父母离异、情绪控制力与青少年偏差行为——基于2014～2015学年CEPS数据的潜在剖面分析

乐 章，高旭瑶

（中南财经政法大学公共管理学院，武汉 430073）

一、问题的提出

离婚是家庭研究中的热点话题，持续走高的离婚率更是引来社会各界的广泛关注。《2020年民政事业发展统计公报》显示，中国依法办理离婚手续的人数达433.9 万对，结婚人数为814.3 对，按此趋势，未来可能有1/2的夫妻选择离婚。孩子一直是离婚议题中讨论的焦点，他们目睹家庭破碎、亲人离散，却几乎没有选择权，只能被迫接受父母离异的事实，心理和行为可能产生不同程度的变化。

学界有关父母离异对孩子影响的研究，形成了“严重影响说”和“有限影响说”两种观点。前者认为父母离异对孩子的发展会造成严重危害，且具有持续性。父母离异将导致孩子较低的受教育水平、出现性格缺陷、心理状况恶化并更容易忽视友谊及和谐的人际关系，在成年后，健康水平将显著下降，社会经济地位处于弱势，老年期也会面临更高的患病和死亡风险。到20世纪80年代，“有限影响说”逐渐占据主流，持这一观点的学者并不否认父母离异对孩子个人发展的消极影响，但认为这种影响十分有限。无论是少儿期还是成年期，离异家庭的孩子相比一般孩子在大多数发展指标上并无明显差异，甚至很大一部分经历父母离异的孩子在成长中更加坚强、自立，适应性也更好[1-2]。

青少年期是孩子成长和社会化的关键时期，由于外部事件的冲击和自我内心的矛盾，青少年往往表现出极不稳定的情绪、逆反心理和对抗性行为，在此过程中可能形成助人、分享、合作等亲社会行为，也可能形成暴力、攻击、伤害等偏差行为[3]。学界一般认为青少年的偏差行为是青少年在日常学习生活中不遵守正式社会规范或偏离常态的行为，如旷课、逃学、考试作弊、暴力、盗窃、撒谎、吸毒、酗酒、自杀等[4-5]。家庭是影响青少年偏差行为的重要因素，青少年与父母共同居住能够有效降低偏差行为的发生率，其中母亲在规范行为上发挥了较大作用[6]。发挥家庭的积极功能也能够抑制青少年的偏差行为，父母的监管、教育、理解、关注和关怀将减少青少年的暴力行为和犯罪行为[7]。此外，良好的家庭关系，如父母依恋等不仅减少了青少年的偏差行为，而且可以在一定程度上弱化偏差同伴的影响效应，与母亲相比，父亲与青少年温暖的交往方式更具保护性[8]。然而，现实中家庭教育不被重视，社区矫正和学校社会工作发展滞后，青少年偏差行为管理主要依靠学校德育部门和班级老师，但中小学过低的师生比往往导致大量有过偏差行为的青少年被列为差生而忽视，关心青少年发展工作任重而道远。

纵观已有研究，关于父母离异和青少年偏差行为的研究已有较多成果，但仍存在以下不足：第一，现有文献对青少年偏差行为的研究多聚焦于家庭结构、功能及关系的影响，忽略了父母离异作为负性生命事件本身对青少年偏差行为的不利影响。第二，通常关注偏差行为各个离散的维度或直接将量表简单加总，鲜有学者探究青少年偏差行为的特征、差异以及不同维度之间的潜在联系。第三，对于父母离异不利于青少年发展已达成共识，但在父母离异对青少年偏差行为的影响及内在机制方面的讨论还不够深入。青少年偏差行为有何特征？父母离异是否增加了青少年的偏差行为，其影响机制如何？是尚未解决的问题。本文将利用潜在剖面分析，根据个体的外显行为指标识别青少年偏差行为的潜在类别；将青少年偏差行为作为因变量，考察父母离异对青少年偏差行为的影响；根据父母冲突状态划分子样本，分析父母离异对青少年偏差行为的差异化影响；并检验情绪控制力在父母离异与青少年偏差行为中发挥的中介效应，以及家庭参与在其中的调节效应。

