自尊与留守儿童攻击性的关系：生活满意度和心理素质的中介作用

韩宗桥，郭成，王蝶，余宾，何丽

1. 西南大学 心理学部/心理健康教育研究中心，重庆 400715；2. 重庆市璧山区璧泉初级中学校，重庆 璧山 402760

在我国快速城市化和经济高速发展的今天, 还有相当人群需要为家庭和生活在外务工, 他们不得不选择离开孩子, 使得留守儿童这一群体不断扩大． 父母双方或一方跨乡镇街道外出流动半年及以上, 留在原籍不能与父母双方共同生活的0～17岁儿童即留守儿童[1]． 据国家统计局等机构的数据, 我国到2020年共有留守儿童6 693万人, 占全国儿童总数的22%． 以往研究发现, 留守儿童由于长期处于亲子分离的不利环境中[2], 表现出更高的攻击性[3], 更容易出现违纪、 打架、 抢劫和偷盗等问题行为[4]． 因此, 有必要探究留守儿童攻击性的影响因素及内部作用机制．

自尊是个人人格特质中的一个重要成分[5], 是影响个体心理健康的重要因素, 可能对攻击性发挥着重要作用． 根据社会联结理论[6], 个人与社会联结的弱化会提高不良行为发生的可能． 具体来说, 自尊水平高的个体能够表现出更多亲社会行为和更少攻击性[7], 而个体的低自尊会弱化与社会之间的联结[8]． 研究发现, 自尊水平较低的个体会出现更多的攻击性行为[9]． 然而, 以往研究更多考察大学生、 不良社会团体等群体中二者间关系, 鲜有研究关注留守儿童自尊与攻击性的关系． 同时, 有研究表明, 留守儿童表现出低于一般儿童的自尊水平[10]． 由此推测留守儿童的低自尊水平可能会引发更多的攻击性． 因此, 基于以往研究提出假设1: 自尊显著负向预测留守儿童攻击性．

根据一般攻击性模型, 在考察攻击性时不仅要考虑个体因素, 还需考虑情境因素及其相互作用[11]． 生活满意度是个体在其领域之上对生活质量的总体评价, 反映了个体对其所处环境的主观评价[12]． 个体的高自尊水平可能会对其生活满意度产生积极影响． 具体来说, 个体自尊水平越高, 面对生活中的挑战更倾向于采取积极应对方式[13], 对生活的控制感可能有所上升, 从而提高生活满意度, 而低自尊个体采取消极应对方式所获得的结果则可能会使其感到不满意． 现有研究发现, 农村留守儿童自尊与学校生活满意度呈正相关[14], 此外, 生活满意度还可能会影响个体后续行为反应． 生活满意度较高的个体更易感知到与周围人、 事物的联系, 而对生活在不利条件下的个体来说, 更容易出现一些反社会行为． 有研究发现, 在孤儿小学生群体中, 生活满意度与攻击性呈负相关[15], 初中生学校生活满意度能负向预测欺凌行为[16]． 由此推测, 当留守儿童的生活满意度处于低水平时, 个体可能会采取攻击行为． 据此, 提出假设2: 生活满意度在自尊与留守儿童攻击性之间起中介作用．

个体拥有的内在心理素质可能对攻击性发挥着重要作用． 心理素质是由张大均及其团队在我国素质教育背景下提出的具有中国特色的心理学概念, 是以生理条件为基础, 将外在获得的东西内化成稳定的、 基本的、 衍生性的, 并与人的社会适应行为和创造行为密切联系的心理品质[17], 包括认知、 个性、 适应性3个维度． 认知是心理素质的基本成分, 个性是心理素质的动力系统, 适应性则是两者在社会环境下的综合反映[18]． 以往研究发现, 心理素质不仅受自尊的影响, 同时还可能对攻击性发生作用． 具体来说, 社会信息加工模型认为, 个体做出攻击行为前需要经过译码、 解释等一系列认知过程[19]; 在个性方面, 集体自尊能够正向预测责任感[20]; 在适应性方面, 留守初中生的心理韧性能够负向预测攻击性[21]． 但以往研究较少关注留守儿童群体, 在该群体中, 伴随自尊提高, 儿童的认知能力获得提高, 自信、 自制力等个性得到完善, 具备更好的适应能力, 进而降低攻击性的发生, 由此认为心理素质可能起着中介作用． 因此, 提出假设3: 心理素质在自尊与留守儿童攻击性之间起中介作用．

