父母體罰與青少年飲酒行為的關系：學校參與和不良同伴交往的中介作用

陳 沛 陳雨漩 賀文軒 羅依玲 陳默涵 喻承甫

（廣州大學教育學院心理學系／青少年心理與行為研究中心，廣州 510006）

1 引言

青春期是青少年向健康成人過渡的關鍵時期，也是心理學研究飲酒行為問題的一個重要時期。在青春期，青少年更傾向于模仿成年人的行為，并將這些行為看作是自身成熟的標志 （Ouyang et al.，2020）。最新流行病理學數(shù)據(jù)指出，在中國以及一些西方國家，超過50%的青少年在高中畢業(yè)前開始飲酒（Guo et al.，2021；Johnston et al.，2018）。然而，青春期的飲酒行為會對青少年發(fā)展產(chǎn)生短期和長期的傷害，包括認知神經(jīng)缺陷、惡劣的學業(yè)表現(xiàn)、酒精依賴等行為和心理健康問題 （Davis et al.，2018；Shield et al.，2020；Wang et al.，2019）。因此，為了制定可行的預防和干預方案，需要明晰青少年飲酒行為的發(fā)生機制。

父 母 體 罰（parental corporal punishment）是 指父母使用物理力量使孩子體驗到非傷害性的不適或痛感，從而糾正或控制兒童的行為（Donnelly＆Straus，2005）。依據(jù)壓力過程模型 （stress process model；Cicchetti＆Toth，1991），父母體罰會給青少年造成極大的壓力，激發(fā)叛逆心理，并伴隨生理應激、焦慮等消極情緒，導致飲酒等問題行為。實證研究表明，父母體罰是青少年飲酒行為的重要風險預測指標 （Taillieu＆Brownridge，2015；Taylor＆Stupica，2015）。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)，父母因素（如父母婚姻沖突）對青少年男女生的飲酒行為的影響并非等同（Jiang et al.，2016；陳泉鳳 等，2019）。而父母體罰對青少年男女生飲酒行為的作用程度是否等同，還需要更多探究。因此，本研究提出假設1：父母體罰與青少年飲酒行為的關系存在顯著的正相關。

步入青春期后，學校和同伴因素對青少年發(fā)展產(chǎn)生了關鍵性的作用。父母體罰可能會降低青少年的校園活動參與度以及與同學的積極互動程度，從而增加內(nèi)外化問題的風險（Hirschi，1969）。因此，本研究引入學校參與和不良同伴交往，擬考察其在父母體罰與青少年飲酒關系中的中介作用。學校參與（school engagement）是一個多層面結(jié)構(gòu)，其中，行為參與包括學習活動的參與，情感參與包括歸屬感、態(tài)度和價值觀等，認知參與包括策略學習、自我調(diào)節(jié)學習等（Fredricks et al.，2004）。依據(jù)社會控制理論（social control theory；Hirschi，1969），父母體罰等不利處境是通過削弱青少年與重要團體（如學校）的聯(lián)結(jié)和參與程度來影響其適應的。具體而言，父母體罰會妨礙青少年建立社會化情感紐帶，促使青少年偏離社會期望與社會傳統(tǒng)規(guī)范，從而減少學校活動的參與（喻承甫 等，2017）。進一步地，低學校參與的青少年對學校價值觀和積極規(guī)范的認同度低，一般很難與同伴、老師建立聯(lián)結(jié)，而且學業(yè)表現(xiàn)較差，容易受到排斥，產(chǎn)生較大的心理壓力。而飲酒可以暫時緩解學校的一系列負面經(jīng)歷帶來的壓力。研究表明，學校參與是將父母體罰與青少年內(nèi)外化問題聯(lián)系起來的重要中介機制（Hu et al.，2019；田云龍 等，2018）。例如，田云龍等人（2018）以1389名初中生為被試證明學校參與顯著中介父母體罰與沉迷網(wǎng)絡游戲之間的關系。值得注意的是，大量研究指出，飲酒行為的發(fā)生機制與問題網(wǎng)絡使用的發(fā)生機制相類似（Ko et al.，2008）。鑒于此，本研究提出研究假設2：學校參與可以中介父母體罰和青少年飲酒行為之間的關系。