二、理论框架与研究假设

家庭是个体早期的主要生活环境和社会化场所，为青少年提供了成长所需的环境、物质、金钱、关系等多种资源和保障，根据资源的流动方向，青少年可以被视为资源的接收方，父母则是资源的提供方。为深入分析父母离异对青少年偏差行为的影响，本文引入了资源保存理论（COR）作为研究视角。该理论由Hobfoll（1989）提出，认为个体具有努力获取、保持、培育和保护其所珍视的资源的倾向，人们会消耗已有资源来面对当前的压力情境，也会努力保护和获取资源以应对未来可能发生的压力。当现有资源面临损失威胁或发生实际损失时，个体会出现身体和行为上的一些压力反应，当资源耗竭时甚至会出现攻击性和非理性行为[9]。具体而言，当青少年获取、使用父母提供的资源时，往往表现出积极行为，但如果父母无法提供充足的资源，青少年会面临资源匮乏甚至资源耗竭，难以应对当下或未来的压力环境，最终导致消极行为。

资源损失比资源获得对个体的影响更大，持续时间更久。当核心或关键资源丢失时，个体将表现出更少的积极行为。家庭提供了个体生存的初始资源和关键资源，孩子在充满安全感、爱和信任的家庭中生活有助于其身心发展和健康成长[10]。父母离异等家庭结构变动对家庭功能具有破坏性影响，孩子往往承受着父母“生理缺位”或“心理缺位”造成的巨大压力[11]，无法获得个人成长和发展所需的充足资源，在青少年期更容易形成偏差行为[12]。然而，由于离异家庭的异质性，父母离异对青少年偏差行为的影响可能并不一致。在父母冲突高的家庭中，频繁的争吵、敌对将孩子牵扯到不必要的纷争中，使其被迫地处于压力环境，这种不利影响往往比父母离异更明显[13]。父母打着“为了孩子好”的名义不离婚，使孩子长期生活在低亲密度的家庭环境中，同样会导致成长资源匮乏[14]，这时父母离婚不会增加青少年的偏差行为。据此提出假设：

假设1：父母离异将增加青少年的偏差行为。

假设2：在低冲突状态下，父母离婚将增加青少年的偏差行为；在高冲突状态下，父母离婚对青少年偏差行为没有显著影响。

个体面对压力事件时，需要运用大量内在资源进行情绪控制，这也导致处理未来压力事件的资源短缺而容易陷入资源失衡，从而产生消极行为。一项研究表明，工作家庭冲突使员工情绪耗竭，当情绪资源不足时，员工将表现出更少的组织公民行为和更多的反生产行为[15]。相似地，青少年在遭遇父母离异后会可能产生抑郁、孤独、自我效能低等负面情绪，当个体试图克制这些情绪时，会消耗情绪控制力并削弱后续情绪控制可用的强度。同时，持续地与压力和负面情绪对抗，情绪控制力也将逐渐减弱[16]，最终使青少年无法应对未来的压力事件，产生偏差行为。据此提出以下假设：

假设3：情绪控制力在父母离异对青少年偏差行为的影响中发挥中介效应。

虽然获取资源的重要性远远低于保护现有资源，但在资源已损失的情境下，新的资源补充有助于个体缓解紧张和压力，也可以帮助其更好地抵御资源损失，防止陷入“资源损失螺旋”。父母离异导致青少年资源匮乏的现状已经无法改变，但仍可以通过发挥积极的家庭功能，加强监督、沟通、理解及与青少年的互动[5]，抵消早年父母离异带来的资源消耗，预防青少年的偏差行为。家长参与不仅能够正向预测孩子的学业成就[17]，也有助于其心理健康和积极行为发展[18-19]。据此提出以下假设：

假设4：家长参与能够负向调节情绪控制力的中介作用。

基于理论分析，建立的研究框架如图1。

图1 研究框架

三、青少年偏差行为潜在类别

（一）青少年偏差行为显变量

本研究的数据来源于2014～2015学年中国教育追踪调查（CEPS），该调查由中国人民大学中国调查与数据中心设计与实施，以2013～2014学年为基线，采用PPS抽样方法从全国随机抽取了28个县级单位（县、区、市），对全体被调查学生及其家长或监护人、班主任老师、主课任课老师以及学校负责人进行问卷调查，增删、修改基线调查的问卷后，2014～2015学年的问卷中有关个人和家长的问题设置能够满足研究需要。剔除缺失值后，剩余有效样本数量为7794个。

