家庭環(huán)境、同伴交往與青少年的偏差行為

高曉娜　馬皓苓

摘要：家庭環(huán)境是青少年偏差行為的重要預(yù)測(cè)因素。本文利用中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用分層線性模型和中介效應(yīng)分析法，探討了家庭環(huán)境因素對(duì)青少年偏差行為的影響及內(nèi)在作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示：雙親聚合型家庭、獨(dú)生子女家庭、高父母監(jiān)管、融洽型父母關(guān)系、親密型親子關(guān)系和高父母期望顯著降低了青少年的偏差行為，而家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響不顯著；積極的同伴交往不僅對(duì)青少年偏差行為產(chǎn)生直接負(fù)向影響，而且還是家庭環(huán)境影響青少年偏差行為的重要中介因素。在培養(yǎng)青少年良好的社會(huì)行為方面，父母應(yīng)切實(shí)擔(dān)負(fù)起主體責(zé)任，實(shí)施科學(xué)的管教方式，建立文明和睦的家庭關(guān)系，樹立正確的成才觀，理性確定子女的成長(zhǎng)目標(biāo)。

關(guān)鍵詞：青少年 偏差行為 家庭環(huán)境 同伴交往 CEPS

一、引言

青少年階段是孩子成長(zhǎng)和社會(huì)化的關(guān)鍵時(shí)期，他們的自我意識(shí)和性意識(shí)迅速發(fā)展、成熟感產(chǎn)生且日益增強(qiáng)，但是非邊界還比較模糊，情緒不穩(wěn)定現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，因此當(dāng)外部事件沖擊和自我內(nèi)心矛盾疊加時(shí)，很容易產(chǎn)生暴力、傷害等偏差行為。[1]學(xué)界普遍認(rèn)為，偏差行為是指某一個(gè)體或群體的社會(huì)行為偏離或違反了主流的社會(huì)文化期望和主導(dǎo)規(guī)范、普遍接受的社會(huì)角色履行規(guī)則，從而對(duì)特定的人和社會(huì)利益造成損害。[2]按照嚴(yán)重程度，可將其劃分為一般偏差行為和嚴(yán)重偏差行為，前者包括不適當(dāng)行為、異常行為、自毀行為和不道德行為，后者則主要指犯罪行為。[3]本文中青少年的偏差行為主要指青少年在日常學(xué)習(xí)生活中不遵守學(xué)校規(guī)章制度或違背學(xué)生道德標(biāo)準(zhǔn)的行為，如曠課、逃學(xué)、考試作弊、撒謊、吸煙等。

父母和同伴作為青少年日常生活中的“重要他人”，是影響其社會(huì)行為發(fā)展最直接的微系統(tǒng)因素。良好家庭環(huán)境的營(yíng)造可以幫助青少年應(yīng)對(duì)各種壓力和挑戰(zhàn)，而積極的同伴交往也有利于青少年人格、社會(huì)認(rèn)知的發(fā)展和完善。作為我國(guó)家庭教育領(lǐng)域首部專門立法，《中華人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》（以下簡(jiǎn)稱《家庭教育促進(jìn)法》）的頒布施行意味著家庭教育絕非私人領(lǐng)域的“小事”，而是關(guān)系到國(guó)家民族未來(lái)命運(yùn)的“大事”。在國(guó)家強(qiáng)調(diào)家庭教育的大背景下，本文旨在通過全國(guó)大樣本調(diào)研數(shù)據(jù)，試圖回答如下兩個(gè)問題：其一，家庭環(huán)境在青少年偏差行為的形成過程中是否扮演著重要角色？其二，積極的同伴交往是否為家庭環(huán)境影響青少年偏差行為的重要中介因素？

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

影響青少年偏差行為的家庭環(huán)境因素紛繁復(fù)雜，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此問題展開了充分討論，主要?dú)w結(jié)為兩個(gè)方面：家庭主觀環(huán)境與家庭客觀環(huán)境[4]。其中家庭客觀環(huán)境是從結(jié)構(gòu)性角度回答家庭“是什么”，主要涉及家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模、經(jīng)濟(jì)條件、家長(zhǎng)職業(yè)、文化程度和政治面貌等；家庭主觀環(huán)境則從過程性角度反映家庭“做什么”，主要包括父母監(jiān)管、夫妻關(guān)系（或婚姻關(guān)系）、親子關(guān)系、父母期望等。雖然大部分研究認(rèn)為家庭環(huán)境對(duì)青少年偏差行為有直接的顯著影響，但有學(xué)者提出家庭環(huán)境因素也可能通過某些中介變量間接對(duì)青少年偏差行為產(chǎn)生影響，如同伴因素等。[5][6][7]

