父母離異、情緒控制力與青少年偏差行為
——基于2014～2015學(xué)年CEPS數(shù)據(jù)的潛在剖面分析

樂 章，高旭瑤

（中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，武漢 430073）

一、問題的提出

離婚是家庭研究中的熱點(diǎn)話題，持續(xù)走高的離婚率更是引來社會各界的廣泛關(guān)注。《2020年民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，中國依法辦理離婚手續(xù)的人數(shù)達(dá)433.9 萬對，結(jié)婚人數(shù)為814.3 對，按此趨勢，未來可能有1/2的夫妻選擇離婚。孩子一直是離婚議題中討論的焦點(diǎn)，他們目睹家庭破碎、親人離散，卻幾乎沒有選擇權(quán)，只能被迫接受父母離異的事實，心理和行為可能產(chǎn)生不同程度的變化。

學(xué)界有關(guān)父母離異對孩子影響的研究，形成了“嚴(yán)重影響說”和“有限影響說”兩種觀點(diǎn)。前者認(rèn)為父母離異對孩子的發(fā)展會造成嚴(yán)重危害，且具有持續(xù)性。父母離異將導(dǎo)致孩子較低的受教育水平、出現(xiàn)性格缺陷、心理狀況惡化并更容易忽視友誼及和諧的人際關(guān)系，在成年后，健康水平將顯著下降，社會經(jīng)濟(jì)地位處于弱勢，老年期也會面臨更高的患病和死亡風(fēng)險。到20世紀(jì)80年代，“有限影響說”逐漸占據(jù)主流，持這一觀點(diǎn)的學(xué)者并不否認(rèn)父母離異對孩子個人發(fā)展的消極影響，但認(rèn)為這種影響十分有限。無論是少兒期還是成年期，離異家庭的孩子相比一般孩子在大多數(shù)發(fā)展指標(biāo)上并無明顯差異，甚至很大一部分經(jīng)歷父母離異的孩子在成長中更加堅強(qiáng)、自立，適應(yīng)性也更好[1-2]。

青少年期是孩子成長和社會化的關(guān)鍵時期，由于外部事件的沖擊和自我內(nèi)心的矛盾，青少年往往表現(xiàn)出極不穩(wěn)定的情緒、逆反心理和對抗性行為，在此過程中可能形成助人、分享、合作等親社會行為，也可能形成暴力、攻擊、傷害等偏差行為[3]。學(xué)界一般認(rèn)為青少年的偏差行為是青少年在日常學(xué)習(xí)生活中不遵守正式社會規(guī)范或偏離常態(tài)的行為，如曠課、逃學(xué)、考試作弊、暴力、盜竊、撒謊、吸毒、酗酒、自殺等[4-5]。家庭是影響青少年偏差行為的重要因素，青少年與父母共同居住能夠有效降低偏差行為的發(fā)生率，其中母親在規(guī)范行為上發(fā)揮了較大作用[6]。發(fā)揮家庭的積極功能也能夠抑制青少年的偏差行為，父母的監(jiān)管、教育、理解、關(guān)注和關(guān)懷將減少青少年的暴力行為和犯罪行為[7]。此外，良好的家庭關(guān)系，如父母依戀等不僅減少了青少年的偏差行為，而且可以在一定程度上弱化偏差同伴的影響效應(yīng)，與母親相比，父親與青少年溫暖的交往方式更具保護(hù)性[8]。然而，現(xiàn)實中家庭教育不被重視，社區(qū)矯正和學(xué)校社會工作發(fā)展滯后，青少年偏差行為管理主要依靠學(xué)校德育部門和班級老師，但中小學(xué)過低的師生比往往導(dǎo)致大量有過偏差行為的青少年被列為差生而忽視，關(guān)心青少年發(fā)展工作任重而道遠(yuǎn)。