根据心理素质的结构, 个体对生活环境感到满意可能会对心理素质起着积极作用． 心理素质与心理健康关系模型[22]表明, 心理素质与心理健康水平相互作用、 动态发展． 满意度越高, 越可能从容应对压力事件, 情绪调节能力更强; 积极情绪可能会提高对社会、 学校的责任感; 同时儿童倾向于积极处理人际关系, 往往能够获得积极反馈, 使其人际适应能力更高, 由此认为生活满意度对心理素质可能存在积极影响． 已有相关研究表明, 中学生生活满意度与心理素质各维度呈显著正相关[23], 与情绪智力呈显著正相关[24]． 故推测留守儿童自尊水平越高, 对生活和学习环境越感到满意, 心理素质发展得到促进, 而良好的心理素质能够降低其攻击性． 自尊水平较低时, 他们更容易对生活不满, 心理素质有所不足, 增加了攻击行为发生的可能性． 因此, 提出假设4: 生活满意度、 心理素质在自尊与留守儿童攻击性之间起链式中介作用．

综上, 本研究聚焦于考察留守儿童群体自尊与其攻击性的关系及其内部机制, 拟以西南地区的在校留守儿童为研究对象, 以自尊为个人因素, 同时关注儿童与环境的相互作用(生活满意度), 以及个体内部积极心理品质(心理素质), 尝试揭示留守儿童攻击性产生的作用机制． 考虑到留守儿童的性别[25]、 居住地和独生情况[26]可能会对攻击性产生影响, 本研究将三者纳入模型进行控制研究．

1 研究方法

1.1 被试

采用随机抽样的方式, 选择西南地区的中小学生为被试, 在家长和孩子知情同意的前提下, 以学校为单位进行在线问卷调查, 回收问卷44 639份, 剔除无效作答问卷(如填错检测试题、 规律作答等)后, 共获得39 510份有效问卷, 有效率为88.5%． 其中, 小学生23 440人(男: 51.4%, 女: 48.6%), 初中生8 418人(男: 48.9%, 女: 51.1%), 高中生7 652人(男: 50.4%, 女: 49.6%); 留守儿童3 938人(男性: 50.5%, 女性: 49.5%, 城市: 76.9%, 农村: 23.1%, 独生子女: 54.8%), 其中, 小学生1 719人(男: 48.9%, 女: 51.1%), 初中生920人(男: 45.5%, 女: 54.5%), 高中生1 299人(男: 56.0%, 女: 44.0%), 平均年龄13.11岁(SD=2.69); 非留守儿童35 572人(男性: 50.7%, 女性: 49.3%, 城市: 88.0%, 农村: 22.0%, 独生子女: 42.3%), 平均年龄12.10岁(SD=2.74)．

1.2 研究工具

1.2.1 自尊量表

采用罗森伯格(M. Rosenberg, 1965)编制并经国内学者修订的中文版自尊量表[27]评定青少年的自我价值认可和自我接纳程度, 共10个条目(本次测验中问卷的Cronbach’sα系数为0.87), 采用4点计分, “1”表示非常不符合, “4”表示非常符合．

1.2.2 生活满意度问卷

由此可见，科学技术能否发扬光大取决于使用它的人的眼界高低。这就好比千里马，如果主人只把它拴在磨道里，每日与拉磨的驴为伴，即使它能日行千里也只有骈死于槽枥之间、累死在磨道里的悲惨命运。

采用Wang等[28]修订的中文版问卷测量个体的生活满意度水平, 共5个条目(本次测验中问卷的Cronbach’sα系数为0.85), 采用7点计分, “1”表示完全不符合, “7”表示完全符合．

1.2.3 小学生心理素质问卷(简化版)

采用潘彦谷等[29]修订的小学生心理素质问卷评定小学生心理素质水平, 共27个条目(本次测验中问卷的Cronbach’sα系数为0.96), 采用5点计分, “1”表示非常不符合, “5”表示非常符合, 包含认知、 个性和适应性3个维度, 本次测验的Cronbach’sα系数分别为0.93,0.90,0.88．

1.2.4 中学生心理素质问卷(简化版)

采用胡天强等[30]修订的中学生心理素质问卷评定中学生心理素质水平, 共24个条目(本次测验中问卷的Cronbach’sα系数为0.96), 包含认知、 个性和适应性3个维度(本次测验中3个维度的Cronbach’sα系数分别为0.93,0.90,0.89), 采用5点计分, “1”表示非常不符合, “5”表示非常符合．