（一）影響青少年偏差行為的家庭客觀環(huán)境因素

家庭結(jié)構(gòu)即家庭中人與人之間相互聯(lián)系的模式。[8]在雙親聚合型家庭中成長(zhǎng)的孩子不但能夠得到更多的監(jiān)護(hù)和支持，也可以從父母身上習(xí)得更多的社會(huì)技能，而父母離異、外出務(wù)工等家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致子女無(wú)法獲得個(gè)人成長(zhǎng)和發(fā)展所需的充足資源，家庭情感功能的弱化和教育功能的受損使得青少年出現(xiàn)偏差行為的危險(xiǎn)性增加。[9]有研究發(fā)現(xiàn)，在某些地區(qū)，留守青少年犯罪已經(jīng)成為當(dāng)?shù)匚闯赡耆朔缸锏囊粋€(gè)重要特征。[10]家庭規(guī)模主要表現(xiàn)為家庭中的人口數(shù)量。在獨(dú)生子女家庭中成長(zhǎng)的孩子擁有更多的成長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)，如父母提供更多的照顧、指導(dǎo)、情感關(guān)懷以及較為充裕的物質(zhì)供給等，這為減少偏差行為提供了有利條件[11]。但這種關(guān)愛有時(shí)也可能轉(zhuǎn)變成溺愛和過度保護(hù)，部分獨(dú)生子女父母對(duì)孩子的偏差行為持默許甚至放縱態(tài)度[12]。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（以下簡(jiǎn)稱家庭SES）是對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位的綜合測(cè)量，至少包括聲望、權(quán)力和經(jīng)濟(jì)福利[13]。從家庭投資理論和家庭壓力理論看， 家庭SES高的父母能夠通過多種途徑為子女提供具有良性刺激的生活環(huán)境，而家庭經(jīng)濟(jì)壓力會(huì)顯著增加父母的心理壓力，從而產(chǎn)生不良的教育行為[14]。但家庭SES不是固定不變的，它會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生改變，因此有學(xué)者采用個(gè)體固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)了家庭SES的變化是否與男孩從童年到青春期的違紀(jì)行為變化存在顯著相關(guān)性。研究發(fā)現(xiàn)，同一個(gè)體在家庭SES較低的時(shí)期比家庭SES較高的時(shí)期更容易參與中度和嚴(yán)重的違紀(jì)行為。[15]但也有學(xué)者得出了與上述研究相反的結(jié)論，即家庭SES較高的學(xué)生更容易發(fā)生學(xué)校偏差行為。[16]基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1—假設(shè)3：家庭客觀環(huán)境（雙親聚合型家庭、獨(dú)生子女家庭、高家庭SES）能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年的偏差行為。

