家庭環(huán)境對青少年偏差行為的影響

馬皓苓

(遼寧師范大學(xué) 教育學(xué)院，遼寧 大連 116029)

青少年正處于自我認(rèn)同感形成的關(guān)鍵期，他們心智尚未完全成熟，自我意識能力不強，對新鮮事物充滿強烈的好奇心，是非邊界還比較模糊，容易受到外部條件的誘惑和熏染，加之缺乏必要的社會經(jīng)驗，當(dāng)其在遇到挫折時若無法順利調(diào)適，很容易出現(xiàn)各種偏差行為。已有研究表明，未成年人偏差行為是世界范圍內(nèi)普遍存在的現(xiàn)象，且大多發(fā)生在12至17歲的青少年群體中。[1]生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，人類世界是由一組從近到遠相互嵌套的系統(tǒng)或環(huán)境因素組合而成，其中家庭是影響青少年身心和社會行為發(fā)展的微觀環(huán)境系統(tǒng)。本研究試圖通過使用中國教育追蹤調(diào)查第二期數(shù)據(jù)，以八年級學(xué)生群體為研究對象，系統(tǒng)考察家庭環(huán)境因素對青少偏差行為的影響。

一、概念界定與文獻回顧

(一)概念界定

家庭環(huán)境作為一個系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)，主要由客觀環(huán)境和主觀環(huán)境兩大維度構(gòu)成，其中家庭客觀環(huán)境主要是與家庭本人身份、社會經(jīng)濟地位等相關(guān)的因素，具體包括家庭結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模、家庭社會經(jīng)濟地位(父母職業(yè)、父母受教育程度、家庭經(jīng)濟條件和父母政治面貌等)等方面；家庭主觀環(huán)境是指家庭關(guān)系及其互動因素，具體包括父母監(jiān)管、家庭關(guān)系(父母關(guān)系和親子關(guān)系)、父母期望等方面。偏差行為是一個相對性的概念，它會隨情境、對象、時間、法律規(guī)范與社會文化等的差異而有其適用度與解釋范圍。本研究中的偏差行為主要指青少年表現(xiàn)出的不遵守學(xué)校規(guī)章制度、違背社會道德標(biāo)準(zhǔn)和角色價值期望的行為，如：罵人、打架、抽煙、曠課逃學(xué)等，這些行為可能有礙自己或他人的生活適應(yīng)和健康成長。

(二)文獻回顧與研究假設(shè)

1.家庭客觀環(huán)境與青少年偏差行為。家庭治療理論和社會化理論皆認(rèn)為，原生家庭對個體心理情緒和行為發(fā)展的影響是相當(dāng)巨大的，父母一方或雙方的缺位會影響家長與子女的教育參與和互動，造成子女的感情真空，從而顯著增加子女偏差行為發(fā)生的可能性。隨著離婚率不斷升高，越來越多的孩子面臨著被迫成為單親家庭的一員，長期在這種破碎家庭中生活的孩子，會將先期因父母離異而體驗到的人際關(guān)系中冷酷無情的一面加以強化，甚至?xí)纬啥▌荨ｊ惾绲热说难芯堪l(fā)現(xiàn)，在涉嫌犯罪的未成年人中，家庭結(jié)構(gòu)不健全的未成年人數(shù)量接近一般未成年人數(shù)量的10倍。[2]還有研究發(fā)現(xiàn)，相比于非留守兒童，農(nóng)村留守兒童由于家庭情感功能的弱化、家庭教育功能的受損，其出現(xiàn)吸煙、飲酒、逃學(xué)、離家出走等偏差行為的頻率更高。[3]由此提出假設(shè)1：非雙親聚合型家庭子女的偏差行為程度顯著高于雙親聚合型家庭子女。

