儿童期虐待与欺负行为:青少年道德推脱与父亲道德推脱的作用.pdf
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1、儿童期虐待与欺负行为:青少年道德推脱与父亲道德推脱的作用*王兴超田芳芳(山西大学教育科学学院,太原030006)摘要本研究基于暴力循环假设和社会学习理论,探究了儿童期虐待影响青少年欺负行为的内在机制,考察了青少年道德推脱在两者关系中的中介作用及父亲道德推脱在此过程中的调节作用。采用短期纵向设计,以有效配对的 423 名青少年和 423 名父亲作为研究对象,结果表明:(1)T1 的儿童期虐待显著正向预测 T2 的青少年欺负行为。(2)T1 的父亲道德推脱显著正向影响 T2 的青少年道德推脱,两者之间存在明显的代际传递效应。(3)T2 的青少年道德推脱在 T1 的儿童期虐待和 T2 的青少年欺负行
2、为之间起部分中介作用。(4)T1 的父亲道德推脱显著调节T1 的儿童期虐待对 T2 的青少年道德推脱和 T2 的欺负行为的影响路径,但不能调节 T2 的青少年道德推脱与 T2 的欺负行为之间的关系。关键词儿童期虐待,青少年道德推脱,欺负行为,父亲道德推脱。分类号B8491引言欺负行为是一种特殊类型的攻击行为,指力量相对较强的一方故意或蓄意地反复伤害力量相对弱小或处于劣势的一方(Olweus,1993)。被同伴欺负的青少年容易出现一系列心理与行为问题,如焦虑(Hallidayetal.,2021)、自杀(Koyanagietal.,2019)。因此,有必要对青少年欺负行为的影响因素及作用机制进行
3、探讨。家庭因素可能是导致青少年产生欺负行为的深层原因(Wangetal.,2017)。研究显示,父母教养方式、亲密伴侣暴力等家庭变量均会对青少年的欺负行为产生显著影响(Leeetal.,2022;Zylaetal.,2019)。其中儿童期虐待涉及到父母对孩子直接实施暴力行为,已被研究证实会对青少年欺负行为产生较稳定的预测作用(Wangetal.,2017)。但这些研究大多为横断研究,鉴于此,本研究将采用短期纵向设计探究儿童期虐待与 6 个月后的青少年欺负行为之间的关系。此外,本研究还将进一步探讨两者关系的内部机制与边界效应,检验青少年道德推脱在两者关系中的中介作用及父亲道德推脱在此过程中的调节
4、作用。儿童期是个体心理与行为发展的关键期,此阶段遭受虐待会对个体的认知及行为发展造成不良影响(Font&Berger,2015)。研究表明,遭受过儿童期虐待的青少年会表现出更多的欺负行为(Wangetal.,2023)。同时,儿童期虐待也被认为是青少年欺负行为的强有力预测变量(Hbertetal.,2016)。遭受儿童期虐待者为何更容易欺负他人?社会学习理论为此提供了有效解释(Bandura,1977)。通过观察父母虐待自己的行为,那些遭受虐待的儿童会习得并内化暴力的行为模式,并在青春期阶段表现出来,进而欺负并霸凌弱小的同伴(Gmez,2011)。这契合了 Widom(1989)提出的暴力循环
5、假设,即遭受过儿童期虐待的个体随着年龄的增长更易于欺负他人,呈现出一种暴力行为的循环。据此,本研究提出假设 1:T1 的儿童期虐待显著正向预测 T2 的青少年欺负行为。道德推脱是个体特定的认知倾向,包括重新定义自己的行为使其伤害更小、最大程度地减少自己在行为后果中的责任和降低对受害者痛苦的认同(Banduraetal.,1996)。社会学习理论认为儿童期虐待不仅会使青少年习得欺负他人的行为模式,而且会使青少年在道德认知上形成不良信念(Bandura,1977)。因此,本研究认为经历过儿童期虐待的青少年可能会表现出较高水平的道德推脱。具体而言,长时间遭受虐待的儿童可能在观收稿日期:2023052
6、2*基金项目:国家社会科学基金后期资助项目“累积风险视角下的青少年欺凌行为研究”(21FSHB004)。通讯作者:王兴超,E-mail:。心理与行为研究 2024,22(1):108115Studies of Psychology and BehaviorDOI:10.12139/j.1672-0628.2024.01.015108察学习的同时,认知上也形成一种信念:暴力对待他人是一种可接受的行为(Godinetetal.,2014)。同时,他们还会出现对暴力行为的脱敏,在面对暴力时表现出较低水平的情绪反应,甚至将暴力行为视作应对冲突的有效方式(Gmez,2011)。这样的认知及行为模式使受虐
