家庭暴力对青少年饮酒和攻击行为的影响：链式中介效应分析

王海燕，唐春光，符丽萍，陈 坤

（达州市民康医院，四川 达州 635000）

家庭暴力是指家庭成员中强势方成为施暴者，通过殴打、人格侮辱、人身自由限制等方式对弱势方进行折磨、摧残和伤害［1］。Sumner 等［2］研究指出，每年超过1 200 万成年人面临伴侣的亲密暴力行为，超过1 000 万儿童青少年受到忽视和虐待等不同程度的家庭暴力。此外，van Berkel 等［3］研究表明，在4 000例0～17岁儿童青少年中，有15.2%的个体受到看护者的虐待，其中5.0%为身体虐待。遭受或目睹家庭暴力的青少年普遍存在情绪和行为问题，饮酒和攻击等危险行为较常见［4］。夏扉等［5］认为，青少年饮酒可损伤身体机能及认知功能，并造成抑郁、攻击行为等问题。究其成因，社会学习理论认为，攻击行为是个体通过学习效仿施暴者所形成的，若个体的心理需要未得到满足，极易诱发攻击行为［6］。de Vries 等［7］对102 例12～19 岁青少年的研究表明，与父母的依恋关系与攻击行为相关。而不同依恋关系的青少年，其心理需求亦有不同［8］。王跃鹏等［9］认为，在父母冲突、儿童忽视或虐待等不良家庭教养模式下，青少年易出现攻击行为。若青少年长期处于该教养模式下，认知状态可能出现偏差，Bandura 基于社会认知角度提出的道德推脱概念可充分解释这一机制。故青少年经历家庭暴力后形成的饮酒及攻击行为可能受到心理需求及道德推脱的影响。基于此，本研究通过链式中介效应分析家庭暴力下青少年出现饮酒及攻击行为的中介因素，从而为改善青少年身心健康提供启示。

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群分层随机抽样法在达州市抽取4所公立学校（2所初中和2所高中），在各学校的每个年级中随机抽取2个班级，共1 330名学生。共发放问卷1 330份，回收有效问卷1 280份，有效问卷回收率为96.24%。本研究通过达州市民康医院伦理委员会批准。

1.2 样本量计算

采用以下公式估算样本量：

其中，取置信区间α=0.05，Zα=1.96，据中国卫生统计数据，饮酒及攻击等危险行为发生率P=31.33%，设计效应deff取1.5，相对误差r=10%，d=rp=0.03133，经计算N=1 263，考虑回收率95.00%，确定样本总数为1 330例。

1.3 调查工具

采用自编人口学资料调查问卷收集青少年的性别、年龄及父母受教育程度、家庭月收入等信息。

采用儿童期创伤问卷（Chlidhood Trauma Questionnaire-Short Form，CTQ-SF）［10］评定青少年经历的家庭暴力情况。CTQ-SF 共28 个条目，包括情感虐待或忽视、性虐待、躯体虐待或忽视共5个因子。采用1～5 分5 级评分，“总是”计5 分，“经常”计4 分，“有时”计3 分，“偶尔”计2 分，“从不”计1 分。该量表拟合度良好，比较拟合指数（CFI）为0.928、近似误差均方根（RMSEA）为0.046。该量表信效度良好，Cronbach’sα系数为0.840，各因子Cronbach’sα系数均≥0.640。

采用基本心理需要问卷（Basic Psychological Needs Scale，BPNS）［11］评定青少年的心理需求。BPNS共21个条目，分为能力需要、自主需要及关系需要3个维度。采用1～7分7级评分，评分越高表示需要满足的程度越高。该量表的能力需要、自主需要及关系需要Cronbach’sα系数分别为0.660、0.700 和0.750。

采用道德推脱问卷（Moral Disengagement Scale，MDS）［12］评定青少年道德推脱情况。MDS 共32个条目，分为道德辩护、责任转移、有利比较、责任分散、非人性化、扭曲结果、委婉标签和责备归因8 个维度。采用1～5 分5 级评分，评分越高表明道德推脱水平越高。该量表信效度良好，Cronbach’sα系数为0.820。