（二）影響青少年偏差行為的家庭主觀環(huán)境因素

家長(zhǎng)通過直接或間接方式對(duì)子女的行蹤、活動(dòng)、交友等進(jìn)行適當(dāng)監(jiān)管，有利于預(yù)防和糾正偷竊、故意損壞財(cái)物等偏差行為。[17]但也有研究指出，父母對(duì)子女嚴(yán)格的控制會(huì)使其失去自由感，容易出現(xiàn)抑郁、低自尊和自我懷疑等，加劇叛逆心理和問題行為的出現(xiàn)。[18]家庭關(guān)系作為聯(lián)結(jié)家庭成員之間的紐帶，通常建立在婚姻、血緣和共同生活的基礎(chǔ)之上。依戀理論指出，依戀是個(gè)體在成長(zhǎng)過程中與重要他人之間所建立的一種情感聯(lián)結(jié)，其目的在于當(dāng)面臨危險(xiǎn)或其他突發(fā)狀況時(shí)能夠從依戀對(duì)象身上獲得保護(hù)。[19]對(duì)于青少年而言，父母是他們最基礎(chǔ)的也是重要的情感依戀對(duì)象，當(dāng)父母關(guān)系或親子關(guān)系劍拔弩張時(shí)會(huì)帶給子女一種不穩(wěn)定的心理感受，致使其與他人交往時(shí)表現(xiàn)為沖動(dòng)暴躁、性格孤僻、少言寡語(yǔ)、自我懷疑，甚至還有可能引發(fā)極端行為。[20]從腦科學(xué)提供的證據(jù)看，和睦融洽的家庭關(guān)系對(duì)促進(jìn)青少年前額葉皮質(zhì)發(fā)育大有裨益，從而能夠抑制沖動(dòng)和建立道德感，并提升青少年預(yù)測(cè)行為后果的能力。[21]在以往的研究中，學(xué)者大多使用父母教育期望作為父母期望的代理變量[22]。父母對(duì)子女的教育期望程度越高，就會(huì)在子女教育上給予越多的經(jīng)濟(jì)和情感投入，更多地關(guān)注子女的心理和行為發(fā)展，而這種“鞭策”效應(yīng)也會(huì)使子女降低發(fā)生偏差行為的可能。[23]基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4—假設(shè)8：家庭主觀環(huán)境（高父母監(jiān)管、融洽型父母關(guān)系、親密型親子關(guān)系、高父母期望）能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)青少年的偏差行為。

（三）同伴交往因素的中介作用

同伴群體是指一群在年齡、興趣、態(tài)度、價(jià)值觀等方面具有相似特征的人所組成的非正式初級(jí)群體，其對(duì)個(gè)體行為的影響在青少年時(shí)期尤為突出。在這一時(shí)期，青少年與家人共處的時(shí)間逐漸被同伴所取代，他們開始更多地以同伴作為身份認(rèn)同、自我評(píng)價(jià)和個(gè)人價(jià)值實(shí)現(xiàn)的重要來(lái)源。因此，同伴群體所蘊(yùn)含的“歸屬感”和“認(rèn)同感”，往往成為青少年偏差行為形成的直接社會(huì)基礎(chǔ)。[24]根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論的觀點(diǎn)，青少年偏差行為的習(xí)得實(shí)質(zhì)上是與不良同伴互動(dòng)的結(jié)果。一方面，對(duì)罵人、打架、吸煙等偏差行為持積極態(tài)度的青少年大多與具有相似態(tài)度的同齡人交往，這些同伴可能進(jìn)一步加劇個(gè)體偏差行為的發(fā)生。另一方面，與不贊成罵人、打架等偏差行為的同伴交往，可能會(huì)抑制個(gè)體偏差行為的產(chǎn)生或程度加劇。[25]研究發(fā)現(xiàn)，青少年會(huì)基于身體攻擊行為的相似性選擇同伴，同時(shí)會(huì)受同伴影響產(chǎn)生或加劇自身的攻擊行為，且這種攻擊行為的同伴影響效應(yīng)在中學(xué)階段最為顯著。[26]對(duì)于青少年而言，良好的家庭環(huán)境能夠減少其與違法犯罪或問題行為高發(fā)型同伴接觸的機(jī)會(huì)，進(jìn)而預(yù)防自身偏差行為發(fā)生的概率。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)9：家庭環(huán)境通過促進(jìn)積極的同伴交往來(lái)降低青少年的偏差行為。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，CEPS）2014—2015年數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目以2013—2014學(xué)年為基線，調(diào)查了全國(guó)28個(gè)縣級(jí)單位的112所學(xué)校共計(jì)約2萬(wàn)名學(xué)生（7年級(jí)和9年級(jí)），具有廣泛的代表性。通過對(duì)數(shù)據(jù)的清洗處理，本文最終獲得了7 978個(gè)學(xué)生樣本。