7、个体对暴力行为的评价更积极,更易为欺负弱小同伴做出合理化辩解。实证研究也显示,儿童期虐待程度较高的个体会表现出更高水平的道德推脱(Maftei&Niu,2024;Wangetal.,2017)。道德推脱还被认为是个体产生欺负行为的重要认知前提。道德推脱可使个体摆脱因从事不道德行为(如欺负行为)而产生的内疚和自责,进而心安理得地从事该行为(杨继平,王兴超,2012)。青少年可通过对多个道德推脱机制进行认知方面的重构,使得欺负他人看起来伤害很小或几乎没有伤害(Wangetal.,2019)。横断研究结果表明,道德推脱会显著正向预测青少年欺负行为(Pozzolietal.,2012a)。纵向研究结果
8、也显示,道德推脱可显著正向预测青少年随后出现的欺负行为(Gaoetal.,2023)。综上,本研究提出假设 2:T2 的青少年道德推脱会在 T1 的儿童期虐待和 T2 的欺负行为中起中介作用。以往的研究也证实了道德推脱可作为家庭风险因素与个体不良行为之间的中介变量(杨继平,王兴超,2012)。Wang 等人(2017)的横断研究也发现,道德推脱会在儿童期虐待与欺负行为之间起部分中介作用。但先前的研究存在两方面不足:(1)变量之间可能存在较高的共同方法偏差;(2)未控制其它可能影响欺负行为的家庭变量。例如父母行为控制作为一种积极的养育方式,在控制孩子外化问题方面起显著作用。高父母行为控制的个体会
9、表现出更少的毒品使用和网络欺负行为(范翠英等,2017;叶宝娟等,2012)。从这个层面上讲,父母行为控制可能会对青少年欺负行为产生显著影响,有必要对其进行控制。因此,本研究将针对这两方面不足,采用短期纵向设计,在考虑父母行为控制影响的基础上,探究道德推脱在儿童期虐待和欺负行为之间的中介作用。通过对以往实证研究的梳理,本研究试探性地提出欺负行为的风险认知行为模型。即,青少年面临的来自学校、家庭、同伴、个体等多方面的风险因素会触发其不良的道德认知倾向,进而表现出更多的欺负行为(Wangetal.,2017;Yangetal.,2020)。在这一理论模型中,本研究推测:(1)外部风险因素正向预测青
10、少年的道德推脱和欺负行为;(2)道德推脱正向预测青少年欺负行为。父亲道德推脱是指父亲拥有的较稳定的不良道德认知倾向,表现为父亲能够在多大程度上脱离道德标准来为他们的不良行为辩护。父亲道德推脱可能会对青少年的道德和行为社会化产生不利影响。首先,父亲道德推脱会对孩子的道德发展产生影响。高道德推脱的父亲会为自己的暴力行为辩护,并向青少年传递不良的道德认知观念,长此以往可能会引发青少年高水平的道德推脱(Zychetal.,2020)。其次,父亲道德推脱也可能会对孩子的外化行为产生影响。社会学习理论认为,个体行为的获得来自于对他人行为的模仿,高道德推脱的父亲倾向于做出更多的不道德行为,在这样的家庭环境中
11、成长的青少年也会表现出更多的不良行为。Camodeca 和 Taraschi(2015)的研究也发现父母道德推脱与青少年外化行为之间呈显著正相关。父亲道德推脱不仅会直接导致青少年产生不良认知与行为,还可能恶化儿童期虐待对青少年道德推脱与欺负行为的不利影响。风险增强模型认为,当个体同时面临两种风险因素时,其消极后果会增强(Fergus&Zimmerman,2005)。父亲是青少年进行道德化和行为社会化的重要榜样,青少年会在道德认知和行为表现上对父亲进行全面学习。当父亲道德推脱水平较高时,青少年可能会受父亲影响而发展出较高的道德推脱,并更加心安理得地从事欺负行为。因此,儿童期虐待和父亲道德推脱两种
12、风险因素的交互作用可能会使青少年发展出较高水平的道德推脱和产生更多的欺负行为。但当父亲道德推脱水平较低时,并未在认知上为青少年提供道德推脱机制和欺负行为的学习榜样,并且即使遭受到儿童期虐待的青少年会习得不良认知和做出欺负行为,这种认知和行为 也 会 受 到 父 亲 的 约 束 和 管 教(Camodeca&Taraschi,2015)。据此,本研究提出假设 3:T1 的父亲道德推脱可显著调节 T1 的儿童期虐待对T2 的青少年道德推脱和 T2 的欺负行为的影响。父亲道德推脱还可能恶化随后的青少年道德推脱与欺负行为之间的关系。社会认知理论认为,青少年的道德认知与道德行为是个体因素与环境因素相互作
13、用的结果(Bandura,2001)。因此,青少年道德推脱影响欺负行为的过程可能会受到第1期王兴超等:儿童期虐待与欺负行为:青少年道德推脱与父亲道德推脱的作用109父亲道德推脱等外部因素的影响。高道德推脱的青少年倾向于表现出更多的欺负行为(Pozzolietal.,2012a)。如果此时父亲的道德推脱水平较高,那么其可能会肯定青少年的不良行为,来自父亲的肯定会使青少年的不良道德认知得到鼓励,从而使道德推脱水平较高的青少年表现出更多的欺负行为。相反,如果父亲的道德推脱水平较低,就可能对青少年表现出的种种不良行为进行规范,即使青少年的道德推脱水平较高也难以表现出更多的欺负行为。据此,本研究提出假设