与以往简单计算生成的偏差行为变量不同，本文根据外显偏差行为指标，运用潜在剖面分析识别青少年偏差行为的潜变量，从而得出不同类型人群的比重。选择指标时遵循以下原则：一是借鉴已有研究的指标选取方法；二是考虑中国青少年家庭情况和中国教育追踪调查（CPES）问卷所设计的偏差行为问题。结合上述情况，选择了骂人说脏话、吵架、打架、欺负弱小同学、脾气暴躁、注意力不集中、逃课逃学、抽烟喝酒、上网吧游戏厅十项指标作为青少年偏差行为的显变量，各项指标的回答从1到5分别为“从不”“偶尔”“有时”“经常”“总是”。但是，观察其分布后发现，回答“从不”的样本远远多于其他四项，为了更好地考察青少年偏差行为的类别特征，在潜在剖面分析前将十个题项全部选择“从不”的样本分离出来单独作为一类，这类青少年不存在偏差行为，故可以命名为无偏差型，共805个样本，占总样本的10.3%。

（二）青少年偏差行为的潜在类别及差异

以剩余的6 989个样本为基础，利用Mplus8.3软件对青少年偏差行为进行潜在剖面分析的拟合性估计。通常来说，潜在类别模型的主要适配指标包括信息评价指标AIC（Akaibe Information Criterion）、BIC（Bayesian Information Criterion）、aBIC（Asjusted BIC），三者的值越小表明模型拟合效果越好；信息熵Entropy，值＞0.6模型分类的准确率超过80%，值＞0.8表明分类准确率超过了90%；LMR和BLRT检验的p值，如果p＜0.05，表明其对应的k类模型优于k-1类模型，如果p＞0.05则表明k类模型与k-1类模型没有差别。

从只有一个类别的零模型开始，逐步增加青少年偏差行为的潜在类别，共构建6 个潜在类别模型。分别对数据进行拟合和估计，得到相应的拟合指数见表1。可以发现，模型的AIC、BIC和aBIC指数随着潜在类别增加逐渐变小，但只有在两个类别和三个类别时具有统计意义，而三类别模型的LMR和BLRT的p值均＜0.01，表明三个类别的模型显著优于两个类别的模型，此时AIC=130 645.676，BIC=130 934.824，aBIC=130 801.357。四到六类别模型的LMR和BLRT的p值均出现了＞0.05的值，也就是说该模型与三类别模型没有差别。此外，6 个模型的Entropy 值均＞0.8，表示每个模型分类的准确率都超过了90%。基于各项指数优劣和力求模型简洁的原则，确认三类别模型为理想模型，其类别概率分别为0.84、0.02和0.13。

表1 青少年偏差行为潜在类别适配指标

图2为青少年偏差行为四个潜在类别在十个题项上的条件均值，条件均值越高表示该潜在类别的青少年在这一题项的得分越高，可以据此为每个类别命名。第一个类别中，各题项的条件均值均较低，其中逃课逃学和抽烟喝酒得分仅有1.025和1.013，只有个别题项得分稍高，如骂人说脏话、注意力不集中的得分为2.154和2.208，不过这两种行为本身在所有偏差行为显变量中也属于较轻程度。这类青少年占总样本的84%，符合现实情况，他们的偏差行为不明显，仅出现少量逆反行为，可以将此类偏差行为定义为轻微型。与之相反，第三个类别在各题项上的条件均值都偏高，抽烟喝酒和上网吧游戏厅的得分有大幅提高，达到了3.673和2.947。虽然只有2%的青少年属于此类，但其偏差行为处于高危状态，如不加以制止很可能走上犯罪道路，可以将此类偏差行为定义为过激型。第二个类别在各题项的条件均值均介于第一类和第三类之间，骂人说脏话、吵架、脾气暴躁、注意力不集中、抄袭作弊等较轻偏差行为的条件均值上升明显，打架、欺负弱小同学、逃课逃学、抽烟喝酒、上网吧游戏厅等较重偏差行为的条件均值也出现上升趋势，整体处于由轻微型向过激型偏差行为的发展阶段，可以将其命名为明显型偏差行为。

