家庭环境对青少年偏差行为的影响

马皓苓

(辽宁师范大学 教育学院，辽宁 大连 116029)

青少年正处于自我认同感形成的关键期，他们心智尚未完全成熟，自我意识能力不强，对新鲜事物充满强烈的好奇心，是非边界还比较模糊，容易受到外部条件的诱惑和熏染，加之缺乏必要的社会经验，当其在遇到挫折时若无法顺利调适，很容易出现各种偏差行为。已有研究表明，未成年人偏差行为是世界范围内普遍存在的现象，且大多发生在12至17岁的青少年群体中。[1]生态系统理论认为，人类世界是由一组从近到远相互嵌套的系统或环境因素组合而成，其中家庭是影响青少年身心和社会行为发展的微观环境系统。本研究试图通过使用中国教育追踪调查第二期数据，以八年级学生群体为研究对象，系统考察家庭环境因素对青少偏差行为的影响。

一、概念界定与文献回顾

(一)概念界定

家庭环境作为一个系统的结构，主要由客观环境和主观环境两大维度构成，其中家庭客观环境主要是与家庭本人身份、社会经济地位等相关的因素，具体包括家庭结构、家庭规模、家庭社会经济地位(父母职业、父母受教育程度、家庭经济条件和父母政治面貌等)等方面；家庭主观环境是指家庭关系及其互动因素，具体包括父母监管、家庭关系(父母关系和亲子关系)、父母期望等方面。偏差行为是一个相对性的概念，它会随情境、对象、时间、法律规范与社会文化等的差异而有其适用度与解释范围。本研究中的偏差行为主要指青少年表现出的不遵守学校规章制度、违背社会道德标准和角色价值期望的行为，如：骂人、打架、抽烟、旷课逃学等，这些行为可能有碍自己或他人的生活适应和健康成长。

(二)文献回顾与研究假设

1.家庭客观环境与青少年偏差行为。家庭治疗理论和社会化理论皆认为，原生家庭对个体心理情绪和行为发展的影响是相当巨大的，父母一方或双方的缺位会影响家长与子女的教育参与和互动，造成子女的感情真空，从而显著增加子女偏差行为发生的可能性。随着离婚率不断升高，越来越多的孩子面临着被迫成为单亲家庭的一员，长期在这种破碎家庭中生活的孩子，会将先期因父母离异而体验到的人际关系中冷酷无情的一面加以强化，甚至会形成定势。陈如等人的研究发现，在涉嫌犯罪的未成年人中，家庭结构不健全的未成年人数量接近一般未成年人数量的10倍。[2]还有研究发现，相比于非留守儿童，农村留守儿童由于家庭情感功能的弱化、家庭教育功能的受损，其出现吸烟、饮酒、逃学、离家出走等偏差行为的频率更高。[3]由此提出假设1：非双亲聚合型家庭子女的偏差行为程度显著高于双亲聚合型家庭子女。

独生子女生活在特殊的家庭环境中，由于是家里唯一的孩子，他们相比非独生子女获得了来自父母更多的关爱和投入。但这种父母的关爱有时也可能转变成溺爱和过度保护，容易造成独生子女自私、懒散、依赖性强、以自我为中心等人格特征。研究发现，独生子女在违纪和攻击行为上显著高于非独生子女，出现这样现象的原因主要是独生子女父母虽然对其孩子的关注度较高，但缺乏必要且强有力的约束，有时默许、甚至放纵子女的偏差行为。[4]然而，也有学者指出，独生子女家庭的三角关系是最稳定的家庭关系，这种三口之家表现出更多的亲密型亲子关系，而非冲突型亲子关系，父母努力地寻求与孩子情感交流，培养子女积极的社会情绪和良好的社会行为。[5]本研究首先验证如下假设，若结论相反，则可认为存在相反论据。假设2：独生子女的偏差行为程度显著高于非独生子女。

从投资理论来看，高社会经济地位的父母可以通过购买更高质量的资源或服务，促进子女社会行为的健康发展。从一般紧张理论来看，由于处于不利家庭社会经济地位的青少年很可能因感觉到实现目标受到障碍，而更容易实施偏差行为。一项元分析研究表明，青少年群体中的反社会行为始终与其较低的家庭社会经济地位有关。[6]但国外也有研究得出了与此相反的结论，即家庭社会经济地位较高的学生更容易发生学校偏差行为。[7]同时，国内学者也有研究者指出，家庭社会经济地位与青少年的偏差行为之间的相关性并不显著,青春期特有的身心冲突才最有可能是青少年偏差行为激增的主要原因。[8]本研究首先验证如下假设，若结论相反，则可认为存在相反论据。假设3：家庭社会经济地位越高，子女的偏差行为程度越低。

