程度對攻擊行為的總效應(yīng)顯著；（b）方程2 和方程3 中，童年期受虐待程度對于自尊的效應(yīng)顯著，自尊與感覺需求對攻擊行為的交互效應(yīng)顯著，和/或童年期受虐待程度與感覺尋求對自尊的交互效應(yīng)顯著，自尊對攻擊行為的效應(yīng)顯著（Muller et al., 2005）。

如表2 所示，方程1 中，童年期受虐待程度顯著正向預(yù)測攻擊行為（b=0.23, t=3.89, p＜0.001），感覺尋求顯著正向預(yù)測攻擊行為（b=0.16, t=9.07,p＜0.001），童年期受虐待程度與感覺尋求的交互項對攻擊行為的預(yù)測作用不顯著（b=0.01, t=0.34,p＞0.05）。方程2 中，童年期受虐待程度顯著負(fù)向預(yù)測自尊（b=–0.39, t=?4.66, p＜0.001），感覺尋求對自尊的預(yù)測作用不顯著（b=?0.01, t=?0.80,p＞0.05），童年期受虐待程度與感覺尋求的交互項對自尊的預(yù)測作用不顯著（b =?0.02, t=?0.86,p＞0.05）。方程3 中，自尊顯著負(fù)向預(yù)測攻擊行為（b=?0.18, t=?4.00, p＜0.01），自尊與感覺尋求的交互項顯著負(fù)向預(yù)測攻擊行為（b=?0.10, t=?2.31,p＜0.05）。

表2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

這表明童年期受虐待程度、自尊、感覺尋求、攻擊行為四者之間構(gòu)成了有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，自尊在童年期受虐待程度與攻擊行為之間具有中介效應(yīng)，感覺尋求只在自尊與攻擊行為之間起調(diào)節(jié)作用。

為了更加清楚地解釋自尊與感覺尋求對攻擊行為顯著交互效應(yīng)的實質(zhì)，本研究使用了簡單斜率檢驗。在自尊和感覺尋求對攻擊行為的顯著交互效應(yīng)中，計算出當(dāng)感覺尋求為平均數(shù)正負(fù)一個標(biāo)準(zhǔn)差時，自尊對攻擊行為的效應(yīng)值，并根據(jù)回歸方程分別取自尊和感覺尋求平均數(shù)正負(fù)一個標(biāo)準(zhǔn)差及平均數(shù)的值繪制一個簡單效應(yīng)的分析圖。結(jié)果發(fā)現(xiàn)（如圖2 所示），自尊與攻擊行為在高感覺尋求未成年犯中呈現(xiàn)顯著負(fù)向關(guān)聯(lián)（bsimple=?0.23, SE=0.04, t=?5.23, p＜0.05），然而，二者之間的關(guān)系在低感覺尋求未成年犯中并不顯著（bsimple=?0.08, SE=0.04, t=?1.83, p＞0.05）。

4 討論

本研究首次以未成年犯為被試群體探討了童年期受虐待程度與攻擊行為的關(guān)系，并檢驗了自尊在其中的中介作用，以及感覺尋求的調(diào)節(jié)作用，其結(jié)果為預(yù)防和減少青少年犯罪率提供了依據(jù)和參考，具有一定的理論價值與現(xiàn)實意義。

圖 2 感覺尋求在自尊與攻擊行為關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用

4.1 自尊的中介效應(yīng)

在已有研究證實了童年期虐待與攻擊行為關(guān)系的基礎(chǔ)上，本研究探討了自尊在未成年犯童年期受虐待程度與攻擊行為之間的中介效應(yīng)。結(jié)果表明，童年期受虐待程度會通過降低自尊從而導(dǎo)致攻擊行為的增加。也就是說，遭受童年期虐待的未成年犯會形成低自尊，進而產(chǎn)生攻擊行為，這與之前關(guān)于自尊中介不良家庭環(huán)境和青少年問題行為的研究結(jié)果一致。Kim 和Lee（2015）的研究表明自尊在青少年虐待經(jīng)歷與自殺意念之間起中介作用。Garofalo 等人（2016）認(rèn)為個體在受到侵害后為避免自己產(chǎn)生自卑感和羞恥感，會對周圍的人產(chǎn)生敵意和憤怒，從而產(chǎn)生攻擊行為。即有童年期虐待經(jīng)歷的個體比那些沒有類似經(jīng)歷的個體有著更低的自尊，低自尊對青少年行為發(fā)展起著負(fù)面的推動作用（Lee, 2014）。同時本研究支持了社會聯(lián)結(jié)理論（social-bonding theory），青少年作為嵌套在家庭文化背景中能動的主體，容易受到不良家庭環(huán)境的影響，具體表現(xiàn)為低自我評價、低自尊水平（Berry & Bucci, 2016），這種影響會削弱社會聯(lián)結(jié)，青少年的問題行為會隨著他們與社會聯(lián)結(jié)的減弱而增強（Garofalo et al.,2016）。本研究證明了自尊在童年期受虐待程度與攻擊行為之間起部分中介作用，一方面童年期受虐待程度可以直接影響攻擊行為，另一方面可以通過自尊這一中介效應(yīng)實現(xiàn)。