獨生子女生活在特殊的家庭環(huán)境中，由于是家里唯一的孩子，他們相比非獨生子女獲得了來自父母更多的關(guān)愛和投入。但這種父母的關(guān)愛有時也可能轉(zhuǎn)變成溺愛和過度保護，容易造成獨生子女自私、懶散、依賴性強、以自我為中心等人格特征。研究發(fā)現(xiàn)，獨生子女在違紀(jì)和攻擊行為上顯著高于非獨生子女，出現(xiàn)這樣現(xiàn)象的原因主要是獨生子女父母雖然對其孩子的關(guān)注度較高，但缺乏必要且強有力的約束，有時默許、甚至放縱子女的偏差行為。[4]然而，也有學(xué)者指出，獨生子女家庭的三角關(guān)系是最穩(wěn)定的家庭關(guān)系，這種三口之家表現(xiàn)出更多的親密型親子關(guān)系，而非沖突型親子關(guān)系，父母努力地尋求與孩子情感交流，培養(yǎng)子女積極的社會情緒和良好的社會行為。[5]本研究首先驗證如下假設(shè)，若結(jié)論相反，則可認(rèn)為存在相反論據(jù)。假設(shè)2：獨生子女的偏差行為程度顯著高于非獨生子女。

從投資理論來看，高社會經(jīng)濟地位的父母可以通過購買更高質(zhì)量的資源或服務(wù)，促進子女社會行為的健康發(fā)展。從一般緊張理論來看，由于處于不利家庭社會經(jīng)濟地位的青少年很可能因感覺到實現(xiàn)目標(biāo)受到障礙，而更容易實施偏差行為。一項元分析研究表明，青少年群體中的反社會行為始終與其較低的家庭社會經(jīng)濟地位有關(guān)。[6]但國外也有研究得出了與此相反的結(jié)論，即家庭社會經(jīng)濟地位較高的學(xué)生更容易發(fā)生學(xué)校偏差行為。[7]同時，國內(nèi)學(xué)者也有研究者指出，家庭社會經(jīng)濟地位與青少年的偏差行為之間的相關(guān)性并不顯著,青春期特有的身心沖突才最有可能是青少年偏差行為激增的主要原因。[8]本研究首先驗證如下假設(shè)，若結(jié)論相反，則可認(rèn)為存在相反論據(jù)。假設(shè)3：家庭社會經(jīng)濟地位越高，子女的偏差行為程度越低。

2.家庭主觀環(huán)境與青少年偏差行為。父母監(jiān)管是指父母對子女的行蹤、活動和適應(yīng)等進行關(guān)注的一系列行為。權(quán)力控制理論認(rèn)為，家庭是一個展現(xiàn)權(quán)力的場域，父母在家庭中具有較大的控制權(quán)力，子女通常是扮演著被控制的角色。國內(nèi)外的研究普遍表明，父母的監(jiān)管強度越高，對子女的想法和行為越了解，子女通常較少發(fā)生偏差行為。相反，父母對子女的監(jiān)管越松散，也就越容易導(dǎo)致子女偏差行為的發(fā)生。例如：有研究發(fā)現(xiàn)，隨著父母監(jiān)管強度的提升，子女的吸煙行為、攻擊行為與違紀(jì)行為明顯減少。[9-10]由此提出假設(shè)4：父母管教越嚴(yán)格，子女的偏差行為程度越低。