2.家庭主观环境与青少年偏差行为。父母监管是指父母对子女的行踪、活动和适应等进行关注的一系列行为。权力控制理论认为，家庭是一个展现权力的场域，父母在家庭中具有较大的控制权力，子女通常是扮演着被控制的角色。国内外的研究普遍表明，父母的监管强度越高，对子女的想法和行为越了解，子女通常较少发生偏差行为。相反，父母对子女的监管越松散，也就越容易导致子女偏差行为的发生。例如：有研究发现，随着父母监管强度的提升，子女的吸烟行为、攻击行为与违纪行为明显减少。[9-10]由此提出假设4：父母管教越严格，子女的偏差行为程度越低。

对于正在成长中的青少年而言，家庭中所建立的核心社会关系，有助于其发展出家庭之外的社会关系。在家庭关系中，夫妻关系是家庭关系存在的基础，不和谐的夫妻关系会带给子女一种不稳定的感受。一般紧张理论和社会学习理论皆认为，不和谐的夫妻关系或亲子关系破坏了家庭的整体氛围，导致子女有更多的机会学习破坏性的人际冲突解决策略，不利于其养成正确的人际交往行为，从而加剧偏差行为的发生。从教育神经学的观点看，家庭中长期的亲密关系能够促进子女额叶皮质的发育，从而有助于子女移情能力的产生，以及提升预测行为后果的能力。共青团中央维护青少年权益部等部门进行的一项调查就发现，父母或亲子关系不良、子女与父母交流及共同活动偏少是导致青少年攻击和违纪行为、网络成瘾的重要因素。[11]由此提出假设5：相比于非融洽型家庭关系，生活在融洽型家庭关系的子女偏差行为程度更低。这一假设包括假设5-1：父母关系融洽型子女，其偏差行为程度显著低于父母关系非融洽型子女；假设5-2：父子关系亲密型子女，其偏差行为程度显著低于父子关系非亲密型子女；假设5-3：母子关系亲密型子女，其偏差行为程度显著低于母子关系非亲密型子女。

父母期望是指父母对子女学业成就、行为表现以及未来发展所寄予的期望。父母期望作为一种典型的心理投资，直接影响子女的身心发展和社会适应。从已有研究来看，学者们更多关注父母教育期望(即父母希望孩子达到的受教育程度)对子女心理、行为和学业成就的影响。[12]父母期望所具有的鞭策效应，会减少青少年偏差行为的发生。一项研究发现，青少年知觉父母对其饮酒的担心和焦虑(即父母不希望他们饮酒)，会显著降低他们的饮酒行为。[13]由此提出假设6：父母教育期望越高，子女的偏差行为程度越低。

二、研究设计

(一)数据来源

本研究所使用的数据来自中国教育追踪调查。此项目以2013—2014学年为基线，采用PPS抽样方法，从全国随机抽取了28个县级单位的112所学校、438个班级共计约2万名学生作为调查样本，旨在全面揭示家庭、学校、社区以及宏观社会结构对于个人教育产出的影响。该项目组对外界公布了前两轮调查数据，最新一期是2014—2015学年数据。本研究对2014—2015学年追访数据中的学生问卷和家长问卷进行匹配，在删除关键变量存在缺失值的样本后，最终成功获得了7978个有效个案。

(二)变量说明

1.因变量：偏差行为。采用学生问卷中社会行为发展部分D2“过去一年，你有没有下列行为？”中的题项，涉及偏差行为的指标包括“骂人、说脏话”“吵架”“打架”“欺负弱小同学”“逃课、旷课、逃学”“抄袭作业、考试作弊”“抽烟、喝酒”“上网吧、游戏厅”等8项，每个题项对应5个答案选项(1-5分别表示“从不”“偶尔”“有时”“经常”与“总是”)，将上述8个选项的得分相加，从而得到一个取值范围为6～18的连续变量。数值越大代表青少年的偏差行为越严重。经检验，该量表的α系数为0.80，信度较高。