縱觀已有研究，關(guān)于父母離異和青少年偏差行為的研究已有較多成果，但仍存在以下不足：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)對青少年偏差行為的研究多聚焦于家庭結(jié)構(gòu)、功能及關(guān)系的影響，忽略了父母離異作為負(fù)性生命事件本身對青少年偏差行為的不利影響。第二，通常關(guān)注偏差行為各個離散的維度或直接將量表簡單加總，鮮有學(xué)者探究青少年偏差行為的特征、差異以及不同維度之間的潛在聯(lián)系。第三，對于父母離異不利于青少年發(fā)展已達(dá)成共識，但在父母離異對青少年偏差行為的影響及內(nèi)在機(jī)制方面的討論還不夠深入。青少年偏差行為有何特征？父母離異是否增加了青少年的偏差行為，其影響機(jī)制如何？是尚未解決的問題。本文將利用潛在剖面分析，根據(jù)個體的外顯行為指標(biāo)識別青少年偏差行為的潛在類別；將青少年偏差行為作為因變量，考察父母離異對青少年偏差行為的影響；根據(jù)父母沖突狀態(tài)劃分子樣本，分析父母離異對青少年偏差行為的差異化影響；并檢驗情緒控制力在父母離異與青少年偏差行為中發(fā)揮的中介效應(yīng)，以及家庭參與在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論框架與研究假設(shè)

家庭是個體早期的主要生活環(huán)境和社會化場所，為青少年提供了成長所需的環(huán)境、物質(zhì)、金錢、關(guān)系等多種資源和保障，根據(jù)資源的流動方向，青少年可以被視為資源的接收方，父母則是資源的提供方。為深入分析父母離異對青少年偏差行為的影響，本文引入了資源保存理論（COR）作為研究視角。該理論由Hobfoll（1989）提出，認(rèn)為個體具有努力獲取、保持、培育和保護(hù)其所珍視的資源的傾向，人們會消耗已有資源來面對當(dāng)前的壓力情境，也會努力保護(hù)和獲取資源以應(yīng)對未來可能發(fā)生的壓力。當(dāng)現(xiàn)有資源面臨損失威脅或發(fā)生實際損失時，個體會出現(xiàn)身體和行為上的一些壓力反應(yīng)，當(dāng)資源耗竭時甚至?xí)霈F(xiàn)攻擊性和非理性行為[9]。具體而言，當(dāng)青少年獲取、使用父母提供的資源時，往往表現(xiàn)出積極行為，但如果父母無法提供充足的資源，青少年會面臨資源匱乏甚至資源耗竭，難以應(yīng)對當(dāng)下或未來的壓力環(huán)境，最終導(dǎo)致消極行為。

資源損失比資源獲得對個體的影響更大，持續(xù)時間更久。當(dāng)核心或關(guān)鍵資源丟失時，個體將表現(xiàn)出更少的積極行為。家庭提供了個體生存的初始資源和關(guān)鍵資源，孩子在充滿安全感、愛和信任的家庭中生活有助于其身心發(fā)展和健康成長[10]。父母離異等家庭結(jié)構(gòu)變動對家庭功能具有破壞性影響，孩子往往承受著父母“生理缺位”或“心理缺位”造成的巨大壓力[11]，無法獲得個人成長和發(fā)展所需的充足資源，在青少年期更容易形成偏差行為[12]。然而，由于離異家庭的異質(zhì)性，父母離異對青少年偏差行為的影響可能并不一致。在父母沖突高的家庭中，頻繁的爭吵、敵對將孩子牽扯到不必要的紛爭中，使其被迫地處于壓力環(huán)境，這種不利影響往往比父母離異更明顯[13]。父母打著“為了孩子好”的名義不離婚，使孩子長期生活在低親密度的家庭環(huán)境中，同樣會導(dǎo)致成長資源匱乏[14]，這時父母離婚不會增加青少年的偏差行為。據(jù)此提出假設(shè)：