4.2 感覺尋求的調(diào)節(jié)作用

本研究進一步檢驗了感覺尋求在童年期受虐待程度、自尊與攻擊行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，感覺尋求顯著調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的后半段，一方面，高感覺尋求強化了低自尊對攻擊行為的影響，這與前人的研究結(jié)果一致，即高感覺尋求與一系列危險行為存在著顯著的正向關(guān)聯(lián)（Mann et al., 2017），如感覺尋求能調(diào)節(jié)不良同伴交往與青少年高危行為之間的關(guān)系，具體表現(xiàn)為：相對于低感覺尋求，高感覺尋求能加深不良同伴對青少年高危行為的負(fù)面影響（羅時, 時勘, 張輝, 王斌, 胡月, 2019）。另一方面，隨著感覺尋求水平的降低，低自尊對未成年犯攻擊行為的影響變得不顯著，這與夏菲等人的觀點一致，即低感覺尋求是青少年煙酒成癮的重要保護因素，能緩解結(jié)交不良同伴對煙酒成癮的影響（夏扉, 葉寶娟,2017）。同時這一結(jié)果與一般攻擊模型（general aggression model）的基本觀點吻合，在應(yīng)激條件下，個體是否產(chǎn)生攻擊行為與其個體特征密切相關(guān)。感覺尋求作為“因人而異”的個體特征，在水平較高時個體易產(chǎn)生攻擊行為（Vitulano et al.,2010），而低感覺尋求的個體由于自身資源豐富，較容易調(diào)節(jié)低自尊所帶來的負(fù)面影響，因而不易產(chǎn)生攻擊行為（Scott-Parker et al., 2013）。綜合前人研究及本研究的結(jié)果，本文認(rèn)為高感覺尋求在低自尊和攻擊行為的關(guān)系中起著推動作用，低感覺尋求則起著緩沖作用。

此外，在中介效應(yīng)的前半段和直接效應(yīng)上，感覺尋求的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，可能的原因是早期的童年期虐待對個體所造成的影響是強大且持久的（Chamberland, Lacharité, Clément, & Lessard,2015）。已有研究證明了感覺尋求和沖動性一樣作為一種快速反應(yīng)形式，兩者對青少年的身心發(fā)展有著相似的作用機制（Harden & Tucker-Drob,2011）。而自尊水平的發(fā)展是一個相對緩慢的過程（Erol & Orth, 2011），即低自尊是未成年犯童年期長期遭受創(chuàng)傷逐步形成的，并不能通過感覺尋求這一快速反應(yīng)形式調(diào)節(jié)。同時，Hagborg，Tidefors 和Fahlke（2017）的研究也發(fā)現(xiàn)在回溯式的問卷調(diào)查中，青少年很難忘記童年期的不幸遭遇。來自一年的縱向追蹤研究也表明個體在童年期遭受的消極親子關(guān)系會對今后的行為產(chǎn)生深遠持久的不良影響（Ko et al., 2015）。所以遭受童年期虐待的未成年犯，即使現(xiàn)階段已不再遭受創(chuàng)傷，仍會存在攻擊行為，并很難通過感覺尋求這一個體特征調(diào)節(jié)。綜上，本文認(rèn)為童年期虐待對自尊和攻擊行為造成的影響較強，不論感覺尋求高低，都可以產(chǎn)生顯著影響。

5 結(jié)論

本研究得到以下結(jié)論：（1）童年期受虐待程度對未成年犯攻擊行為具有正向預(yù)測作用；（2）自尊在童年期受虐待程度與未成年犯攻擊行為之間的關(guān)系中起部分中介作用；（3）在自尊對未成年犯攻擊行為的間接效應(yīng)中，感覺尋求起調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為對于高感覺尋求的個體，自尊對攻擊行為的效應(yīng)顯著，對于低感覺尋求的個體，自尊對攻擊行為的效應(yīng)不顯著。