（二）變量設(shè)置

1.被解釋變量

本文根據(jù)被調(diào)查者過去一年是否存在“罵人或說臟話”“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”等狀況測(cè)量偏差行為，量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，閾值范圍從“1 = 從不”到“5 = 總是”。將各題得分加總得到一個(gè)取值為8～40的連續(xù)變量，數(shù)值越大反映青少年偏差行為越嚴(yán)重。經(jīng)檢驗(yàn)，該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.80，信度較高。經(jīng)進(jìn)一步分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，青少年群體中出現(xiàn)“罵人或說臟話”“吵架”“抄襲作業(yè)或考試作弊”的頻率相對(duì)較高，尤其是出現(xiàn)“罵人或說臟話”“吵架”行為的頻率已經(jīng)分別達(dá)到75.87%和58.01%，這說明青少年在人際交往過程中出現(xiàn)語(yǔ)言偏差行為的現(xiàn)象較為普遍。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為家庭環(huán)境相關(guān)因素。其中，家庭客觀環(huán)境變量包括是否為聚合型家庭結(jié)構(gòu)（0 = 否，1 = 是）、家庭子女?dāng)?shù)量（0 = 非獨(dú)生家庭，1 = 獨(dú)生家庭）、家庭SES。其中，家庭SES通過對(duì)父母一方最高文化程度、職業(yè)類型和政治面貌三個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，提取一個(gè)公因子解釋了65.49%的方差，得到一個(gè)取值范圍在-1.42～2.72之間的連續(xù)變量。家庭主觀環(huán)境變量包括父母監(jiān)管程度、夫妻關(guān)系是否融洽（0 = 不融洽，1 = 融洽）、親子關(guān)系是否親密（0 = 不親密，1 = 親密）、父母教育期望。其中，父母監(jiān)管以家長(zhǎng)對(duì)子女作業(yè)考試、在校表現(xiàn)、交友、穿著打扮、上網(wǎng)、看電視6個(gè)方面的監(jiān)管程度進(jìn)行測(cè)量，采用李克特3點(diǎn)計(jì)分法，“1 = 不管”“2 = 管，但不嚴(yán)”“3 = 管得很嚴(yán)”，將上述題項(xiàng)得分相加，得到一個(gè)取值范圍在6～18之間的連續(xù)變量，該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.74。

3.中介變量

同伴交往質(zhì)量以受訪者好朋友的積極表現(xiàn)（成績(jī)優(yōu)良、學(xué)習(xí)刻苦、想上大學(xué)）和消極表現(xiàn)（逃課和逃學(xué)、違反校紀(jì)、打架、抽煙和喝酒、上網(wǎng)吧和游戲廳、談戀愛、退學(xué)）的頻率測(cè)得，量表采用李克特3點(diǎn)計(jì)分法，“1 = 沒有這樣的”“2 = 一到兩個(gè)這樣的”“3 = 很多這樣的”。將兩種表現(xiàn)得分分別加總后，用前者除以后者，從而得到一個(gè)取值范圍在0.14～1.29的連續(xù)變量，數(shù)值越大代表青少年的同伴交往越偏于積極（Cronbach’s α系數(shù)為0.83）。

4.控制變量

個(gè)體層面包括性別（0 = 女生，1 = 男生）、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、自控力、集體融入；學(xué)校層面包括學(xué)校位置（0 = 農(nóng)村，1 = 城市）、學(xué)校周邊環(huán)境（0 = 良好，1 = 較差）、學(xué)校監(jiān)管程度、家校溝通程度等。

（三）模型與方法

首先，采用分層線性模型（Hierarchical Linear Mode，HLM）估計(jì)家庭環(huán)境對(duì)青少年偏差行為的影響。由于抽樣原因，CEPS的數(shù)據(jù)屬于嵌套數(shù)據(jù)，即低一層單位（個(gè)體層面）嵌套于更高一層單位（學(xué)校層面），可能會(huì)產(chǎn)生群組效應(yīng)。分層線性模型的最大特點(diǎn)就是將個(gè)體間的變異分解在不同層次上，比較不同層次在解釋方差上的貢獻(xiàn)大小。[27]因此本文采用兩層線性模型進(jìn)行分析，主要包括如下兩個(gè)步驟：一是建立空模型，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦m用性，即青少年偏差行為是否存在校際差異；二是在個(gè)體和學(xué)校層面分別納入本研究的核心解釋變量和控制變量，構(gòu)建全模型，以檢驗(yàn)家庭環(huán)境因素對(duì)青少年偏差行為影響的效應(yīng)。其次，根據(jù)溫忠麟和葉寶娟的觀點(diǎn)[28]，采用偏差矯正百分位Bootstrap法檢驗(yàn)同伴交往在家庭環(huán)境和青少年偏差行為之間的中介作用。圖1呈現(xiàn)了本文的分析框架。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）家庭環(huán)境因素對(duì)偏差行為影響的多層分析