假設(shè)1：父母離異將增加青少年的偏差行為。

假設(shè)2：在低沖突狀態(tài)下，父母離婚將增加青少年的偏差行為；在高沖突狀態(tài)下，父母離婚對青少年偏差行為沒有顯著影響。

個體面對壓力事件時，需要運(yùn)用大量內(nèi)在資源進(jìn)行情緒控制，這也導(dǎo)致處理未來壓力事件的資源短缺而容易陷入資源失衡，從而產(chǎn)生消極行為。一項研究表明，工作家庭沖突使員工情緒耗竭，當(dāng)情緒資源不足時，員工將表現(xiàn)出更少的組織公民行為和更多的反生產(chǎn)行為[15]。相似地，青少年在遭遇父母離異后會可能產(chǎn)生抑郁、孤獨(dú)、自我效能低等負(fù)面情緒，當(dāng)個體試圖克制這些情緒時，會消耗情緒控制力并削弱后續(xù)情緒控制可用的強(qiáng)度。同時，持續(xù)地與壓力和負(fù)面情緒對抗，情緒控制力也將逐漸減弱[16]，最終使青少年無法應(yīng)對未來的壓力事件，產(chǎn)生偏差行為。據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：情緒控制力在父母離異對青少年偏差行為的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)。

雖然獲取資源的重要性遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于保護(hù)現(xiàn)有資源，但在資源已損失的情境下，新的資源補(bǔ)充有助于個體緩解緊張和壓力，也可以幫助其更好地抵御資源損失，防止陷入“資源損失螺旋”。父母離異導(dǎo)致青少年資源匱乏的現(xiàn)狀已經(jīng)無法改變，但仍可以通過發(fā)揮積極的家庭功能，加強(qiáng)監(jiān)督、溝通、理解及與青少年的互動[5]，抵消早年父母離異帶來的資源消耗，預(yù)防青少年的偏差行為。家長參與不僅能夠正向預(yù)測孩子的學(xué)業(yè)成就[17]，也有助于其心理健康和積極行為發(fā)展[18-19]。據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：家長參與能夠負(fù)向調(diào)節(jié)情緒控制力的中介作用。

基于理論分析，建立的研究框架如圖1。

圖1 研究框架

三、青少年偏差行為潛在類別

（一）青少年偏差行為顯變量

本研究的數(shù)據(jù)來源于2014～2015學(xué)年中國教育追蹤調(diào)查（CEPS），該調(diào)查由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計與實施，以2013～2014學(xué)年為基線，采用PPS抽樣方法從全國隨機(jī)抽取了28個縣級單位（縣、區(qū)、市），對全體被調(diào)查學(xué)生及其家長或監(jiān)護(hù)人、班主任老師、主課任課老師以及學(xué)校負(fù)責(zé)人進(jìn)行問卷調(diào)查，增刪、修改基線調(diào)查的問卷后，2014～2015學(xué)年的問卷中有關(guān)個人和家長的問題設(shè)置能夠滿足研究需要。剔除缺失值后，剩余有效樣本數(shù)量為7794個。

與以往簡單計算生成的偏差行為變量不同，本文根據(jù)外顯偏差行為指標(biāo)，運(yùn)用潛在剖面分析識別青少年偏差行為的潛變量，從而得出不同類型人群的比重。選擇指標(biāo)時遵循以下原則：一是借鑒已有研究的指標(biāo)選取方法；二是考慮中國青少年家庭情況和中國教育追蹤調(diào)查（CPES）問卷所設(shè)計的偏差行為問題。結(jié)合上述情況，選擇了罵人說臟話、吵架、打架、欺負(fù)弱小同學(xué)、脾氣暴躁、注意力不集中、逃課逃學(xué)、抽煙喝酒、上網(wǎng)吧游戲廳十項指標(biāo)作為青少年偏差行為的顯變量，各項指標(biāo)的回答從1到5分別為“從不”“偶爾”“有時”“經(jīng)?！薄翱偸恰?。但是，觀察其分布后發(fā)現(xiàn)，回答“從不”的樣本遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于其他四項，為了更好地考察青少年偏差行為的類別特征，在潛在剖面分析前將十個題項全部選擇“從不”的樣本分離出來單獨(dú)作為一類，這類青少年不存在偏差行為，故可以命名為無偏差型，共805個樣本，占總樣本的10.3%。