图2 青少年偏差行为三个潜在类别在10个题项的条件均值

四、父母离异与青少年偏差行为

（一）研究设计

被解释变量为偏差行为，结合潜在剖面分析的三种偏差行为类别以及提前划分的无偏差型行为，将其定义为分类变量，从1～4分别代表无偏差型、轻微型、明显型和过激型。核心解释变量为父母离异，根据学生问卷中“你的亲生父母现在的婚姻状况是？”测量，已经离异赋值为1，否则为0。对于控制变量，选择了个人、家庭和学校层面的特征，包括性别、户口、独生子女、大病、父母职业、父母教育程度、家庭经济、朋友数量、朋友行为和恋爱。其中，性别在问卷中并未直接询问，但可以通过个人问卷中“你的体能水平：男生答引体向上；女生答仰卧起坐”分辨，将男生赋值为1，女生赋值为0。大病变量来自家长问卷中“到目前为止，孩子生过下面这几种大病吗？”，选项包括肾病、肺部疾病、心脏病、脑部疾病、上肢或下肢骨折，只要生过其中一项疾病便赋值为1，否则为0。父母工作根据家长问卷中“孩子父亲/母亲现在的职业是？”测量，在职业分类上，有研究将之分为一般技术人员、专业技术人员、政府或公司领导[20]，也有的分为专业技术与管理人员、非体力执业人员、体力职业人员[21]，基于问卷情况，本文将父母职业分为领导干部、专业技术人员、体力职业人员、失业或其他四类并分别赋值。朋友行为变量根据学生问卷中“上面提到的几个好朋友有没有以下情况？”测量，选择“逃课、旷课、逃学”到“退学了”7个题项，回答为“没有这样的”“一到二个这样的”“很多这样的”，从1到3分别赋值，加总后得分范围为7～21，值越大表示朋友显现出更多的偏差行为。

此外，在检验父母离异对青少年偏差行为影响的异质性和内在机制时，加入了父母冲突、情绪控制力和家长参与三个变量。父母冲突根据学生问卷中“你父母经常吵架吗？”衡量，高冲突赋值为1，低冲突赋值为0。父母离异本身为负性事件，情绪控制力更多应考察青少年在面对压力或消极情绪时的表现和反映，因此通过个人问卷中“出现负面情绪时，我通常很快可以自己调整过来”和“出现负面情绪时，我通常很快可以在别人的帮助下调整过来”加以测量，答案从1到4 分别为完全不同意、不太同意、比较同意和完全同意，将两个问题加总得到情绪控制力，得分范围为2～8，值越大说明情绪控制力越强。家长参与变量根据家长问卷中“家长是否主动与孩子讨论以下事情？”获得，量表包括家长在“学校发生的事情”“孩子与朋友的关系”“孩子与老师的关系”“孩子的心事或烦恼”上的参与程度，答案从1到3依次为从不、偶尔、经常，该量表Cronbach系数为0.8629，表明量表信度非常好，经过加总后家长参与变量的得分范围为4～12，值越大参与程度越高。值得注意的是，由于父母离异后孩子可能由父母其中一方、双方或其他监护人抚养，因此这里的“家长”指青少年的监护人，并不局限于孩子父母。变量的分布情况见表2。

表2 变量描述性统计

在模型选择上，本文关注点是父母离异对青少年偏差行为的影响，被解释变量偏差行为是多分类变量，因此构建多项Logit模型如下：

其中，deviantbehavior表示青少年的偏差行为，divorce表示青少年是否经历父母离异，i、j分别为偏差行为中第i类和参照组，ε是随机误差项，βik表示父母离异引起的对数几率比的边际变化。

在研究父母离异对青少年偏差行为类别转变的影响时，由于经历/未经历父母离异的两组青少年的初始条件不同，可能存在“样本选择偏差”问题，如果直接用传统的Ols 模型会导致估计结果有偏。对于青少年来说，父母离异可以看作一项外部冲击事件，偏差行为转变与否是这项事件导致的结果，可以利用倾向得分匹配法构建反事实框架，将父母离异作为处理变量，偏差行为类别转变作为结果变量，估计父母离异对青少年偏差行为类别转变的净效应，构建模型如下：

其中，Di为虚拟变量，Di= 1表示父母离婚，为处理组，否则为对照组，f(xi)为青少年i协变量的线性函数，Logit表示模型将运用Logit回归估计青少年偏差行为的倾向得分。

（二）父母离异对青少年偏差行为的影响

将无偏差行为的青少年作为参照组分析父母离异对青少年偏差行为的影响，表3报告了回归结果，1、3、5列为各解释变量的系数值。可以发现，与无偏差行为青少年相比，经历父母离异的青少年更可能显现出轻微型（b=0.570，p＜0.01）、明显型（b=1.068，p＜0.01）和过激型偏差行为（b=1.364，p＜0.01），即父母离异显著增加了青少年的偏差行为，假设1成立。此外，由于Logit模型的回归分析系数无法直接解释，只能观察影响的正负向，因此在表3的2、4、6列中进一步报告了各解释变量的边际效应值。具体而言，与无偏差行为组相比，青少年在经历父母离异后表现出轻微型偏差行为的概率将增加0.1%，表现出明显型偏差行为的概率将增加4.6%，而表现出过激型偏差行为的概率将增加0.7%，父母离异对青少年明显型偏差行为的影响更明显。