對于正在成長中的青少年而言，家庭中所建立的核心社會關(guān)系，有助于其發(fā)展出家庭之外的社會關(guān)系。在家庭關(guān)系中，夫妻關(guān)系是家庭關(guān)系存在的基礎(chǔ)，不和諧的夫妻關(guān)系會帶給子女一種不穩(wěn)定的感受。一般緊張理論和社會學(xué)習(xí)理論皆認(rèn)為，不和諧的夫妻關(guān)系或親子關(guān)系破壞了家庭的整體氛圍，導(dǎo)致子女有更多的機會學(xué)習(xí)破壞性的人際沖突解決策略，不利于其養(yǎng)成正確的人際交往行為，從而加劇偏差行為的發(fā)生。從教育神經(jīng)學(xué)的觀點看，家庭中長期的親密關(guān)系能夠促進子女額葉皮質(zhì)的發(fā)育，從而有助于子女移情能力的產(chǎn)生，以及提升預(yù)測行為后果的能力。共青團中央維護青少年權(quán)益部等部門進行的一項調(diào)查就發(fā)現(xiàn)，父母或親子關(guān)系不良、子女與父母交流及共同活動偏少是導(dǎo)致青少年攻擊和違紀(jì)行為、網(wǎng)絡(luò)成癮的重要因素。[11]由此提出假設(shè)5：相比于非融洽型家庭關(guān)系，生活在融洽型家庭關(guān)系的子女偏差行為程度更低。這一假設(shè)包括假設(shè)5-1：父母關(guān)系融洽型子女，其偏差行為程度顯著低于父母關(guān)系非融洽型子女；假設(shè)5-2：父子關(guān)系親密型子女，其偏差行為程度顯著低于父子關(guān)系非親密型子女；假設(shè)5-3：母子關(guān)系親密型子女，其偏差行為程度顯著低于母子關(guān)系非親密型子女。

父母期望是指父母對子女學(xué)業(yè)成就、行為表現(xiàn)以及未來發(fā)展所寄予的期望。父母期望作為一種典型的心理投資，直接影響子女的身心發(fā)展和社會適應(yīng)。從已有研究來看，學(xué)者們更多關(guān)注父母教育期望(即父母希望孩子達到的受教育程度)對子女心理、行為和學(xué)業(yè)成就的影響。[12]父母期望所具有的鞭策效應(yīng)，會減少青少年偏差行為的發(fā)生。一項研究發(fā)現(xiàn)，青少年知覺父母對其飲酒的擔(dān)心和焦慮(即父母不希望他們飲酒)，會顯著降低他們的飲酒行為。[13]由此提出假設(shè)6：父母教育期望越高，子女的偏差行為程度越低。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自中國教育追蹤調(diào)查。此項目以2013—2014學(xué)年為基線，采用PPS抽樣方法，從全國隨機抽取了28個縣級單位的112所學(xué)校、438個班級共計約2萬名學(xué)生作為調(diào)查樣本，旨在全面揭示家庭、學(xué)校、社區(qū)以及宏觀社會結(jié)構(gòu)對于個人教育產(chǎn)出的影響。該項目組對外界公布了前兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)，最新一期是2014—2015學(xué)年數(shù)據(jù)。本研究對2014—2015學(xué)年追訪數(shù)據(jù)中的學(xué)生問卷和家長問卷進行匹配，在刪除關(guān)鍵變量存在缺失值的樣本后，最終成功獲得了7978個有效個案。

(二)變量說明

1.因變量：偏差行為。采用學(xué)生問卷中社會行為發(fā)展部分D2“過去一年，你有沒有下列行為？”中的題項，涉及偏差行為的指標(biāo)包括“罵人、說臟話”“吵架”“打架”“欺負(fù)弱小同學(xué)”“逃課、曠課、逃學(xué)”“抄襲作業(yè)、考試作弊”“抽煙、喝酒”“上網(wǎng)吧、游戲廳”等8項，每個題項對應(yīng)5個答案選項(1-5分別表示“從不”“偶爾”“有時”“經(jīng)?！迸c“總是”)，將上述8個選項的得分相加，從而得到一個取值范圍為6～18的連續(xù)變量。數(shù)值越大代表青少年的偏差行為越嚴(yán)重。經(jīng)檢驗，該量表的α系數(shù)為0.80，信度較高。