進一步地，父母體罰、學校參與可能會通過不良同伴交往來影響青少年飲酒行為。首先，依據(jù)社會網(wǎng)絡理論（social network theory），經(jīng)常被父母體罰的青少年缺乏社交技巧，學?；顒訁⑴c度較低，往往不受老師和同學的待見，因而同伴關系的滿足程度較低。而青春期對友誼的渴望會使得這些青少年被迫選擇與不良同伴交往（Veenstra＆Dijkstra，2011）。最近幾項研究證明，父母體罰和學校參與均可顯著預測青少年不良同伴交往（Li et al.，2013；Lin et al.，2020；Zhu et al.，2017）。此外，結(jié)交不良同伴會增加飲酒等內(nèi)外化問題出現(xiàn)的風險（Chen et al.，2020）。依據(jù)同伴聚集理論 （peer cluster theory；Oetting＆Beauvais，1986），不良同伴聚集會通過觀察學習、同伴群體規(guī)范的壓力等途徑，增加青少年對飲酒行為的積極認知和對結(jié)果的積極預期，從而增加其飲酒行為（Brumback et al.，2021；江艷平等，2015）。以往研究發(fā)現(xiàn)，不良同伴交往可顯著中介家庭環(huán)境因素（如父母婚姻沖突、親子沖突、教養(yǎng)方式等）與青少年飲酒等風險行為的關系（陳泉鳳等，2019），以及可顯著中介學?；顒泳砣肱c青少年飲酒行為的關聯(lián)（陳麗華 等，2012）。因此，本研究提出研究假設3：不良同伴交往在父母體罰和青少年飲酒行為的關系中存在顯著的中介效應，以及研究假設4：學校參與和不良同伴交往顯著鏈式中介父母體罰和青少年飲酒行為，即父母體罰會削弱學校參與，進而增加不良同伴交往，從而增加飲酒行為。

基于已有文獻研究以及上述理論，本研究擬考察父母體罰與青少年飲酒行為的關系，以及學校參與和不良同伴交往在其中的中介作用。綜合上述的研究假設，建構(gòu)了一個鏈式中介模型，如圖1。

圖1 基于假設的鏈式中介模型圖

2 研究方法

2.1 被試

本研究采用方便取樣法，在廣東省廣州、佛山兩個地區(qū)的四所普通中學選取1354名初中生為研究被試。被試平均年齡為12.90歲，年齡范圍為11歲到15歲，標準差SD為0.58歲。其中，49.6%為男生（n＝672人），50.4%為女生（n＝682人）。在所有研究對象中，約52.9%的被試父母受教育水平為初中及以下，約29.8%的被試父母受教育水平為高中或大專，約17.3%的被試父母受教育水平為大學本科及以上。此外，家庭人均月收入低于1000元的被試約占13.1%，家 庭 人 均 月 收 入 在1000～3000元 和3000～5000元的被試比例分別為32.4%和32.5%，13.5%的被試家庭人均月收入為5000～7000元，而只有8.5%的被試家庭人均月收入在7000元及以上。

2.2 研究工具

2.2.1 父母體罰

采用Morris和Gibson（2011）修訂的父母體罰量表（Parental Corporal Punishment Questionnaire），并由Zhu等人（2017）經(jīng)過多次翻譯與反復修改得到的中文版量表對父母體罰情況進行測量。該量表共6個項目，要求青少年報告在過去的6個月里，父親和母親分別采用“打耳光和／或屁股”、“用力抓或搖晃”、“毒打”三種體罰手段的頻率。采用5級評分，從“1＝從不”到“5＝不小于5次”。所有項目的平均得分越高，反映被試遭受體罰的次數(shù)越多。該問卷在以往以中國青少年為被試的研究中廣泛使用，并表現(xiàn)出良好的信效度（田云龍 等，2018；Zhu et al.，2017）。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。

2.2.2 學校參與

采用Wang等人（2011）編制，田云龍等人（2018）翻譯修訂的學校參與量表 （School Engagement Scale）進行測量。該量表共23個項目，要求青少年報告在過去的六個月里，學校行為參與的頻率（5級評分，從“1＝從不”到“5＝總是”）以及學校認知參與和學校情感參與的程度（5級評分，從“1＝非常不符合”到“5＝非常符合”）。計算所有項目的平均分，分數(shù)越高反映青少年學校參與水平越高。該量表在以往以中國青少年為被試的研究中表現(xiàn)出良好的信效度（Lin et al.，2020）。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

2.2.3 不良同伴交往

采用Zhu等人（2015）基于以往學者編制的量表而修訂的不良同伴交往問卷進行測量（Fergusson＆Horwood，1999；Fergusson et al.，2002）。該問卷共12個項目，要求青少年報告在過去的半年里，是否有朋友參與打架斗毆、沉迷上網(wǎng)、離家出走等不良行為的狀況。采用5級評分，1表示“沒有”，5表示“6個或以上”。計算所有項目的平均得分，分數(shù)越高說明青少年不良同伴交往越多。該問卷在以往以中國青少年為被試的研究中廣泛使用，表現(xiàn)出良好的信效度（Chen et al.，2020；蘇萍 等，2017）。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