（二）青少年偏差行為的潛在類別及差異

以剩余的6 989個樣本為基礎(chǔ)，利用Mplus8.3軟件對青少年偏差行為進(jìn)行潛在剖面分析的擬合性估計。通常來說，潛在類別模型的主要適配指標(biāo)包括信息評價指標(biāo)AIC（Akaibe Information Criterion）、BIC（Bayesian Information Criterion）、aBIC（Asjusted BIC），三者的值越小表明模型擬合效果越好；信息熵Entropy，值＞0.6模型分類的準(zhǔn)確率超過80%，值＞0.8表明分類準(zhǔn)確率超過了90%；LMR和BLRT檢驗的p值，如果p＜0.05，表明其對應(yīng)的k類模型優(yōu)于k-1類模型，如果p＞0.05則表明k類模型與k-1類模型沒有差別。

從只有一個類別的零模型開始，逐步增加青少年偏差行為的潛在類別，共構(gòu)建6 個潛在類別模型。分別對數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合和估計，得到相應(yīng)的擬合指數(shù)見表1?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型的AIC、BIC和aBIC指數(shù)隨著潛在類別增加逐漸變小，但只有在兩個類別和三個類別時具有統(tǒng)計意義，而三類別模型的LMR和BLRT的p值均＜0.01，表明三個類別的模型顯著優(yōu)于兩個類別的模型，此時AIC=130 645.676，BIC=130 934.824，aBIC=130 801.357。四到六類別模型的LMR和BLRT的p值均出現(xiàn)了＞0.05的值，也就是說該模型與三類別模型沒有差別。此外，6 個模型的Entropy 值均＞0.8，表示每個模型分類的準(zhǔn)確率都超過了90%?；诟黜椫笖?shù)優(yōu)劣和力求模型簡潔的原則，確認(rèn)三類別模型為理想模型，其類別概率分別為0.84、0.02和0.13。

表1 青少年偏差行為潛在類別適配指標(biāo)

圖2為青少年偏差行為四個潛在類別在十個題項上的條件均值，條件均值越高表示該潛在類別的青少年在這一題項的得分越高，可以據(jù)此為每個類別命名。第一個類別中，各題項的條件均值均較低，其中逃課逃學(xué)和抽煙喝酒得分僅有1.025和1.013，只有個別題項得分稍高，如罵人說臟話、注意力不集中的得分為2.154和2.208，不過這兩種行為本身在所有偏差行為顯變量中也屬于較輕程度。這類青少年占總樣本的84%，符合現(xiàn)實情況，他們的偏差行為不明顯，僅出現(xiàn)少量逆反行為，可以將此類偏差行為定義為輕微型。與之相反，第三個類別在各題項上的條件均值都偏高，抽煙喝酒和上網(wǎng)吧游戲廳的得分有大幅提高，達(dá)到了3.673和2.947。雖然只有2%的青少年屬于此類，但其偏差行為處于高危狀態(tài)，如不加以制止很可能走上犯罪道路，可以將此類偏差行為定義為過激型。第二個類別在各題項的條件均值均介于第一類和第三類之間，罵人說臟話、吵架、脾氣暴躁、注意力不集中、抄襲作弊等較輕偏差行為的條件均值上升明顯，打架、欺負(fù)弱小同學(xué)、逃課逃學(xué)、抽煙喝酒、上網(wǎng)吧游戲廳等較重偏差行為的條件均值也出現(xiàn)上升趨勢，整體處于由輕微型向過激型偏差行為的發(fā)展階段，可以將其命名為明顯型偏差行為。