根據(jù)表1空模型的運(yùn)行結(jié)果，校間方差成分在總方差中的比例為0.10，表明青少年偏差行為程度的差異約有10%來(lái)自學(xué)校層次，屬于中度組內(nèi)相關(guān)，因此適合采用HLM進(jìn)行估計(jì)。在空模型的基礎(chǔ)上，將全部個(gè)體層面變量放入第一層，將學(xué)校層面放入第二層截距項(xiàng)，從而構(gòu)建全模型。

1.家庭客觀環(huán)境因素

在控制其他變量不變的情況下，相較于非雙親聚合型家庭的學(xué)生，雙親聚合型家庭的學(xué)生偏差行為低0.26個(gè)單位（p < 0.05），假設(shè)1成立。也就是說，非雙親聚合型家庭的青少年發(fā)生偏差行為的風(fēng)險(xiǎn)更高。分析其潛在原因，雙親共同撫育的協(xié)作式育兒模式可以提升子女的社會(huì)情感能力發(fā)展，促進(jìn)其良好社會(huì)行為的形成和發(fā)展。[29]不同家庭規(guī)模對(duì)偏差行為的影響存在顯著性差異。與非獨(dú)生子女家庭相比，來(lái)自獨(dú)生子女家庭的學(xué)生偏差行為程度低0.16個(gè)單位，達(dá)到邊緣顯著水平（p < 0.05），假設(shè)2成立。原因可能與獨(dú)生子女獲得家庭的支持和投入程度更高有關(guān)。另外，本文發(fā)現(xiàn)家庭SES與青少年偏差行為之間的關(guān)系并不顯著，假設(shè)3不成立。筆者推測(cè)，我國(guó)長(zhǎng)期受傳統(tǒng)儒家文化的影響，重視對(duì)子女的家庭教育是全社會(huì)的普遍信仰和價(jià)值觀念。因此青少偏差行為并沒有在家庭SES上表現(xiàn)出顯著差異。同時(shí)根據(jù)阿格紐等人的觀點(diǎn)，家庭SES是一個(gè)涉及經(jīng)濟(jì)條件、職業(yè)聲望和教育成就等多個(gè)變量的綜合指標(biāo)，其中引發(fā)青少年偏差行為更多的是因?yàn)楦改附?jīng)濟(jì)匱乏或經(jīng)濟(jì)緊張導(dǎo)致的教養(yǎng)倦怠。[30]

2.家庭主觀環(huán)境因素

父母監(jiān)管程度更高的青少年發(fā)生偏差行為的程度相對(duì)更低。相對(duì)于父母監(jiān)管程度較低的學(xué)生，父母監(jiān)管程度較高的學(xué)生偏差行為程度降低0.11個(gè)單位，且在1%的水平下顯著，假設(shè)4成立。由此可見，嚴(yán)格的父母監(jiān)管有助于子女對(duì)規(guī)則與道德觀念的內(nèi)化，進(jìn)而避免或減少偏差行為的出現(xiàn)。相較于父母關(guān)系不融洽或一般的學(xué)生，父母關(guān)系融洽的學(xué)生偏差行為程度低0.56個(gè)單位（p < 0.001），假設(shè)5成立。由此可見，父母關(guān)系融洽，子女也會(huì)熱情、友善待人，如果父母經(jīng)常發(fā)生沖突，子女也就會(huì)不自覺地模仿父母的行為，傾向于以暴力方式解決問題。在親子關(guān)系上，父子/母子關(guān)系呈現(xiàn)親密型特征的學(xué)生，其偏差行為程度顯著低于非親密型父子/母子關(guān)系的學(xué)生。具體來(lái)說，相比于非親密型父子關(guān)系的學(xué)生，父子關(guān)系親密的學(xué)生偏差行為程度低0.18個(gè)單位，達(dá)到邊緣顯著性水平（p < 0.05），假設(shè)6成立。相對(duì)于非親密型母子關(guān)系的學(xué)生，母子關(guān)系親密的學(xué)生偏差行為程度低0.24個(gè)單位（p < 0.05），假設(shè)7成立。這可能是因?yàn)椋H子關(guān)系不合意味著青少年生活中有負(fù)面刺激出現(xiàn)，在這種情況下青少年會(huì)產(chǎn)生憤怒、焦慮、沮喪和悲傷等情緒體驗(yàn)，而實(shí)施偏差行為能部分紓解這些負(fù)面情緒和心理壓力。[31]父母教育期望與青少年偏差行為之間的關(guān)系是負(fù)向顯著的，父母教育期望每提高1年，子女的偏差行為程度下降0.05個(gè)單位（p < 0.001），假設(shè)8成立。這表明父母教育期望中同樣存在“皮格馬利翁效應(yīng)”，即當(dāng)子女感受到來(lái)自父母的信任與殷切期望時(shí)，他們會(huì)潛移默化地將這種期望加以內(nèi)化，不斷進(jìn)行自我激勵(lì)、自我約束和自我調(diào)適，從而減少偏差行為的發(fā)生。