2.自变量。①家庭结构以青少年与亲生父母亲的居住安排形式进行测量，这种方式同时兼顾了因婚姻原因(如因夫妻婚姻不合导致的分居和离异)和非婚姻原因(如夫妻双方外出务工)导致的不同居住形式安排。0表示非双亲聚合型家庭，1表示双亲聚合型家庭。②家庭规模以“是否独生子女”进行测量，0表示非独生子女家庭，1表示独生子女家庭。③家庭社会经济地位以父母受教育程度、职业地位和政治面貌三个变量的合成进行测量。对处理后的三个变量进行主成分分析，提取一个特征值大于1的公因子，最终得到一个取值范围为1.42～2.72的家庭社会经济地位变量。数值越大说明家庭社会经济地位越高。④父母监管。以父母对子女“作业考试”“在学校表现”“和谁交朋友”“穿着打扮”“上网时间”“看电视时间”6个方面的监管程度进行测量，采用Likert3点计分法，阈值范围从“不管”(1分)到“管得很严”(3分)。将上述选项的得分相加，得到一个取值范围为6～18的连续变量(α系数=0.74)。数值越大说明父母监管越严格。⑤父母关系通过“你父母经常吵架吗”“你父母之间的关系好吗”两题的整合进行测量，0表示父母关系不融洽，1表示父母关系融洽。⑥亲子关系分别包括青少年与父亲、母亲的关系，0表示父子/母子关系一般或不亲密(非亲密型亲子关系)，1表示父子/母子关系亲密(亲密型亲子关系)。⑦父母期望以子女所感知的父母教育期望为衡量指标，按照对应教育年限进行赋值，从而得到一个取值范围为8～22的连续变量。数值越大说明父母教育期望程度越高。

3.控制变量。为尽可能避免其他混淆变量对研究结果的影响，以获得家庭环境因素对青少年偏差行为作用的净效应，本研究通过已有文献的梳理，对个体和学校层面相关变量进行控制。其中，个体层面变量包括性别、学业表现、自控力、学校归属感和同伴交往质量；学校层面变量包括学校区位、学校周边环境、学校监管程度、家校沟通程度。

(三)变量的描述性统计

根据前文对研究变量的设计，在剔除无效样本后，本研究所使用变量的统计描述如表1所示。可以看出，因变量偏差行为的均值为11.25分，这说明我国青少年偏差行为虽然存在，但程度较低。

表1 变量的描述性统计

三、实证检验

(一)空模型检验

考虑到青少年偏差行为既会受到个人特征及家庭环境因素影响，也会受到学校等社会环境的影响，故分层进行分析。空模型是分层线性模型中最简单的模型，其目的是为了检验总体测量变异中多大程度是由组间(学校层)变异引起的，因此模型只含有因变量和群组变量。跨级相关系数(ICC，Intra-Class Correlation)，是空模型检验中最重要的参数，其表示学校方差在总方差中的比例。根据表2空模型运行结果，ICC=组间方差/(组内方差+组间方差)=1.097/(1.097+9.783)≈0.101，表明青少年偏差行为程度的变异中有约有10.1%来自于学校特征层面，属于中度组内相关[17]，有必要使用HLM进行估计，进而提高相关参数估计的精准性。

(二)随机系数回归模型

随机系数回归模型只有个体层面变量，不存在第二层学校特征变量。因此在空模型的第一层纳入青少年个体特征变量和家庭环境变量，以考察青少年个体层面因素对偏差行为的影响。在这一过程中，为了减少参数估计中迭代收敛不好(参数估计不足)的问题，需要将连续性变量进行组中心化处理。

从家庭客观环境的影响来看，在控制其他个体层面变量的情况下，双亲聚合型家庭子女的偏差行为程度显著低于非双亲聚合型家庭子女，假设1得到验证。可见，相比于留守家庭、离异家庭、单亲家庭等非双亲聚合型家庭，双亲共同抚育的聚合型家庭能够有效发挥家庭的教育功能，促进子女良好社会行为的形成和发展。在控制其他个体层面变量的情况下，独生子女的偏差行为程度显著低于非独生子女，假设2未获支持。笔者推测，一方面，独生子女家庭结构的核心化特点明显，他们往往拥有更多的成长优势，如：父母更多的监管和情感关怀、较为充裕的物质生活条件和家庭教育投入等，这为有效预防和减少子女偏差发生行为的发生提供了有利条件；另一方面，相比于非独生子女，独生子女在成长过程中，由于无法获得来自亲兄弟姐的情感支持和经验参考，他们必须较早地学会以合适的方式处理和应对问题的方式。在控制其他个体层面变量的情况下，家庭社会经济地位对青少年偏差行为影响不显著，假设3未获支持。一般紧张理论认为，家庭社会经济地位是一个包含家庭经济收入、父母职业地位和受教育程度等多个变量的综合性指标，其中家庭的经济压力才有可能是导致子女偏差行为发生的关键因素。[18]