2.2.4 飲酒行為

采用江艷平等人（2015）編制的青少年飲酒行為項目進行測量。要求青少年報告在過去的6個月里，平均每個月的飲酒頻率。采用6級評分，1表示“從沒喝過”，6表示“8次或以上”。項目得分越高，反映青少年飲酒次數(shù)越多。該測量方法在以往以中國青少年為被試的研究中廣泛使用，表現(xiàn)出良好的效度（Chen et al.，2020；Jiang et al.，2016；陳 泉 鳳等，2019）。在我們先前的研究中，采用流調(diào)中心的抑郁量表進行效標關聯(lián)效度檢驗，結(jié)果顯示，該抑郁量表與飲酒行為項目得分顯著正向關聯(lián)。

2.2.5 協(xié)變量

先前的文獻發(fā)現(xiàn)，性別、年齡和沖動性與青少年飲酒行為顯著相關（Wang et al.，2019）。因此，本研究對以上變量進行了控制處理。其中，沖動性水平采用Cándido等人（2012）編制，朱鍵軍等人（2015）翻譯的UPPS-P沖動行為量表進行測量。該量表共20個項目，采用4級評分，從“1＝非常不同意”到“4＝非常同意”。該量表在以往以中國青少年為被試的研究中廣泛使用，并表現(xiàn)出良好的信效度（Liang et al.，2021；朱鍵軍 等，2015）。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.73。

2.3 研究程序與數(shù)據(jù)處理

本研究獲得了作者所在大學心理學系的倫理審查委員會的審查。在征得問卷調(diào)查所在學校的老師和學生本人的知情同意后，由訓練有素的心理學研究生擔任主試，以每個班級為單位進行施測。完成問卷填寫所需時間大概為30分鐘。采用SPSS 25.0進行數(shù)據(jù)處理。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法對研究工具各維度進行探索性因素分析。經(jīng)分析可知，9個（特征值＞1）因子共同解釋了56.78%的方差變異。其中，第1個因子占了18.67%的方差，小于40%。因此，本研究并不受到來自共同方法偏差導致的嚴重影響。

3.2 初步分析

在這一過程中，先對研究變量和協(xié)變量進行描述性統(tǒng)計，然后再對這些變量進行雙變量相關分析。表1呈現(xiàn)了本研究所涉及的主要變量的平均數(shù)、標準差和相關矩陣。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1 ）父母體罰與青少年女生飲酒行為呈現(xiàn)正向關聯(lián)，體罰越多，青少年女生的飲酒行為越多，而在青少年男生群體中，此相關關系不顯著；（2）在青少年男生和女生群體中，學校參與和飲酒行為均呈現(xiàn)負向關聯(lián)，學校參與程度越低，飲酒行為越多。（3）在青少年男生和女生群體中，不良同伴交往與飲酒行為也均呈現(xiàn)正向關聯(lián)。

表1 各變量的平均數(shù)、標準差和相關矩陣系數(shù)

3.3 學校參與和不良同伴交往的中介作用

3.3.1 父母體罰與青少年男生飲酒行為的關系：學校參與和不良同伴交往的中介作用

在第二步中，采 用Hayes（2013）PROCESS（Model 6）進行中介作用檢驗。以往研究指出年齡、家庭人均收入、沖動性等是導致青少年飲酒的重要變量（方曉義 等，1996），因此，本研究將上述變量進行了控制。在數(shù)據(jù)處理之前，參考溫忠麟等人（2006）的研究，本研究對所有連續(xù)變量均完成了標準化處理。

如表2所示，研究發(fā)現(xiàn)：在方程1中，在控制了年齡、家庭人均月收入和沖動性之后，父母體罰可顯著負向預測學校參與（b＝-0.10，SE＝0.03，t＝-3.14，p＜0.01）；在方程2中，父母體罰（b＝0.18，SE＝0.04，t＝4.74，p＜0.01）和學校參與 （b＝-0.20，SE＝0.04，t＝-4.51，p＜0.01）均可顯著預測不良同伴交往；在方程3中，學校參與（b＝-0.11，SE＝0.05，t＝-2.36，p＜0.05）和不良同伴交往 （b＝0.11，SE＝0.04，t＝2.65，p＜0.01）均可顯著預測飲酒行為；然而，父母體罰對飲酒行為的預測作用不顯著 （b＝-0.02，SE＝0.04，t＝-0.50，p＞0.05）。