（二）同伴交往因素的中介效應(yīng)分析

本文需要進(jìn)一步回答的問題是：家庭環(huán)境是否會(huì)通過同伴交往因素對(duì)青少年偏差行為產(chǎn)生間接影響？為此，本文按照中介效應(yīng)的檢驗(yàn)程序，采用Bootstrap檢驗(yàn)（抽取次數(shù)設(shè)置為5 000次），在控制青少年個(gè)體層面和學(xué)校特征層面的情況下，分別構(gòu)建以“家庭結(jié)構(gòu)”“家庭規(guī)?！薄凹彝ES”“父母監(jiān)管”“父母關(guān)系”“父子關(guān)系”“母子關(guān)系”“父母期望”為核心解釋變量、“同伴交往”為中介變量、青少年“偏差行為”為被解釋變量的中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從上述分析可以發(fā)現(xiàn)，同伴交往是家庭環(huán)境影響子女偏差行為的重要機(jī)制，具體來(lái)看：（1）在家庭規(guī)模模型中，是否為獨(dú)生子女在同伴交往與青少年偏差行為之間發(fā)揮部分中介作用。家庭規(guī)模大小通過影響子女的同伴交往質(zhì)量進(jìn)而對(duì)偏差行為產(chǎn)生影響的效應(yīng)占總效應(yīng)的17%。對(duì)于獨(dú)生子女而言，父母將有限的時(shí)間、資源集中投入到他們身上，關(guān)注子女的同伴交往和日常活動(dòng)，進(jìn)而促進(jìn)子女良好社會(huì)行為習(xí)慣的養(yǎng)成。（2）在父母監(jiān)管模型中，同伴交往在父母監(jiān)管與偏差行為之間發(fā)揮部分中介作用，父母監(jiān)管通過影響子女的同伴交往質(zhì)量進(jìn)而對(duì)偏差行為產(chǎn)生影響的效應(yīng)占總效應(yīng)的23%。父母監(jiān)管程度越高，子女越可能避免或減少卷入偏離主流的社交圈，繼而降低發(fā)生偏差行為的可能。（3）在父母關(guān)系模型中，父母關(guān)系在同伴交往與青少年偏差行為之間發(fā)揮部分中介作用，父母關(guān)系通過影響子女的同伴交往質(zhì)量進(jìn)而對(duì)偏差行為產(chǎn)生影響的效應(yīng)占總效應(yīng)的12%。（4）在母子關(guān)系模型中，母子關(guān)系在同伴交往與青少年偏差行為之間發(fā)揮部分中介作用，母子關(guān)系通過影響子女的同伴質(zhì)量進(jìn)而對(duì)偏差行為產(chǎn)生影響的效應(yīng)占總效應(yīng)的31%。在父母關(guān)系融洽、母子關(guān)系親密的家庭中，子女會(huì)感受到更多的關(guān)心、照顧，而對(duì)父母的不信任關(guān)系可能會(huì)阻礙青少年內(nèi)化父母的價(jià)值觀和規(guī)范，進(jìn)而導(dǎo)致子女與偏差同伴建立聯(lián)系并產(chǎn)生偏差行為。（5）在父母期望模型中，父母教育期望在同伴交往與青少年偏差行為之間發(fā)揮部分中介作用，父母教育期望通過影響子女的同伴質(zhì)量進(jìn)而對(duì)偏差行為產(chǎn)生影響的效應(yīng)占總效應(yīng)的53%。父母對(duì)子女的教育期望值越高，對(duì)子女的監(jiān)管和要求就越嚴(yán)格，通過告誡子女多與學(xué)習(xí)優(yōu)秀、表現(xiàn)良好的同學(xué)交往，進(jìn)而減少子女出現(xiàn)偏差行為的可能。