2.自變量。①家庭結(jié)構(gòu)以青少年與親生父母親的居住安排形式進行測量，這種方式同時兼顧了因婚姻原因(如因夫妻婚姻不合導(dǎo)致的分居和離異)和非婚姻原因(如夫妻雙方外出務(wù)工)導(dǎo)致的不同居住形式安排。0表示非雙親聚合型家庭，1表示雙親聚合型家庭。②家庭規(guī)模以“是否獨生子女”進行測量，0表示非獨生子女家庭，1表示獨生子女家庭。③家庭社會經(jīng)濟地位以父母受教育程度、職業(yè)地位和政治面貌三個變量的合成進行測量。對處理后的三個變量進行主成分分析，提取一個特征值大于1的公因子，最終得到一個取值范圍為1.42～2.72的家庭社會經(jīng)濟地位變量。數(shù)值越大說明家庭社會經(jīng)濟地位越高。④父母監(jiān)管。以父母對子女“作業(yè)考試”“在學(xué)校表現(xiàn)”“和誰交朋友”“穿著打扮”“上網(wǎng)時間”“看電視時間”6個方面的監(jiān)管程度進行測量，采用Likert3點計分法，閾值范圍從“不管”(1分)到“管得很嚴(yán)”(3分)。將上述選項的得分相加，得到一個取值范圍為6～18的連續(xù)變量(α系數(shù)=0.74)。數(shù)值越大說明父母監(jiān)管越嚴(yán)格。⑤父母關(guān)系通過“你父母經(jīng)常吵架嗎”“你父母之間的關(guān)系好嗎”兩題的整合進行測量，0表示父母關(guān)系不融洽，1表示父母關(guān)系融洽。⑥親子關(guān)系分別包括青少年與父親、母親的關(guān)系，0表示父子/母子關(guān)系一般或不親密(非親密型親子關(guān)系)，1表示父子/母子關(guān)系親密(親密型親子關(guān)系)。⑦父母期望以子女所感知的父母教育期望為衡量指標(biāo)，按照對應(yīng)教育年限進行賦值，從而得到一個取值范圍為8～22的連續(xù)變量。數(shù)值越大說明父母教育期望程度越高。

3.控制變量。為盡可能避免其他混淆變量對研究結(jié)果的影響，以獲得家庭環(huán)境因素對青少年偏差行為作用的凈效應(yīng)，本研究通過已有文獻的梳理，對個體和學(xué)校層面相關(guān)變量進行控制。其中，個體層面變量包括性別、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、自控力、學(xué)校歸屬感和同伴交往質(zhì)量；學(xué)校層面變量包括學(xué)校區(qū)位、學(xué)校周邊環(huán)境、學(xué)校監(jiān)管程度、家校溝通程度。

(三)變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)前文對研究變量的設(shè)計，在剔除無效樣本后，本研究所使用變量的統(tǒng)計描述如表1所示。可以看出，因變量偏差行為的均值為11.25分，這說明我國青少年偏差行為雖然存在，但程度較低。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗

(一)空模型檢驗

考慮到青少年偏差行為既會受到個人特征及家庭環(huán)境因素影響，也會受到學(xué)校等社會環(huán)境的影響，故分層進行分析。空模型是分層線性模型中最簡單的模型，其目的是為了檢驗總體測量變異中多大程度是由組間(學(xué)校層)變異引起的，因此模型只含有因變量和群組變量?？缂壪嚓P(guān)系數(shù)(ICC，Intra-Class Correlation)，是空模型檢驗中最重要的參數(shù)，其表示學(xué)校方差在總方差中的比例。根據(jù)表2空模型運行結(jié)果，ICC=組間方差/(組內(nèi)方差+組間方差)=1.097/(1.097+9.783)≈0.101，表明青少年偏差行為程度的變異中有約有10.1%來自于學(xué)校特征層面，屬于中度組內(nèi)相關(guān)[17]，有必要使用HLM進行估計，進而提高相關(guān)參數(shù)估計的精準(zhǔn)性。

(二)隨機系數(shù)回歸模型

隨機系數(shù)回歸模型只有個體層面變量，不存在第二層學(xué)校特征變量。因此在空模型的第一層納入青少年個體特征變量和家庭環(huán)境變量，以考察青少年個體層面因素對偏差行為的影響。在這一過程中，為了減少參數(shù)估計中迭代收斂不好(參數(shù)估計不足)的問題，需要將連續(xù)性變量進行組中心化處理。