从家庭主观环境的影响来看，在控制其他个体层面变量的情况下，父母监管程度显著负向预测青少年的偏差行为，即父母监管越严格，子女的偏差行为程度越低，假设4得到验证。这一发现验证了在家庭中父母较为严格的管理方式以及积极的表率作用，能够让子女感受到一定的行为约束，有利于子女养成对秩序和规则的遵守，从而减少偏差行为。在控制其他个体层面变量的情况下，父母关系融洽型子女的偏差行为程度显著低于父母关系非融洽型子女，假设5-1得到验证。父母是子女非常重要的观察和模仿学习对象，父母的言行举止在很大程度上影响着子女人际交往模式。在控制其他个体层面变量的情况下，父子/母子关系亲密型子女的偏差行为程度显著低于父子/母子关系非亲密型子女，假设5-2和假设5-3得到验证。亲子之间的关系越密切，即双方建立更多、更强有力的情感联结，子女就会越认同和遵从父母，越能够预测偏差行为的不良后果，从而发生偏差行为的可能性也就越小。在控制其他个体层面变量的情况下，父母教育期望显著负向预测青少年的偏差行为，即父母教育期望程度越高，子女的偏差行为程度越低，假设6得到验证。这一发现证明了在家长的教育期望中，同样存在着罗森塔尔效应。基于父母的信任与期待，子女会不自觉地接受父母的影响与暗示，在将父母的期望逐渐内化的过程中，其行为和态度也越来越趋向于父母期望的方向发展。

此外，从个体层控制变量的影响效果来看，性别、学业表现、自控力、学校归属感和同伴交往质量五个变量对青少年偏差行为程度都具有显著影响。在控制其他变量的情况下，男生的偏差行为程度显著高于女生；学业表现越好，青少年的偏差行为程度越低；自控力程度、学校归属感和同伴交往质量越高，青少年的偏差行为程度越低。

(三)全模型

在随机系数回归模型的基础上，将学校特征变量纳入在第二层方程中，构建包括个体层面和学校层面的全模型。增加学校因素后的模型分析结果表明：在控制其他变量的情况下，城市学校学生的偏差行为程度显著低于农村学校学生；所处社区周边环境较差的学校，其学生的偏差行为程度显著高于所处社区周边环境较好的学校的学生；学校监管越严格，学生发生偏差行为的程度就越低；家校沟通越频繁，学生发生偏差行为的程度越低。

从表2中可以看出，在加入学校层面变量后，模型拟合程度得到进一步的改善，个体层面中的控制变量和自变量的影响方向和显著性并未发生变化，只是部分变量的影响幅度稍有变化，如：家庭结构、家庭规模对青少年偏差行为的影响幅度稍有降低，父子关系影响的显著性由1%水平变为5%水平。

表2 分层线性模型的实证研究结果

四、结论与讨论

家庭是青少年最重要的社会化场所，与青少年社会行为发展的关系最为密切。本研究根据估计结果，主要得出如下研究结论：

从家庭环境因素来看，家庭结构、家庭规模、父母监管、父母关系、亲子关系和父母期望对青少年偏差行为具有显著影响，但家庭社会经济地位的影响不显著。《中华人民共和国家庭教育促进法》中明确要求父母要依法履行家庭教育职责，严格遵循子女的成长规律。因此，作为家庭教育第一责任人的父母，必须要担负起家庭教育的主体责任，及时关注子女的成长变化。对于非双亲聚合家庭而言，父母不能拒绝或怠于履行实施家庭教育的责任，要积极主动地关注子女的日常活动轨迹和生理、心理等方面的发展状况，尽可能地减少因父母关系破裂或亲子分离对子女造成的不利影响。在子女的管教过程中，父母应做到既民主又不失威仪，既亲和又不失严厉，重视以身作则和言传身教。同时，父母要注重营造文明和谐的家庭氛围，尊重、支持、理解孩子，多倾听子女内心的真实想法，给予子女合理的教育期望。

学校特征层面因素对青少年偏差行为也具有重要影响，约有10.1%的程度差异来自学校层面。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》将“增强学生文明素养、社会责任意识、实践本领”作为未来我国建设高质量教育体系的目标之一。因此，学校要明确教育的育人功能，注重校园文化建设，包括完善学校相关规章制度、加强社会主义核心价值观教育、组织丰富多彩的校园文化活动等，为学生树立正确是非观和公共责任感，引导学生提高对不良行为的辨别和抵御能力。同时，学校也应配合相关职能部门，净化校园周边环境，健全家庭教育工作机制，拓宽家校沟通渠道。