14、 4:T1 的父亲道德推脱可显著调节 T2 的青少年道德推脱与T2 的欺负行为之间的关系。综上所述,本研究拟构建一个中介调节模型(见图 1),探讨 T1 的儿童期虐待对 T2 的青少年欺负行为的影响,同时检验 T2 的青少年道德推脱和T1 的父亲道德推脱在此过程中的中介作用和调节作用。T2 青少年道德推脱T1 儿童期虐待T2 欺负行为T1 父亲道德推脱图1假设模型2研究方法2.1研究对象采用整班调查的方法进行问卷调查,在收集数据前征得青少年及其父亲的知情同意。学生以班级为单位在安静的教室中填写调查问卷,测验完成后收回。父亲在家中填写问卷,并标记孩子姓名进行配对。2016 年 10 月进行了第一
15、次问卷调查,共 478 名青少年参加,其中 462 名青少年完成了儿童期虐待问卷和父母行为控制问卷。父亲填写公民道德推脱问卷,共 443 名父亲有效地完成了道德推脱问卷,形成有效配对 443 组。6 个月之后进行第二次调查,完成了第一次调查的青少年中有 423 人填写了青少年道德推脱问卷和欺负行为问卷。最终形成有效配对样本 423 份,流失率为4.5%。流失和非流失差异检验结果显示:只参加第一次与参加了两次调查的青少年在 T1 的儿童期虐待(t=1.82,p=0.07)和 T1 的父亲道德推脱(t=0.68,p=0.50)均没有显著差异。有效配对样本中,男生198 人,女生 225 人;年龄范
16、围为 1116 岁,平均年龄为 13.550.91 岁。2.2研究工具2.2.1儿童期虐待问卷采用 Bernstein 等人(2003)编制的儿童期虐待问卷。该问卷共有 28 个条目,采用李克特 5 点评分,得分越高表示青少年经历的虐待与忽视情况越严重。该问卷在中国青少年群体中广泛使用且信效度良好(Wangetal.,2017)。本研究中,其 Cronbachs 系数为 0.81。2.2.2青少年道德推脱问卷采用 Bandura 等人(1996)编制的青少年道德推脱问卷。该问卷共 32 个条目,采用李克特 5 点评分,得分越高表示道德推脱水平越高。该问卷在中国青少年被试群体中适应性良好(Wan
17、getal.,2017)。本研究中,其 Cronbachs 系数为 0.93。2.2.3欺负行为问卷采用 Pozzoli 等人(2012b)编制的欺负行为问卷。该问卷共 4 个条目,采用李克特 5 点评分,得分越高表示青少年在学校欺负他人的行为越多。该问卷适用于我国青少年群体且信效度良好(Wangetal.,2017)。本研究中,其 Cronbachs 系数为 0.82。2.2.4公民道德推脱问卷采用 Caprara 等人(2009)编制、王兴超等人(2013)修订的公民道德推脱问卷测量父亲的道德推脱水平。该问卷共 32 个条目,采用李克特 5 点评分,得分越高表示道德推脱水平越高。本研究中,
18、其 Cronbachs 系数为 0.96。2.2.5父母行为控制问卷采用 Wang 等人(2007)编制的中文版父母控制量表中的行为控制分量表。该问卷共 16 个条目,采用李克特 5 点评分,得分越高表示青少年感知的父母行为控制水平越高。该问卷适用于我国青少年群体且信效度良好(叶宝娟等,2012)。本研究中,其 Cronbachs 系数为 0.90。2.3数据处理采用 SPSS20.0 及 Mplus8.3 进行数据处理。3结果3.1共同方法偏差检验基于 Harman 单因素法检验法对由青少年自我报告的三个变量(T1 的儿童期虐待、T2 的青少年道德推脱和 T2 的欺负行为)进行共同方法偏差检
19、验。结果显示,第一个因子仅解释总变异量的110心理与行为研究第22卷20.34%,远小于 40%的临界值。这表明本研究的数据不存在明显的共同方法偏差。3.2描述统计与相关分析T1 的儿童期虐待、T2 的青少年道德推脱、T2 的欺负行为和 T1 的父亲道德推脱四者两两之间均存在显著的正相关。见表 1。表1各变量的描述统计与相关分析变量MSD123451.T1儿童期虐待1.45 0.442.T2青少年道德推脱1.83 0.580.24*3.T2欺负行为1.44 0.620.30*0.31*4.T1父亲道德推脱1.65 0.610.18*0.20*0.11*5.T1父母行为控制3.35 0.80 0
20、.060.12*0.10*0.036.年龄13.55 0.910.030.12*0.11*0.050.13*注:*p0.05,*p0.01,*p0.001,以下同。3.3青少年道德推脱的中介作用本研究采用 Mplus8.3 构建结构方程模型检验T2 的青少年道德推脱是否在 T1 的儿童期虐待与T2 的青少年欺负行为中起中介作用(见图 2)。根据吴艳和温忠麟(2011)的项目打包策略中的内部一致性法,按维度将儿童期虐待打包为 5 个指标;根据因子负荷平衡法将青少年道德推脱和欺负行为分别打包为 8 个指标和 2 个指标。结果表明:模型拟合指数良好:2/df=1.73,p0.001;RMSEA=0.