從家庭客觀環(huán)境的影響來看，在控制其他個體層面變量的情況下，雙親聚合型家庭子女的偏差行為程度顯著低于非雙親聚合型家庭子女，假設(shè)1得到驗證。可見，相比于留守家庭、離異家庭、單親家庭等非雙親聚合型家庭，雙親共同撫育的聚合型家庭能夠有效發(fā)揮家庭的教育功能，促進子女良好社會行為的形成和發(fā)展。在控制其他個體層面變量的情況下，獨生子女的偏差行為程度顯著低于非獨生子女，假設(shè)2未獲支持。筆者推測，一方面，獨生子女家庭結(jié)構(gòu)的核心化特點明顯，他們往往擁有更多的成長優(yōu)勢，如：父母更多的監(jiān)管和情感關(guān)懷、較為充裕的物質(zhì)生活條件和家庭教育投入等，這為有效預(yù)防和減少子女偏差發(fā)生行為的發(fā)生提供了有利條件；另一方面，相比于非獨生子女，獨生子女在成長過程中，由于無法獲得來自親兄弟姐的情感支持和經(jīng)驗參考，他們必須較早地學(xué)會以合適的方式處理和應(yīng)對問題的方式。在控制其他個體層面變量的情況下，家庭社會經(jīng)濟地位對青少年偏差行為影響不顯著，假設(shè)3未獲支持。一般緊張理論認(rèn)為，家庭社會經(jīng)濟地位是一個包含家庭經(jīng)濟收入、父母職業(yè)地位和受教育程度等多個變量的綜合性指標(biāo)，其中家庭的經(jīng)濟壓力才有可能是導(dǎo)致子女偏差行為發(fā)生的關(guān)鍵因素。[18]

從家庭主觀環(huán)境的影響來看，在控制其他個體層面變量的情況下，父母監(jiān)管程度顯著負(fù)向預(yù)測青少年的偏差行為，即父母監(jiān)管越嚴(yán)格，子女的偏差行為程度越低，假設(shè)4得到驗證。這一發(fā)現(xiàn)驗證了在家庭中父母較為嚴(yán)格的管理方式以及積極的表率作用，能夠讓子女感受到一定的行為約束，有利于子女養(yǎng)成對秩序和規(guī)則的遵守，從而減少偏差行為。在控制其他個體層面變量的情況下，父母關(guān)系融洽型子女的偏差行為程度顯著低于父母關(guān)系非融洽型子女，假設(shè)5-1得到驗證。父母是子女非常重要的觀察和模仿學(xué)習(xí)對象，父母的言行舉止在很大程度上影響著子女人際交往模式。在控制其他個體層面變量的情況下，父子/母子關(guān)系親密型子女的偏差行為程度顯著低于父子/母子關(guān)系非親密型子女，假設(shè)5-2和假設(shè)5-3得到驗證。親子之間的關(guān)系越密切，即雙方建立更多、更強有力的情感聯(lián)結(jié)，子女就會越認(rèn)同和遵從父母，越能夠預(yù)測偏差行為的不良后果，從而發(fā)生偏差行為的可能性也就越小。在控制其他個體層面變量的情況下，父母教育期望顯著負(fù)向預(yù)測青少年的偏差行為，即父母教育期望程度越高，子女的偏差行為程度越低，假設(shè)6得到驗證。這一發(fā)現(xiàn)證明了在家長的教育期望中，同樣存在著羅森塔爾效應(yīng)?；诟改傅男湃闻c期待，子女會不自覺地接受父母的影響與暗示，在將父母的期望逐漸內(nèi)化的過程中，其行為和態(tài)度也越來越趨向于父母期望的方向發(fā)展。