值得注意的是，在家庭SES模型中，同伴交往在家庭SES與青少年偏差行為之間發(fā)揮遮掩效應(yīng)，即家庭SES通過提高子女的同伴交往質(zhì)量，促進(jìn)了積極同伴交往對(duì)偏差行為的負(fù)向影響，從而降低子女偏差行為程度，這一路徑遮掩了家庭SES對(duì)青少年偏差行為的直接效應(yīng)。遮掩效應(yīng)是中介假設(shè)不成立時(shí)的一種補(bǔ)充假設(shè)，它既存在于理論推導(dǎo)之中，也存在于實(shí)際研究之中，其對(duì)于問題的形成機(jī)制研究具有開拓性作用。[32]本文的發(fā)現(xiàn)與劉廣增等人[33]的研究結(jié)果相一致，即家庭SES作為外層環(huán)境系統(tǒng)變量并不會(huì)直接影響子女偏差行為的形成和發(fā)展，而是通過影響微觀環(huán)境系統(tǒng)變量（同伴交往）間接地發(fā)揮作用。綜上，假設(shè)9得到部分驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

（一）基本結(jié)論

本文利用以8年級(jí)學(xué)生為主的初中生樣本數(shù)據(jù)，分析了家庭環(huán)境對(duì)青少年偏差行為的影響及作用機(jī)制。結(jié)果表明，與其他偏差行為類型相比，我國(guó)青少年群體中出現(xiàn)罵人、說臟話等語(yǔ)言偏差行為的頻率相對(duì)較高。在影響青少年偏差行為的家庭環(huán)境變量中，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)系和父母期望是顯著的預(yù)測(cè)因素，而家庭SES的預(yù)測(cè)作用不顯著。同伴交往不僅對(duì)青少年偏差行為產(chǎn)生直接的顯著影響，同時(shí)在家庭環(huán)境與青少年偏差行為之間發(fā)揮重要的中介效應(yīng)。其中，同伴交往質(zhì)量在家庭規(guī)模、父母監(jiān)管、父母關(guān)系、母子關(guān)系、父母期望與青少年偏差行為之間起部分中介作用，而在家庭SES與青少年偏差行為之間起遮掩作用。

（二）實(shí)踐啟示

1.切實(shí)擔(dān)負(fù)家庭教育的主體責(zé)任，及時(shí)關(guān)注子女的成長(zhǎng)變化

留守兒童家庭、單親家庭等家庭結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，家庭教育功能不能有效發(fā)揮，特別是對(duì)于留守兒童家庭而言，家庭教育缺位更為明顯，網(wǎng)絡(luò)成為留守兒童情感寄托的主要平臺(tái)?！都彝ソ逃龠M(jìn)法》中明確規(guī)定“未成年人的父母分居或者離異的，應(yīng)當(dāng)相互配合履行家庭教育責(zé)任，任何一方不得拒絕或怠于履行”“未成年人的父母或者其他監(jiān)護(hù)人依法委托他人代為照護(hù)未成年人的，應(yīng)當(dāng)與被委托人、未成年人保持聯(lián)系”[34]。無(wú)論是分居、離異，還是外出務(wù)工，父母必須履行家庭教育的主體責(zé)任，以電話、微信、網(wǎng)絡(luò)等方式保持與子女的常態(tài)化密切溝通交流，積極關(guān)注子女的思想情緒、學(xué)業(yè)狀況、行為表現(xiàn)、同伴交往情況和身心發(fā)展?fàn)顩r，盡最大可能降低因父母關(guān)系破裂或親子分離對(duì)孩子帶來(lái)的傷害。

2.實(shí)施科學(xué)的家庭管教方式，注重嚴(yán)慈相濟(jì)