1.2.5 Buss-Perry攻击性量表

采用罗贵明[31]修订的攻击性量表评估青少年的攻击性水平, 共29个条目(本次测验中问卷的Cronbach’sα系数为0.91), 采用5点计分, 其中, 第9、 16项为反向记分题, “1”表示完全不符合, “5”表示完全符合, 包含身体攻击、 言语攻击、 愤怒和敌意4个维度(本次测验中4个维度的Cronbach’sα系数分别为0.79,0.66,0.77,0.81)．

1.3 研究过程与数据处理

2 研究结果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验方法[32], 结果显示, 特征根大于1的因子存在11个, 最大公因子解释了29.32%的方差, 小于临界值40%, 因此可以判断本研究不存在严重的共同方法偏差．

2.2 描述统计和相关分析

由于样本中留守儿童与非留守儿童比例不平衡, 因此采用Mann-Whitney U检验进行分析． 结果如表1所示, 发现自尊、 心理素质、 生活满意度和攻击性水平在留守与非留守上均呈现出显著差异, 留守儿童在自尊、 心理素质和生活满意度上的表现显著低于非留守儿童, 而在攻击性上表现出更高的水平, 留守儿童在言语攻击维度的表现最强, 且在敌意维度上与非留守儿童表现出最大差异．

表1 Mann-Whitney U检验

变量间皮尔逊相关分析如表2所示． 结果发现, 留守儿童自尊与生活满意度、 心理素质总分及各维度均呈显著正相关, 生活满意度与心理素质呈显著正相关, 攻击性总分及其各维度与自尊、 生活满意度和心理素质均呈显著负相关．

表2 皮尔逊相关分析

3 自尊与留守儿童攻击性水平的关系: 生活满意度与心理素质的链式中介效应检验

本研究将性别、 居住地和是否为独生子女作为控制变量, 以自尊为自变量, 攻击性为因变量, 检验自尊对留守儿童攻击性的直接效应． 结果显示, 模型拟合可接受(χ2/df=44.97, CFI为0.923, TLI为0.880, RMSEA为0.106, SRMR为0.047); 自尊负向预测留守儿童攻击性(β=-0.40,p<0.001)．

为进一步探索自尊对留守儿童攻击性的作用机制, 将生活满意度与心理素质作为中介变量纳入模型进行分析． 结果显示, 模型拟合良好(χ2/df=25.95, CFI为0.949, TLI为0.929, RMSEA为0.080, SRMR为0.051); 如图1所示, 自尊能够正向预测生活满意度(β=0.53,p<0.001)和心理素质(β=0.11,p<0.001), 负向预测攻击性(β=-0.12,p<0.001); 生活满意度正向预测心理素质(β=0.79,p<0.001), 负向预测攻击性(β=-0.36,p<0.001); 心理素质负向预测攻击性(β=-0.06,p<0.001)． 此外, 性别(β=-0.04,p<0.01)、 居住地(β=-0.09,p<0.001)和是否为独生子女(β=0.03,p<0.05)均对攻击性有着显著预测作用．

图1 自尊与留守儿童攻击性之间的中介模型

采用偏差校正百分位Bootstrap检验进行中介效应分析． 结果显示(表3), 生活满意度在自尊与留守儿童攻击性关系中的中介效应的95%置信区间为[-0.198, -0.150], 中介效应显著; 心理素质在其中的中介效应的95%置信区间为[-0.011, -0.003], 中介效应显著; 二者在自尊与留守儿童攻击性之间的链式中介效应的95%置信区间为[-0.043, -0.009], 链式中介效应显著, 均不包含0． 说明生活满意度与心理素质在自尊与留守儿童攻击性之间起着链式中介作用．

表3 链式中介效应的显著性检验及中介效应值

4 讨论

本研究结果发现, 留守儿童的自尊能显著负向预测攻击性, 高自尊水平能够降低其攻击性． 结果与以往研究一致[33], 同时也支持了一般攻击性模型的观点, 即作为人格特质成分的低自尊易使个体形成消极知识结构[34], 增加攻击行为发生的可能． 留守儿童自尊水平较非留守儿童有所不足, 对自身容易持有负性评价, 每一次失败都将伴随较高的试错成本, 他们面对挑战可能倾向于规避, 而攻击行为便可能成为避免风险、 困难的一种方式．