表2 父母體罰與青少年男生飲酒行為的關系：學校參與和不良同伴交往的中介作用

圖2直觀地呈現(xiàn)了學校參與和不良同伴交往在父母體罰對青少年男生飲酒行為的影響機制中的中介效應，并對效應的顯著性采用了偏差矯正bootstrap方法檢驗。結(jié)果顯示：學校參與和不良同伴交往在父母體罰對青少年男生飲酒行為的影響中具有顯著的鏈式中介作用，即“父母體罰→學校參與→不良同伴交往→飲酒行為”中介路徑顯著，效應值（indirect effect，IE）為0.0022，SE＝0.0013，95%CI［0.0005，0.0061］。此外，“父母體罰→學校參與→飲酒行為”中介路徑顯著，效應值（indirect effect，IE） 為0.0112，SE＝0.0070，95% CI［0.0015，0.0289］?！案改阁w罰→不良同伴交往→飲酒行為”中介路徑顯著，效應值 （indirect effect，IE）為0.0188，SE＝0.0100，95%CI［0.0034，0.0443］。

圖2 學校參與和不良同伴交往在父母體罰與青少年男生飲酒行為關系間的中介作用

3.3.2 父母體罰與青少年女生飲酒行為的關系：學校參與和不良同伴交往的中介作用

表3數(shù)據(jù)顯示：在方程1中，在控制了年齡、家庭人均月收入和沖動性之后，父母體罰對學校參與的預測作用不顯著 （b＝-0.05，SE＝0.03，t＝-1.59，p＞0.05）；在方程2中，父母體罰（b＝0.12，SE＝0.04，t＝3.40，p＜0.01）和學校參與（b＝-0.24，SE＝0.04，t＝-5.68，p＜0.01）均可顯著預測不良同伴交往；在方程3中，不良同伴交往（b＝0.09，SE＝0.04，t＝2.24，p＜0.05）可顯著預測飲酒行為；然而，父母體罰（b＝0.06，SE＝0.04，t＝1.58，p＞0.05）和學校參與（b＝-0.07，SE＝0.05，t＝-1.45，p＞0.05）對飲酒行為的預測作用不顯著。

表3 父母體罰與青少年女生飲酒行為的關系：學校參與和不良同伴交往的中介作用

圖3直觀地呈現(xiàn)了學校參與和不良同伴交往在父母體罰對青少年女生飲酒行為影響機制中的中介效應，并對效應的顯著性采用了偏差矯正bootstrap方法檢驗。學校參與和不良同伴交往不能顯著鏈式中介父母體罰和青少年女生飲酒行為，效應值（indirect effect，IE）為0.0011，SE＝0.0010，95%CI［0.0000，0.0043］。此外，“父母體罰→學校參與→女生飲酒行為”中介路徑不顯著，效應值（indirect effect，IE）為0.0034，SE＝0.0037，95%CI［-0.0010，0.0145］。但是，“父母體罰→不良同伴交往→女生飲酒行為”中介路徑顯著，效應值（indirect effect，IE） 為0.0111，SE＝0.0082，95% CI［0.0002，0.0334］。

圖3 學校參與和不良同伴交往在父母體罰與青少年女生飲酒行為關系間的中介作用

4 討論

4.1 父母體罰與青少年飲酒行為的關系

上述研究結(jié)果表明，在青少年女生群體中，父母體罰與飲酒行為顯著正相關，但在男生群體中此相關不顯著。該結(jié)果與以往研究以及理論分析相似（Schulte et al.，2009；陳泉鳳 等，2019）。壓力過程模型 （stress process model；Cicchetti＆Toth，1991）指出，父母體罰會給青少年帶來壓力，被激發(fā)叛逆心理的青少年會采取消極的應對方式 （如飲酒）來應對這些壓力。而家庭因素（如父母婚姻沖突）對女生的影響更大，導致更多的飲酒行為（陳泉鳳 等，2019）。家庭在初中生女生的情感支持來源中占主導地位，而且她們的心思比較敏感，父母體罰作為一種否定、消極的方式會更大程度上降低青少年女生的情感支撐，導致更多的飲酒行為。