《顏氏家訓(xùn)·教子》中有言“父母威嚴(yán)而有慈，則子女畏慎而生孝矣”[35]。但是在當(dāng)今社會(huì)的很多家庭中，父母對(duì)子女的管教容易出現(xiàn)兩種極端：一種是對(duì)孩子“唯命是從”和“大包大攬”，對(duì)子女的管教失之于寬、失之于軟，致使他們?cè)谂c人交往的過程中大都以自我為中心，毫無(wú)規(guī)則意識(shí)、集體意識(shí)；另一種是將子女視為“附屬品”，任意“擺布”，“棍棒教育”成為常態(tài)，導(dǎo)致子女在成長(zhǎng)中表現(xiàn)出較高的暴力和自卑傾向。[36]科學(xué)的父母管教方式既摒棄對(duì)子女的一味溺愛和放任，也反對(duì)專制獨(dú)裁、不分青紅皂白地訓(xùn)斥責(zé)罵，而是提倡在管教過程中嚴(yán)慈相濟(jì)，對(duì)不良行為及時(shí)勸誡、制止和管教，特別是不能放松對(duì)子女同伴交往的管控力度，既預(yù)防不良同伴對(duì)青少年行為發(fā)展的消極影響，同時(shí)也應(yīng)給予子女必要的自主決策權(quán)，促進(jìn)其更好地獨(dú)立成長(zhǎng)。

3.建立文明和睦的家庭關(guān)系，營(yíng)造積極健康的家庭氛圍

夫妻關(guān)系是家庭關(guān)系存在的基礎(chǔ)，這就要求夫妻雙方在家庭生活中積極面對(duì)彼此的差異，學(xué)會(huì)相互尊重、相互體諒，而不是以冷戰(zhàn)甚至暴力的方式來(lái)解決雙方矛盾。父母之間和睦融洽的關(guān)系，能讓子女懂得如何正確待人接物，即使是在面對(duì)緊張的人際關(guān)系時(shí)也能以理性的方式去解決。同樣，父母也應(yīng)尊重理解子女，加強(qiáng)親子間的平等溝通，注重積極的親子互動(dòng)，為親子關(guān)系注入情感聯(lián)結(jié)。倘若發(fā)生親子沖突，父母要保持理性、克制憤怒情緒，盡力避免出現(xiàn)過激的語(yǔ)言或行為，盡量不要都卷入親子沖突的情境，使一方有機(jī)會(huì)適時(shí)主動(dòng)打破僵局，盡快化解沖突。

4.樹立正確的成才觀，理性確定子女成長(zhǎng)目標(biāo)

當(dāng)下以知識(shí)無(wú)用、讀書無(wú)望為表征的“讀書無(wú)用論”風(fēng)氣甚囂塵上，這種錯(cuò)誤的成才觀無(wú)形中帶給孩子一種心理暗示，即“能混則混，反正自己不是讀書的料”，從而導(dǎo)致部分孩子自暴自棄、不求上進(jìn)、與不良同伴為伍。對(duì)于父母而言，既不應(yīng)放棄也不要過度拔高對(duì)子女的教育期望。在日常生活中，父母要減少將子女與他人做橫向比較，不打壓子女的自尊心和自信心，而是理性確定子女的成長(zhǎng)目標(biāo)。對(duì)子女多做縱向比較，督促他們不斷超越自我、逐漸減少與不良同伴接觸的時(shí)間和次數(shù)，并最終切斷其與不良同伴的交往，以達(dá)到減少甚至消除子女偏差行為的目的。

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Family Environment， Peer Interaction and Adolescent Deviant Behavior

—Micro-level Evidence from a Cohort of Junior High School Students in China

GAO Xiaona MA Haoling

Abstract： Family environment is an important predictor of adolescent deviant behavior. Using data from the China Education Panel Survey， this paper explores the influence of family environment factors on adolescent deviant behavior and the underlying mechanisms of action using hierarchical linear models and mediated effects analysis. The findings show that two-parent aggregated families， one-child families， high parental supervision， harmonious parenting， intimate parent-child relationships and high parental expectations significantly reduce deviant behavior among adolescents， while the effect of family socio-economic status is not significant. Positive peer interaction not only has a direct negative effect on deviant behavior among adolescents， but is also an important mediator of the influence of the family environment on deviant behavior. In cultivating good social behavior in adolescents， parents should take up the main responsibility of implementing scientific discipline， establishing civilized and harmonious family relationships， setting up a correct view of success， and rationally determining developmental goals for their children.

Keywords： Adolescents; Deviant Behavior; Family Environment; Peer Interaction; CEPS

（責(zé)任編輯：李育倩）

作者簡(jiǎn)介：高曉娜/遼寧師范大學(xué)教育學(xué)部博士研究生（大連 116029）

馬皓苓（通訊作者）/遼寧師范大學(xué)教育學(xué)部博士研究生（大連 116029）