表3 父母离异对青少年偏差行为的影响

青少年偏差行为的发展经历了从无到有、从轻到重的过程，表现为无偏差型→轻微型→明显型→过激型的类别转变。将Ⅰ→Ⅱ定义为青少年从无偏差型到轻微型偏差行为类别的转变，如果样本属于轻微型则赋值为1，属于无偏差型则赋值为0，Ⅱ→Ⅲ和Ⅲ→Ⅳ类别转变的定义和赋值以此类推。在加入协变量的前提下，利用倾向得分匹配法分析每一类别转变过程中父母离异的影响效应。变换倾向得分匹配的方法和参数，分别进行四次回归（平衡性假设和共同支撑假设均已验证），表4报告了回归结果的平均处理效应（ATT）。可以发现，父母离异对青少年偏差行为类别转变的四组平均处理效应基本一致，说明结果具有稳定性。具体而言，父母离异对无偏差型向轻微型偏差行为转变的处理效应分别为0.055（p＜0.01）、0.054（p＜0.01）、0.047（p＜0.01）、0.046（p＜0.01），对轻微型向明显型偏差行为转变的处理效应分别为0.049（p＜0.05）、0.052（p＜0.01）、0.051（p＜0.01）、0.051（p＜0.01），但对明显型向过激型偏差行为转变的处理效应不显著。也就是说，父母离异对青少年偏差行为的影响有一定范围限制，这种影响主要体现在偏差行为发展和转变的早期阶段，明显型偏差行为是分水岭。

表4 父母离异对青少年偏差行为的平均处理效应

（三）不同冲突状态下父母离异对青少年偏差行为的影响

父母离婚前的频繁冲突也会导致青少年在成长过程中无法获取充足资源，而离婚是矛盾激化的最后阶段。以父母冲突状态为标准，将原样本划分为低父母冲突和高父母冲突两个子样本重新进行基准回归，表5报告了回归结果。可以发现，当父母冲突低时，经历父母离异的青少年表现出轻微型（b=0.602，p＜0.01）、明显型（b=0.889，p＜0.01）和过激型（b=1.514，p＜0.01）偏差行为的概率显著增加；当父母冲突高时，父母离异对青少年偏差行为没有显著影响，假设2成立。这说明父母离异不一定会带来青少年偏差行为增加，在父母矛盾和冲突严重的家庭中，离婚代表着争吵的结束，因此不会增加青少年的偏差行为。

表5 不同父母冲突状态下父母离异对青少年偏差行为的影响

（四）情绪控制力、家长参与的调节-中介效应

本文另外一个关注点在于父母离异对青少年偏差行为影响的内在机制，由于被解释变量为分类变量，且涉及的变量多、结构复杂，因此采用广义结构方程模型进行估计，以明确多个变量之间的影响路径。在加入控制变量的前提下，检验情绪控制力在父母离异与青少年偏差行为关系中的中介效应，并取家长参与均值的上下一个标准差，计算高家长参与水平和低家长参与水平时情绪控制力对青少年偏差行为的影响。表6报告了具体的路径效应值与效果量，图3为调节-中介模型图。

表6 父母离异影响青少年偏差行为的机制

图3 调节-中介模型图

根据检验结果，对于轻微型、明显型和过激型青少年偏差行为来说，情绪控制力在父母离异对偏差行为影响中的中介效应均显著，效应值分别为0.062（p＜0.01）、0.112（p＜0.01） 和 0.117 （p＜0.01），占 总 效 应 的10.7%、10.1% 和10.5%，且情绪控制力在不同青少年偏差行为类型中发挥的效应强度由高到低依次为过激型、明显型和轻微型。此外，父母离异对青少年偏差行为影响的直接效应虽有降低但仍然显著（b=0.517，p＜0.01；b=0.994，p＜0.01；b=1.230，p＜0.01），说明情绪控制力发挥了部分中介效应，假设3成立。