而青少年男生面對父母體罰常常表現(xiàn)出反抗以及不滿，這種反抗被父母視為對自身權(quán)威的挑戰(zhàn)，因此導致父母采取更加消極的管教方式，從而引發(fā)更多的關于家庭的負面影響（如低親子溝通、親子沖突）。Simons等人（1 994）的研究發(fā)現(xiàn)，父母體罰可預測青少年的攻擊性行為，但在控制了父母參與這一因素后，這種影響變得不顯著。簡言之，父母體罰對于青少年男生飲酒行為的影響可能只是養(yǎng)育方式等其他更加廣泛的家庭因素的其中一個附帶現(xiàn)象。另一方面，步入青春期的青少年男生對家庭投入的情感較少（陳泉鳳 等，2019），情感支撐來源逐漸從家庭向?qū)W校、同伴慢慢轉(zhuǎn)移，飲酒行為的發(fā)生可能是多個環(huán)境因素交互作用的結(jié)果，而不是僅僅受到父母體罰這一具體因素的影響。

4.2 學校參與和不良同伴交往的中介作用

本研究對學校參與和不良同伴交往在父母體罰對青少年飲酒行為間接作用的中介機制進行了進一步探究，部分驗證了假設4，即學校參與過程和不良同伴交往行為在父母體罰與青少年男生飲酒行為關系間顯著的鏈式中介作用。該結(jié)果支持了社會控制理論（Hirschi，1969）和社會網(wǎng)絡理論（Veenstra＆Dijkstra，2011）。具體而言，高父母體罰會減弱青少年男生的學校參與度，不利于與家庭、學校同伴教師等建立良好的關系與情感，基本心理需要無法得到滿足，從而借助不良行為如飲酒來獲得滿足，或者結(jié)交不良同伴尋求心理需求滿足 （Ryan＆Deci，2017）。這些研究表明，家庭系統(tǒng)因素（如父母體罰）是通過青少年男生與學校、同伴環(huán)境的互動來影響其發(fā)展的。

本研究也發(fā)現(xiàn)，學校參與和不良同伴交往在父母體罰和青少年女生飲酒行為關系間的鏈式中介作用不顯著，這與研究假設4不一致。值得注意的是，這種不一致是由于父母體罰對青少年女生學校參與的作用不顯著，但是在父母體罰對青少年女生飲酒行為的作用機制中存在不良同伴交往的中介效應。這與研究假設3相一致。Rudolph（2002）研究也發(fā)現(xiàn)，青少年男生和女生的發(fā)展過程是存在差異的。具體而言，處于青春期中的女生比男生在人際交往方面有著更強的情感能力，更注重自己與他人的關系，而且在這一階段女生比男生更多地服從老師的安排以及遵守學校的規(guī)則，所以青少年女生的學校參與程度并不完全受到父母體罰的影響。

除了鏈式中介作用之外，學校參與在父母體罰作用于青少年男生飲酒的過程中具有中介效應；與此同時，不良同伴交往在該過程中也起著中介作用。這與研究假設2和3相一致。這一結(jié)果支持了以往的相關研究，再次強調(diào)了學校參與和不良同伴交往是青少年男生飲酒行為的重要影響因素。學校是青少年重要的成長環(huán)境之一，學校參與度較低的青少年對同學、老師投入更少的情感，這不利于建立良好的情感聯(lián)結(jié)，使其更容易遭受更多的同伴排斥，從而會通過飲酒來滿足基本心理需要（Chen＆Wang，2011；江艷平 等，2015）。與此同時，對于剛步入青春期的初中生來說，同伴情感聯(lián)結(jié)在他們社會化階段中具有關鍵性的作用，同伴關系的形成同時受到環(huán)境因素和個體因素的影響。例如，家庭因素能夠影響他們的自我控制能力以及與不良同伴之間的結(jié)交關系，從而影響同伴關系的形成。父母體罰會使孩子形成扭曲的價值觀，即暴力不是解決問題的有效方式，不利于孩子發(fā)展良好的自我控制能力。缺乏自我控制能力的個體更容易結(jié)交不良同伴，從而增加飲酒等風險行為。

5 結(jié)論與教育啟示

本研究發(fā)現(xiàn)學校參與和不良同伴交往顯著鏈式中介父母體罰和男生飲酒行為，不良同伴交往可中介父母體罰與男女生飲酒行為的關系。本研究結(jié)果對青少年飲酒行為的干預具有重要意義。首先，父母管教孩子都應該盡量避免使用體罰，減少對孩子特別是女孩子在情感依戀方面的負面影響。第二，采取良好的方式與孩子進行溝通，使孩子獲得安全感并將其內(nèi)化成為參加學校活動的力量，提高學校參與度以減少飲酒的風險。最后，父母與學?？蛇m當監(jiān)控以減少孩子與不良同伴交往，從而降低飲酒的風險。