圖2 青少年偏差行為三個潛在類別在10個題項的條件均值

四、父母離異與青少年偏差行為

（一）研究設(shè)計

被解釋變量為偏差行為，結(jié)合潛在剖面分析的三種偏差行為類別以及提前劃分的無偏差型行為，將其定義為分類變量，從1～4分別代表無偏差型、輕微型、明顯型和過激型。核心解釋變量為父母離異，根據(jù)學(xué)生問卷中“你的親生父母現(xiàn)在的婚姻狀況是？”測量，已經(jīng)離異賦值為1，否則為0。對于控制變量，選擇了個人、家庭和學(xué)校層面的特征，包括性別、戶口、獨(dú)生子女、大病、父母職業(yè)、父母教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)、朋友數(shù)量、朋友行為和戀愛。其中，性別在問卷中并未直接詢問，但可以通過個人問卷中“你的體能水平：男生答引體向上；女生答仰臥起坐”分辨，將男生賦值為1，女生賦值為0。大病變量來自家長問卷中“到目前為止，孩子生過下面這幾種大病嗎？”，選項包括腎病、肺部疾病、心臟病、腦部疾病、上肢或下肢骨折，只要生過其中一項疾病便賦值為1，否則為0。父母工作根據(jù)家長問卷中“孩子父親/母親現(xiàn)在的職業(yè)是？”測量，在職業(yè)分類上，有研究將之分為一般技術(shù)人員、專業(yè)技術(shù)人員、政府或公司領(lǐng)導(dǎo)[20]，也有的分為專業(yè)技術(shù)與管理人員、非體力執(zhí)業(yè)人員、體力職業(yè)人員[21]，基于問卷情況，本文將父母職業(yè)分為領(lǐng)導(dǎo)干部、專業(yè)技術(shù)人員、體力職業(yè)人員、失業(yè)或其他四類并分別賦值。朋友行為變量根據(jù)學(xué)生問卷中“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況？”測量，選擇“逃課、曠課、逃學(xué)”到“退學(xué)了”7個題項，回答為“沒有這樣的”“一到二個這樣的”“很多這樣的”，從1到3分別賦值，加總后得分范圍為7～21，值越大表示朋友顯現(xiàn)出更多的偏差行為。

此外，在檢驗父母離異對青少年偏差行為影響的異質(zhì)性和內(nèi)在機(jī)制時，加入了父母沖突、情緒控制力和家長參與三個變量。父母沖突根據(jù)學(xué)生問卷中“你父母經(jīng)常吵架嗎？”衡量，高沖突賦值為1，低沖突賦值為0。父母離異本身為負(fù)性事件，情緒控制力更多應(yīng)考察青少年在面對壓力或消極情緒時的表現(xiàn)和反映，因此通過個人問卷中“出現(xiàn)負(fù)面情緒時，我通常很快可以自己調(diào)整過來”和“出現(xiàn)負(fù)面情緒時，我通常很快可以在別人的幫助下調(diào)整過來”加以測量，答案從1到4 分別為完全不同意、不太同意、比較同意和完全同意，將兩個問題加總得到情緒控制力，得分范圍為2～8，值越大說明情緒控制力越強(qiáng)。家長參與變量根據(jù)家長問卷中“家長是否主動與孩子討論以下事情？”獲得，量表包括家長在“學(xué)校發(fā)生的事情”“孩子與朋友的關(guān)系”“孩子與老師的關(guān)系”“孩子的心事或煩惱”上的參與程度，答案從1到3依次為從不、偶爾、經(jīng)常，該量表Cronbach系數(shù)為0.8629，表明量表信度非常好，經(jīng)過加總后家長參與變量的得分范圍為4～12，值越大參與程度越高。值得注意的是，由于父母離異后孩子可能由父母其中一方、雙方或其他監(jiān)護(hù)人撫養(yǎng)，因此這里的“家長”指青少年的監(jiān)護(hù)人，并不局限于孩子父母。變量的分布情況見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計

在模型選擇上，本文關(guān)注點(diǎn)是父母離異對青少年偏差行為的影響，被解釋變量偏差行為是多分類變量，因此構(gòu)建多項Logit模型如下：

其中，deviantbehavior表示青少年的偏差行為，divorce表示青少年是否經(jīng)歷父母離異，i、j分別為偏差行為中第i類和參照組，ε是隨機(jī)誤差項，βik表示父母離異引起的對數(shù)幾率比的邊際變化。

在研究父母離異對青少年偏差行為類別轉(zhuǎn)變的影響時，由于經(jīng)歷/未經(jīng)歷父母離異的兩組青少年的初始條件不同，可能存在“樣本選擇偏差”問題，如果直接用傳統(tǒng)的Ols 模型會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。對于青少年來說，父母離異可以看作一項外部沖擊事件，偏差行為轉(zhuǎn)變與否是這項事件導(dǎo)致的結(jié)果，可以利用傾向得分匹配法構(gòu)建反事實框架，將父母離異作為處理變量，偏差行為類別轉(zhuǎn)變作為結(jié)果變量，估計父母離異對青少年偏差行為類別轉(zhuǎn)變的凈效應(yīng)，構(gòu)建模型如下：