采用青少年健康相关危险行为问卷（Adolescent Health related Risky Behavior Inventory，AHRBI）［13］评定青少年饮酒及攻击行为等相关危险行为。AHRBI共38个条目，包括攻击暴力、吸烟饮酒、无保护性、破坏纪律、自杀自残和健康妥协6个因子。采用1～5分5 级评分，“经常发生”（每周4 次及以上）计5 分、“几乎经常”（每周2～3次）计4分、“有时发生”（每月2～4次）计3 分、“几乎不发生”（每月1 次）计2 分、“不发生”计1 分。该量表拟合度良好，CFI 为0.900，RMSEA 为0.029。总Cronbach’sα系数为0.900，除健康妥协因子Cronbach’sα系数为0.400外，其他因子Cronbach’sα系数均＞0.750。

1.4 调查方法及质量控制

以班级为单位进行问卷调查，由经培训合格的医师担任调查员，向研究对象说明调查目的及调查流程，要求研究对象根据自己的真实想法独立作答，测评耗时约45 min。采取双人复核，对有疑问项及时随访验证。因研究数据均通过问卷调查进行收集，受试者对问卷内容理解及反应存在偏差并产生语境效应，需行共同方法偏差控制。Harman单因子检验，第一个因子方差解释率16.834%，低于临界值（40%）。验证性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）分析自由度（df）=3635.450，χ2=546，CFI=0.780，RMSEA=0.160。不 满 足df/χ2＜5，CFI≥0.90、RMSEA＜0.08等拟合标准。

1.5 统计方法

采用SPSS 22.0 进行统计分析。共同方法偏差采用Harman 单因子检验及CFA 分析，采用（±s）描述正态分布的定量数据，两组间均值比较采用t检验，三组间均值比较采用F检验，使用Pearson 相关分析考察CTQ-SF、BPNS、MDS 和AHRBI 评分的相关性，并采用Bootstrap 抽样方法、PROCESS 进行链式中介效应分析。双侧检验水准α=0.05。

2 结 果

2.1 研究对象一般资料

在1 280 名青少年中，男生684 人（53.44%），女生596人（46.56%）；年龄13～18岁［（15.25±2.31）岁］；初中生613 人（47.89%），高中生667 人（52.11%）；父母受教育程度：高中及以下732人（57.19%），专科及以上548 人（42.81%）；家庭月收入：≤3000 元146 人（11.41%），3000～5000 元566 人（44.22%），≥5000 元568人（44.37%）。

2.2 不同人口学资料的青少年各量表评分比较

青少年CTQ-SF、BPNS、MDS 和AHRB 评分分别为（40.12±3.17）分、（32.23±2.59）分、（49.96±4.67）分、（8.56±1.41）分。不同父母受教育程度、不同家庭月收入的青少年CTQ-SF和BPNS评分差异均有统计学意义（P均＜0.01）。不同性别、不同年龄、不同父母受教育程度、不同家庭月收入的青少年MDS 和AHRBI评分差异均有统计学意义（P均＜0.01）。见表1。

表1 不同人口学资料的青少年各量表评分比较（±s，分）

注：CTQ-SF，儿童期创伤问卷；BPNS，基本心理需要问卷；MDS，道德推脱问卷；AHRBI，青少年健康相关危险行为问卷；t1、P1，t2、P2，t3、P3分别代表不同性别、年龄和父母受教育程度的青少年各量表评分比较，F、P代表不同家庭月收入的青少年各量表评分比较

AHRBI评分9.23±1.54 7.85±1.32 7.78±1.24 9.46±1.59 9.37±1.57 7.81±1.26 9.27±1.56 8.24±1.35 7.83±1.28 17.082＜0.010 20.978＜0.010 19.105＜0.010 67.689＜0.010组 别性别年龄父母受教育程度家庭月收入男生（n=684）女生（n=596）13～15岁（n=618）16～18岁（n=662）高中及以下（n=732）专科及以上（n=548）≤3000元（n=146）3000～5000元（n=566）≥5000元（n=568）t1 P1 t2 P2 t3P3F P CTQ-SF评分40.16±3.24 39.89±3.11 40.12±3.22 39.93±3.14 41.34±3.35 38.76±3.08 41.46±3.38 40.25±3.25 38.69±3.12 1.515 0.130 1.069 0.285 14.109＜0.010 58.433＜0.010 BPNS评分32.14±2.51 32.31±2.68 32.16±2.53 32.30±2.63 31.56±2.45 32.41±2.73 31.24±2.37 31.78±2.40 32.49±2.46 1.171 0.242 0.969 0.333 5.847＜0.010 20.999＜0.010 MDS评分52.13±5.17 48.25±4.32 46.39±4.18 54.17±5.45 54.23±5.44 46.45±4.15 53.98±5.42 49.34±4.56 46.31±4.06 14.447＜0.010 28.512＜0.010 27.940＜0.010 189.056＜0.010