本研究通过结构方程建模发现, 生活满意度在自尊与留守儿童攻击性间起中介作用． 伴随留守儿童自尊水平的提高, 儿童对学校、 家庭生活等环境的满意度也相应提高[35], 进而减少攻击行为的发生; 相反, 留守儿童身处不利环境自尊水平较低, 对个人的消极评价进一步迁移到生活和学习中, 产生不满之感, 最终导致攻击行为或暴力事件的发生． 研究结果验证了一般攻击性模型． 自尊是个体对自身的整体性积极评价[36], 生活满意度是个体与情境相互作用的主观评价, 儿童自尊水平越高, 越有利于生活满意度提高, 从而降低攻击性发生的概率．

此外, 本研究结果还发现了心理素质在自尊与留守儿童攻击性间起中介作用． 当儿童的自尊水平更高时, 心理素质越好, 从而抑制了儿童的攻击性; 与之相反, 当留守儿童处于低自尊水平, 心理素质结构方面可能存在不足, 易引发高攻击性． 与以往研究一致, 心理素质的提高能够降低攻击行为、 问题行为等发生[37]． 具体而言, 当留守儿童自尊水平提高时, 心理素质能够得到发展, 有利于形成对攻击的正确认知结构, 个性在社会准则下健康养成, 更稳定的情绪或较高的情绪调节能力帮助他们适应不利或变化的环境, 进而降低攻击性．

最后, 本研究进一步将生活满意度、 心理素质纳入结构方程模型进行链式中介效应检验, 发现生活满意度、 心理素质在自尊与留守儿童攻击性间起链式中介作用． 结果支持了心理素质与心理健康关系模型． 心理素质不仅能够对积极心理健康水平(生活满意度)产生中介作用, 留守儿童长期稳定的生活满意度又会反作用和塑造心理素质． 留守儿童自尊水平的提高有利于将积极评价迁移到生活中, 从而使生活满意度水平得到提高． 留守儿童越是对生活环境感到满意, 越倾向于对人、 生活事件作积极解释, 其社会认知结构更完善, 与社会的联结感更强, 责任心更强, 且能够良好适应学习或生活等面临的问题． 心理素质水平整体提高, 因此攻击性降低． 为此, 未来促进留守儿童的高质量教育时, 需充分关注留守儿童的生活满意度, 结合以往研究与本研究结果, 应合理应用心理素质和生活满意度的双向促进作用, 还要充分重视留守儿童自尊、 心理素质等心理品质的培养, 从而降低留守儿童的攻击性, 促进其形成良好的社会适应能力．

本研究从个人因素和个人—情境相互作用的角度考察了自尊对留守儿童攻击性的影响, 不仅发现生活满意度的重要影响, 还发现了心理素质在留守儿童自尊与攻击性间的中介作用, 为了解留守儿童攻击性的机制提供了实证支持． 虽然在现实条件下难以对留守儿童的家庭进行干预, 但学校教育方面可以创造良好学校氛围, 避免人际关系、 校园霸凌等问题, 从而提高留守儿童的学校生活满意度． 若具备对家庭进行干预的条件, 可以采取家校联合、 家长培训会等方式加强留守儿童的家庭亲密度, 提高留守儿童的家庭生活满意度; 另外还需要重视留守儿童的心理健康教育, 可以考虑设定相关课程, 如讲解攻击后果、 责任等提高其认知能力, 设计运动项目或比赛培养其健康个性, 重点关注留守儿童的在校情况, 提高其适应能力和心理素质水平．

本研究还存在一些局限． 首先, 本研究是基于横断数据的分析, 难以了解该群体儿童的自尊、 心理素质等个体因素和攻击性的发展变化关系． 未来可采取纵向或交叉滞后研究的方法以探索其纵向发展特点和趋势． 其次, 本研究各变量均表现出中介效应, 且链式中介效应较小． 这提示在自尊与留守儿童攻击性之间可能存在其他变量, 需要探索更深层次的心理机制, 还可以借助大数据和文本分析的技术手段探索更多变量, 从而更加精准地确定对留守儿童攻击性的重要影响因素．

5 结论

(1) 留守儿童在自尊、 心理素质、 生活满意度上均显著低于非留守儿童, 在攻击性上表现出更高的水平, 留守儿童在敌意维度上表现出与非留守儿童最大的差异, 并且在言语攻击维度上最强．

(2) 留守儿童的自尊、 生活满意度、 心理素质和攻击性两两之间呈显著负相关．

(3) 自尊对留守儿童的攻击性存在显著的负向效应, 即低自尊能够正向预测留守儿童攻击性; 自尊能够分别通过生活满意度、 心理素质的中介作用负向预测留守儿童攻击性．

(4) 生活满意度与心理素质在自尊与留守儿童攻击性之间的链式中介作用成立．