加入调节变量后发现，情绪控制力与家长参与的交互项对青少年各类型偏差行为的影响路径均显著（b=-0.052，p＜0.01；b=-0.060，p＜0.01；b=-0.060，p＜0.05），说明家长参与显著调节了情绪控制力的中介作用，且调节作用主要体现在中介作用的后半程。具体而言，随着家长参与水平的提高，情绪控制力对青少年偏差行为的负向预测作用逐渐减弱，青少年消耗殆尽的资源可以得到有效补充，缓解了偏差行为的进一步恶化，体现了家长参与的保护效应，假设4成立。然而，情绪控制力和家长参与交互项在过激型偏差行为中的显著性有所降低，说明家长参与在情绪控制力对过激型偏差行为中的调节作用较薄弱，需要更强有力的其他干预措施同时介入。

五、结论与讨论

资源保存理论为研究父母离异和青少年偏差行为提供了新视角，也具有广泛的现实意义。采用潜在剖面分析，通过十个偏差行为显变量获得了青少年存在的三种偏差行为潜在类别，分别为轻微型、明显型和过激型，其中轻微型偏差行为的表现不明显，人数占比最多，过激型偏差行为人数最少但最危险，明显型偏差行为则处于由轻微型向过激型转变的阶段。

通过分析父母离异对青少年偏差行为的影响，得出以下结论：第一，父母离异显著增加了青少年的偏差行为，与无偏差组相比，经历父母离异的青少年表现出轻微型、明显型、过激型偏差行为的概率分别增加0.1%、4.6%和0.7%。第二，父母离异能够影响青少年偏差行为的类别转变，但这种影响只体现在偏差行为发展和转变的早期阶段，包括无偏差型到轻微型、轻微型到明显型偏差行为的转变，而对明显型到过激型的转变没有显著影响。第三，由于离异家庭的异质性，父母离异对青少年偏差行为的影响也存在差异，当父母冲突低时，离异会显著增加青少年的偏差行为，当父母冲突高时，离异对青少年偏差行为没有显著影响。第四，机制检验后发现，情绪控制力在父母离异对青少年偏差行为的影响中发挥部分中介效应，家长参与能够负向调节情绪控制力的中介作用，且主要体现在后半程，体现了家长参与的保护效应，但这种调节作用在过激型偏差行为中较为薄弱。

立足于本文结论和现实情况，促进青少年健康成长，需要社会、学校、家庭的通力合作，具体应把握以下两点：

第一，重视父母冲突或离异对青少年的影响。离婚前，父母在处理自己情感问题的同时，要兼顾孩子感受，积极回应其情感和心理需求。如果离婚已不可避免，要尽量减少父母无休止的争吵和冲突给孩子带来的压力和情绪损耗，也没有必要“为了孩子好”而艰难维系破碎的婚姻。离婚后，父母除履行监护责任外，也要保持与孩子的沟通和交流，提供必要的经济和情感支持，帮助其解决遇到的生理、心理、社会问题，促进形成积极正向的人格和行为方式。此外，学校应建立家校合作机制，保证老师和家长间的有效联系，对孩子的心理状况和行为表现加强沟通；应关心爱护青少年，鼓励同学间形成平等、团结、友爱的氛围，不因家庭情况等歧视学生。居民委员会、村民委员会应设置专人专岗，指导、帮助、监督父母或其他监护人履行对青少年的抚养、照护义务，对处于困境的青少年和家庭，应建立信息档案并重点帮扶。

第二，发展青少年的情绪控制力抑制偏差行为由轻向重转变。从内部资源出发，青少年在成长过程中应以积极态度面对压力和挫折，在困境中变消极反抗为主动适应，遇到难题时积极向家长、老师、社区等寻求帮助。从外部资源出发，应强调家庭在青少年成长教育中的主体责任，鼓励家长及监护人参与到孩子的抚养和教育中，树立优良家风，培养青少年良好的品行和正确的人生观、价值观，将日常行为规范的养成教育贯穿到青少年学习生活的方方面面，引导青少年良好的行为习惯。学校应建立早期心理健康筛查和干预机制，并配备专业的心理健康教育老师，提供相应的心理健康辅导，预防青少年心理和行为异常问题。政府应支持社会组织和个人开展有利于青少年健康成长的社会活动和服务，积极培育地方社会组织、社会工作者，为家庭和学校提供有关青少年成长的法律咨询、心理辅导、行为矫正等专业服务。■