其中，Di為虛擬變量，Di= 1表示父母離婚，為處理組，否則為對照組，f(xi)為青少年i協(xié)變量的線性函數(shù)，Logit表示模型將運(yùn)用Logit回歸估計青少年偏差行為的傾向得分。

（二）父母離異對青少年偏差行為的影響

將無偏差行為的青少年作為參照組分析父母離異對青少年偏差行為的影響，表3報告了回歸結(jié)果，1、3、5列為各解釋變量的系數(shù)值?？梢园l(fā)現(xiàn)，與無偏差行為青少年相比，經(jīng)歷父母離異的青少年更可能顯現(xiàn)出輕微型（b=0.570，p＜0.01）、明顯型（b=1.068，p＜0.01）和過激型偏差行為（b=1.364，p＜0.01），即父母離異顯著增加了青少年的偏差行為，假設(shè)1成立。此外，由于Logit模型的回歸分析系數(shù)無法直接解釋，只能觀察影響的正負(fù)向，因此在表3的2、4、6列中進(jìn)一步報告了各解釋變量的邊際效應(yīng)值。具體而言，與無偏差行為組相比，青少年在經(jīng)歷父母離異后表現(xiàn)出輕微型偏差行為的概率將增加0.1%，表現(xiàn)出明顯型偏差行為的概率將增加4.6%，而表現(xiàn)出過激型偏差行為的概率將增加0.7%，父母離異對青少年明顯型偏差行為的影響更明顯。

表3 父母離異對青少年偏差行為的影響

青少年偏差行為的發(fā)展經(jīng)歷了從無到有、從輕到重的過程，表現(xiàn)為無偏差型→輕微型→明顯型→過激型的類別轉(zhuǎn)變。將Ⅰ→Ⅱ定義為青少年從無偏差型到輕微型偏差行為類別的轉(zhuǎn)變，如果樣本屬于輕微型則賦值為1，屬于無偏差型則賦值為0，Ⅱ→Ⅲ和Ⅲ→Ⅳ類別轉(zhuǎn)變的定義和賦值以此類推。在加入?yún)f(xié)變量的前提下，利用傾向得分匹配法分析每一類別轉(zhuǎn)變過程中父母離異的影響效應(yīng)。變換傾向得分匹配的方法和參數(shù)，分別進(jìn)行四次回歸（平衡性假設(shè)和共同支撐假設(shè)均已驗證），表4報告了回歸結(jié)果的平均處理效應(yīng)（ATT）?？梢园l(fā)現(xiàn)，父母離異對青少年偏差行為類別轉(zhuǎn)變的四組平均處理效應(yīng)基本一致，說明結(jié)果具有穩(wěn)定性。具體而言，父母離異對無偏差型向輕微型偏差行為轉(zhuǎn)變的處理效應(yīng)分別為0.055（p＜0.01）、0.054（p＜0.01）、0.047（p＜0.01）、0.046（p＜0.01），對輕微型向明顯型偏差行為轉(zhuǎn)變的處理效應(yīng)分別為0.049（p＜0.05）、0.052（p＜0.01）、0.051（p＜0.01）、0.051（p＜0.01），但對明顯型向過激型偏差行為轉(zhuǎn)變的處理效應(yīng)不顯著。也就是說，父母離異對青少年偏差行為的影響有一定范圍限制，這種影響主要體現(xiàn)在偏差行為發(fā)展和轉(zhuǎn)變的早期階段，明顯型偏差行為是分水嶺。

表4 父母離異對青少年偏差行為的平均處理效應(yīng)

（三）不同沖突狀態(tài)下父母離異對青少年偏差行為的影響

父母離婚前的頻繁沖突也會導(dǎo)致青少年在成長過程中無法獲取充足資源，而離婚是矛盾激化的最后階段。以父母沖突狀態(tài)為標(biāo)準(zhǔn)，將原樣本劃分為低父母沖突和高父母沖突兩個子樣本重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，表5報告了回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)父母沖突低時，經(jīng)歷父母離異的青少年表現(xiàn)出輕微型（b=0.602，p＜0.01）、明顯型（b=0.889，p＜0.01）和過激型（b=1.514，p＜0.01）偏差行為的概率顯著增加；當(dāng)父母沖突高時，父母離異對青少年偏差行為沒有顯著影響，假設(shè)2成立。這說明父母離異不一定會帶來青少年偏差行為增加，在父母矛盾和沖突嚴(yán)重的家庭中，離婚代表著爭吵的結(jié)束，因此不會增加青少年的偏差行為。