此外，從個體層控制變量的影響效果來看，性別、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、自控力、學(xué)校歸屬感和同伴交往質(zhì)量五個變量對青少年偏差行為程度都具有顯著影響。在控制其他變量的情況下，男生的偏差行為程度顯著高于女生；學(xué)業(yè)表現(xiàn)越好，青少年的偏差行為程度越低；自控力程度、學(xué)校歸屬感和同伴交往質(zhì)量越高，青少年的偏差行為程度越低。

(三)全模型

在隨機系數(shù)回歸模型的基礎(chǔ)上，將學(xué)校特征變量納入在第二層方程中，構(gòu)建包括個體層面和學(xué)校層面的全模型。增加學(xué)校因素后的模型分析結(jié)果表明：在控制其他變量的情況下，城市學(xué)校學(xué)生的偏差行為程度顯著低于農(nóng)村學(xué)校學(xué)生；所處社區(qū)周邊環(huán)境較差的學(xué)校，其學(xué)生的偏差行為程度顯著高于所處社區(qū)周邊環(huán)境較好的學(xué)校的學(xué)生；學(xué)校監(jiān)管越嚴(yán)格，學(xué)生發(fā)生偏差行為的程度就越低；家校溝通越頻繁，學(xué)生發(fā)生偏差行為的程度越低。

從表2中可以看出，在加入學(xué)校層面變量后，模型擬合程度得到進一步的改善，個體層面中的控制變量和自變量的影響方向和顯著性并未發(fā)生變化，只是部分變量的影響幅度稍有變化，如：家庭結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模對青少年偏差行為的影響幅度稍有降低，父子關(guān)系影響的顯著性由1%水平變?yōu)?%水平。

表2 分層線性模型的實證研究結(jié)果

四、結(jié)論與討論

家庭是青少年最重要的社會化場所，與青少年社會行為發(fā)展的關(guān)系最為密切。本研究根據(jù)估計結(jié)果，主要得出如下研究結(jié)論：

從家庭環(huán)境因素來看，家庭結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模、父母監(jiān)管、父母關(guān)系、親子關(guān)系和父母期望對青少年偏差行為具有顯著影響，但家庭社會經(jīng)濟地位的影響不顯著?！吨腥A人民共和國家庭教育促進法》中明確要求父母要依法履行家庭教育職責(zé)，嚴(yán)格遵循子女的成長規(guī)律。因此，作為家庭教育第一責(zé)任人的父母，必須要擔(dān)負(fù)起家庭教育的主體責(zé)任，及時關(guān)注子女的成長變化。對于非雙親聚合家庭而言，父母不能拒絕或怠于履行實施家庭教育的責(zé)任，要積極主動地關(guān)注子女的日?；顒榆壽E和生理、心理等方面的發(fā)展?fàn)顩r，盡可能地減少因父母關(guān)系破裂或親子分離對子女造成的不利影響。在子女的管教過程中，父母應(yīng)做到既民主又不失威儀，既親和又不失嚴(yán)厲，重視以身作則和言傳身教。同時，父母要注重營造文明和諧的家庭氛圍，尊重、支持、理解孩子，多傾聽子女內(nèi)心的真實想法，給予子女合理的教育期望。

學(xué)校特征層面因素對青少年偏差行為也具有重要影響，約有10.1%的程度差異來自學(xué)校層面?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標(biāo)綱要》將“增強學(xué)生文明素養(yǎng)、社會責(zé)任意識、實踐本領(lǐng)”作為未來我國建設(shè)高質(zhì)量教育體系的目標(biāo)之一。因此，學(xué)校要明確教育的育人功能，注重校園文化建設(shè)，包括完善學(xué)校相關(guān)規(guī)章制度、加強社會主義核心價值觀教育、組織豐富多彩的校園文化活動等，為學(xué)生樹立正確是非觀和公共責(zé)任感，引導(dǎo)學(xué)生提高對不良行為的辨別和抵御能力。同時，學(xué)校也應(yīng)配合相關(guān)職能部門，凈化校園周邊環(huán)境，健全家庭教育工作機制，拓寬家校溝通渠道。