2.3 相关分析

Pearson 相关分析显示，CTQ-SF 与BPNS 评分呈负相关（r=-0.160，P=0.012），与MDS 和AHRBI 评分均呈正相关（r=0.330、0.250，P均＜0.01）；BPNS 与MDS 和AHRBI 评分均呈负相关（r=-0.220、-0.270，P均＜0.01）；MDS 与AHRBI 评分呈正相关（r=0.420，P＜0.01）。

2.4 链式中介效应分析

控制性别、年龄、父母受教育程度及家庭月收入，家庭暴力对饮酒及攻击行为直接效应值为0.041（P＞0.05），家庭暴力对心理需求、家庭暴力对道德推脱、心理需求对道德推脱、心理需求对饮酒及攻击行为、道德推脱对饮酒及攻击行为的效应值分别为-0.468、0.536、-0.241、-0.412、0.094（P均＜0.05），家庭暴力对心理需求至道德推脱对饮酒及攻击行为总效应值为0.295（P＜0.05）。见表2、图1。

3 讨 论

青少年时期是个体心理及生理成熟的关键阶段，若此期间形成了饮酒、攻击行为等不良习惯，不利于未来健康。吕绍平等［14］研究显示，父母冲突、家庭暴力等负性家庭因素诱发青少年攻击行为的风险较高。本研究中，家庭月收入及父母受教育程度越低，更易导致家庭暴力发生，而男性、年龄较大、家庭收入和父母受教育程度低的青少年更易出现道德推脱，并发生饮酒及攻击行为，与已有研究结果一致［15-16］。可能是因为低收入家庭的父母忙于工作，疏于对子女的管教，难以营造良好的家庭环境，青少年心理需求难以得到满足；父母受教育程度越低，可能多采取打骂、忽视等方式进行教育，导致青少年长期处于淡漠、孤独等消极情绪中，难以从家庭获得足够的心理需求。道德推脱是基于特定认知倾向下重新定义攻击行为、使其伤害性显得更小，且忽视对受害者痛苦的认同。通常来说，年龄越大道德推脱越强，原因系对事情的看法比较独特，甚至有许多违反道德准则或极端倾向的观点［17］。此外，性别差异决定了男性对攻击及危险行为的容忍度更高，更易脱离愧疚感和自责感［18］。

本研究结果表明，心理需求和道德推脱在家庭暴力与饮酒及攻击行为之间起中介作用。当家庭暴力出现时，青少年心理需求降低，且在发生饮酒及攻击行为之前，可经道德推脱观念转变为正常的道德行为标准，对该危险行为的性质进行重新定义，即认为该行为不具有伤害性，且不造成严重后果，进而发生饮酒及攻击行为。这与已有研究结果一致：早期亲子关系对个体心理需求有重要影响，家庭暴力所致的不安全依恋可导致青少年心理需求缺失［19］；暴力犯罪者通过道德推脱认为他们的攻击行为不值得责备，甚至是正义的［20］。Martin 等［21］则从生理学层面揭示了青少年家庭暴力导致其心理需求降低的中介途径，即家庭暴力带来的冲突可使青少年皮质醇反应性升高，由此导致下丘脑-垂体-肾上腺轴等系统发生改变，进而影响心理需求。若青少年长期处于存在家庭暴力的环境中，经受冷漠、忽视或虐待等，可使得其形成不良心理需求，建立不安全依恋的个体内部工作模型，对暴力价值观及态度重新定义，对暴力行为容忍度高，并效仿父母的暴力行为［22-23］。结合本研究结果，提示在存在家庭暴力的情况下，青少年自我需求降低，并在道德推脱的作用下，发生饮酒及攻击行为等危险事件，与刘湍丽等［24］研究结果一致。

综上所述，家庭暴力导致青少年饮酒及攻击行为的直接效应不成立，心理需求和道德推脱在家庭暴力导致饮酒及攻击行为中发挥中介作用。但本研究未进行调节效应分析；此外，本研究为横断面研究，青少年年龄和心理状态的变化对研究结论的可靠性可能存在一定影响。