表5 不同父母沖突狀態(tài)下父母離異對青少年偏差行為的影響

（四）情緒控制力、家長參與的調(diào)節(jié)-中介效應(yīng)

本文另外一個關(guān)注點(diǎn)在于父母離異對青少年偏差行為影響的內(nèi)在機(jī)制，由于被解釋變量為分類變量，且涉及的變量多、結(jié)構(gòu)復(fù)雜，因此采用廣義結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行估計，以明確多個變量之間的影響路徑。在加入控制變量的前提下，檢驗情緒控制力在父母離異與青少年偏差行為關(guān)系中的中介效應(yīng)，并取家長參與均值的上下一個標(biāo)準(zhǔn)差，計算高家長參與水平和低家長參與水平時情緒控制力對青少年偏差行為的影響。表6報告了具體的路徑效應(yīng)值與效果量，圖3為調(diào)節(jié)-中介模型圖。

表6 父母離異影響青少年偏差行為的機(jī)制

圖3 調(diào)節(jié)-中介模型圖

根據(jù)檢驗結(jié)果，對于輕微型、明顯型和過激型青少年偏差行為來說，情緒控制力在父母離異對偏差行為影響中的中介效應(yīng)均顯著，效應(yīng)值分別為0.062（p＜0.01）、0.112（p＜0.01） 和 0.117 （p＜0.01），占 總 效 應(yīng) 的10.7%、10.1% 和10.5%，且情緒控制力在不同青少年偏差行為類型中發(fā)揮的效應(yīng)強(qiáng)度由高到低依次為過激型、明顯型和輕微型。此外，父母離異對青少年偏差行為影響的直接效應(yīng)雖有降低但仍然顯著（b=0.517，p＜0.01；b=0.994，p＜0.01；b=1.230，p＜0.01），說明情緒控制力發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假設(shè)3成立。

加入調(diào)節(jié)變量后發(fā)現(xiàn)，情緒控制力與家長參與的交互項對青少年各類型偏差行為的影響路徑均顯著（b=-0.052，p＜0.01；b=-0.060，p＜0.01；b=-0.060，p＜0.05），說明家長參與顯著調(diào)節(jié)了情緒控制力的中介作用，且調(diào)節(jié)作用主要體現(xiàn)在中介作用的后半程。具體而言，隨著家長參與水平的提高，情緒控制力對青少年偏差行為的負(fù)向預(yù)測作用逐漸減弱，青少年消耗殆盡的資源可以得到有效補(bǔ)充，緩解了偏差行為的進(jìn)一步惡化，體現(xiàn)了家長參與的保護(hù)效應(yīng)，假設(shè)4成立。然而，情緒控制力和家長參與交互項在過激型偏差行為中的顯著性有所降低，說明家長參與在情緒控制力對過激型偏差行為中的調(diào)節(jié)作用較薄弱，需要更強(qiáng)有力的其他干預(yù)措施同時介入。

五、結(jié)論與討論

資源保存理論為研究父母離異和青少年偏差行為提供了新視角，也具有廣泛的現(xiàn)實意義。采用潛在剖面分析，通過十個偏差行為顯變量獲得了青少年存在的三種偏差行為潛在類別，分別為輕微型、明顯型和過激型，其中輕微型偏差行為的表現(xiàn)不明顯，人數(shù)占比最多，過激型偏差行為人數(shù)最少但最危險，明顯型偏差行為則處于由輕微型向過激型轉(zhuǎn)變的階段。