21、043,SRMR=0.053,CFI=0.918,TLI=0.904。T1 的儿童期虐待对 T2 的青少年道德推脱的路径系数显著。T2 的青少年道德推脱对 T2 的欺负行为的路径系数显著。在加入 T2 的青少年道德推脱后,T1 的儿童期虐待依然能够正向预测 T2 的青少年欺负行为。Bootstrap 检验显示,中介效应的间接效应值为 0.055,95%的置信区间为 0.018,0.112。95%的置信区间不包括零,说明 T2 的青少年道德推脱在 T1 的儿童期虐待与 T2 的青少年欺负行为之间起部分中介作用。T1 儿童期虐待 T2 欺负行为T2 青少年道德推脱身体虐待身体忽视情感虐待情感忽视性
22、虐待B2B1MD10.83*0.090.74*0.36*0.62*0.97*0.75*0.76*0.75*0.81*0.79*0.75*0.78*0.73*0.76*0.25*0.26*0.21*MD2MD3MD4MD5MD6MD7MD8图2青少年道德推脱的中介模型检验3.4父亲道德推脱的调节作用采用 PROCESS 插件的方程 59 来检验 T1 的父亲道德推脱的调节作用(Hayes,2013)。结果显示,T1 的父亲道德推脱可显著预测 T2 的青少年道德推脱,但是难以显著预测 T2 的欺负行为。T1 的父亲道德推脱可显著地调节 T1 的儿童期虐待对 T2 的青少年道德推脱和 T2 的欺负行
23、为的影响,但是难以显著地调节 T2 的青少年道德推脱与 T2 的欺负行为的关系。见表 2。为进一步揭示父亲道德推脱在儿童期虐待对青少年道德推脱和欺负行为之间关系的调节作用,将 T1 的父亲道德推脱以正负一个标准差为临界值进行高低分组进行简单斜率检验,并绘制简单斜率图。如图 3 所示,当 T1 的父亲道德推脱较高时,T1 的儿童期虐待显著预测T2 的青少年道德推脱(=0.22,p0.001);当 T1 的父亲道德推脱较低时,预测作用变得不显著(=0.06,p=0.41)。如图 4 所示,当 T1 的父亲道德推脱较高时,T1 的儿童期虐待显著预测 T2 的欺负行为(=第1期王兴超等:儿童期虐待与欺
24、负行为:青少年道德推脱与父亲道德推脱的作用1110.30,p0.001);当 T1 的父亲道德推脱较低时,预测作用也变得不显著(=0.09,p=0.23)。表2有调节的中介模型检验预测变量T2青少年道德推脱T2欺负行为tt性别0.272.90*0.232.51*年龄0.071.470.051.12T1父母行为控制0.102.05*0.061.24T1儿童期虐待0.142.77*0.193.90*T1父亲道德推脱0.153.20*0.010.02T1儿童期虐待T1父亲道德推脱0.082.24*0.112.67*T2青少年道德推脱0.224.44*T2青少年道德推脱T1父亲道德推脱0.051.21
25、R20.1300.186F10.31*11.74*0.40.30.20.100.10.20.30.40.50.6低儿童期虐待高儿童期虐待青少年道德推脱低父亲道德推脱高父亲道德推脱图3父亲道德推脱对儿童期虐待与青少年道德推脱之间关系的调节作用0.40.30.20.100.10.20.30.4低儿童期虐待高儿童期虐待欺负行为低父亲道德推脱高父亲道德推脱图4父亲道德推脱对儿童期虐待与青少年欺负行为之间关系的调节作用但传统简单斜率检验存在不足:父亲道德推脱的高低水平是人为划分的,会导致一些重要信息的丢失。因此,本研究使用 Johnson-Neyman 法进行简单斜率检验。如图 5 所示,当 T1 的父
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