通過分析父母離異對青少年偏差行為的影響，得出以下結(jié)論：第一，父母離異顯著增加了青少年的偏差行為，與無偏差組相比，經(jīng)歷父母離異的青少年表現(xiàn)出輕微型、明顯型、過激型偏差行為的概率分別增加0.1%、4.6%和0.7%。第二，父母離異能夠影響青少年偏差行為的類別轉(zhuǎn)變，但這種影響只體現(xiàn)在偏差行為發(fā)展和轉(zhuǎn)變的早期階段，包括無偏差型到輕微型、輕微型到明顯型偏差行為的轉(zhuǎn)變，而對明顯型到過激型的轉(zhuǎn)變沒有顯著影響。第三，由于離異家庭的異質(zhì)性，父母離異對青少年偏差行為的影響也存在差異，當(dāng)父母沖突低時，離異會顯著增加青少年的偏差行為，當(dāng)父母沖突高時，離異對青少年偏差行為沒有顯著影響。第四，機(jī)制檢驗后發(fā)現(xiàn)，情緒控制力在父母離異對青少年偏差行為的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，家長參與能夠負(fù)向調(diào)節(jié)情緒控制力的中介作用，且主要體現(xiàn)在后半程，體現(xiàn)了家長參與的保護(hù)效應(yīng)，但這種調(diào)節(jié)作用在過激型偏差行為中較為薄弱。

立足于本文結(jié)論和現(xiàn)實情況，促進(jìn)青少年健康成長，需要社會、學(xué)校、家庭的通力合作，具體應(yīng)把握以下兩點(diǎn)：

第一，重視父母沖突或離異對青少年的影響。離婚前，父母在處理自己情感問題的同時，要兼顧孩子感受，積極回應(yīng)其情感和心理需求。如果離婚已不可避免，要盡量減少父母無休止的爭吵和沖突給孩子帶來的壓力和情緒損耗，也沒有必要“為了孩子好”而艱難維系破碎的婚姻。離婚后，父母除履行監(jiān)護(hù)責(zé)任外，也要保持與孩子的溝通和交流，提供必要的經(jīng)濟(jì)和情感支持，幫助其解決遇到的生理、心理、社會問題，促進(jìn)形成積極正向的人格和行為方式。此外，學(xué)校應(yīng)建立家校合作機(jī)制，保證老師和家長間的有效聯(lián)系，對孩子的心理狀況和行為表現(xiàn)加強(qiáng)溝通；應(yīng)關(guān)心愛護(hù)青少年，鼓勵同學(xué)間形成平等、團(tuán)結(jié)、友愛的氛圍，不因家庭情況等歧視學(xué)生。居民委員會、村民委員會應(yīng)設(shè)置專人專崗，指導(dǎo)、幫助、監(jiān)督父母或其他監(jiān)護(hù)人履行對青少年的撫養(yǎng)、照護(hù)義務(wù)，對處于困境的青少年和家庭，應(yīng)建立信息檔案并重點(diǎn)幫扶。

第二，發(fā)展青少年的情緒控制力抑制偏差行為由輕向重轉(zhuǎn)變。從內(nèi)部資源出發(fā)，青少年在成長過程中應(yīng)以積極態(tài)度面對壓力和挫折，在困境中變消極反抗為主動適應(yīng)，遇到難題時積極向家長、老師、社區(qū)等尋求幫助。從外部資源出發(fā)，應(yīng)強(qiáng)調(diào)家庭在青少年成長教育中的主體責(zé)任，鼓勵家長及監(jiān)護(hù)人參與到孩子的撫養(yǎng)和教育中，樹立優(yōu)良家風(fēng)，培養(yǎng)青少年良好的品行和正確的人生觀、價值觀，將日常行為規(guī)范的養(yǎng)成教育貫穿到青少年學(xué)習(xí)生活的方方面面，引導(dǎo)青少年良好的行為習(xí)慣。學(xué)校應(yīng)建立早期心理健康篩查和干預(yù)機(jī)制，并配備專業(yè)的心理健康教育老師，提供相應(yīng)的心理健康輔導(dǎo)，預(yù)防青少年心理和行為異常問題。政府應(yīng)支持社會組織和個人開展有利于青少年健康成長的社會活動和服務(wù)，積極培育地方社會組織、社會工作者，為家庭和學(xué)校提供有關(guān)青少年成長的法律咨詢、心理輔導(dǎo)、行為矯正等專業(yè)服務(wù)。■