常淑敏 張麗婭 王玲曉

發(fā)展資源在減少青少年外化問題行為中的累積效應(yīng)及關(guān)系模式

常淑敏 張麗婭 王玲曉

(山東師范大學(xué)心理學(xué)院, 濟(jì)南 250358)

以1219名初一學(xué)生為被試進(jìn)行間隔一年的追蹤研究, 考察了發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)及其關(guān)系模式, 并進(jìn)一步探討了性別在關(guān)系模式中可能存在的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：(1)發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的減少均具有累積效應(yīng), 具體而言, 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前外化問題行為的累積效應(yīng)呈二次函數(shù)的非線性模式, 而對(duì)青少年一年后外化問題行為的累積效應(yīng)呈線性模式; (2)性別的調(diào)節(jié)作用僅在累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為間的二次函數(shù)模式中顯著。研究結(jié)果為有針對(duì)性地進(jìn)行資源構(gòu)建, 預(yù)防和減少青少年外化問題行為提供了依據(jù)。

發(fā)展資源; 外化問題行為; 累積效應(yīng); 關(guān)系模式; 調(diào)節(jié)作用

1 問題提出

一直以來, 外化問題行為(externalizing behaviors) 作為兒童青少年普遍而持久的適應(yīng)不良形式之一受到發(fā)展心理學(xué)和心理病理學(xué)領(lǐng)域研究者的廣泛關(guān)注(Dodge et al., 2003)。與童年期相比, 青少年期是外化問題行為的高發(fā)期(蔡春鳳, 周宗奎, 2006)。相關(guān)研究表明, 隨著個(gè)體進(jìn)入青春期, 其打架、斗毆、逃學(xué)、參與違法活動(dòng)等外化問題行為明顯增加(Connell, Gilreath, & Hansen, 2009; Huang, Lanza, Murphy, & Hser, 2012)。青少年期的外化問題行為與其當(dāng)前和一段時(shí)間后的多種不良適應(yīng)結(jié)果有著密切的聯(lián)系, 如較低的學(xué)業(yè)成績、同伴拒絕、藥物成癮和犯罪行為等(Janssens et al., 2015; Reef, Diamantopoulou, van Meurs, Verhulst, & van der Ende, 2011)。因此, 對(duì)影響青少年期外化問題行為發(fā)生和發(fā)展的相關(guān)因素進(jìn)行研究尤為必要。

過去, 發(fā)展心理學(xué)領(lǐng)域的研究多關(guān)注危險(xiǎn)因素, 如父母身體攻擊、同伴侵害、鄰里犯罪等(侯珂, 張?jiān)七\(yùn), 駱方, 任萍, 2017; Xing, Wang, Zhang, He, & Zhang, 2011; 楊晨晨, 邊玉芳, 陳欣銀, 王莉, 2016)對(duì)外化問題行為的影響。上述研究通過篩選對(duì)外化問題行為具有預(yù)測作用的危險(xiǎn)因素, 在一定程度上有助于青少年外化問題行為的減少。而關(guān)注積極因素, 如良好的親子關(guān)系、社會(huì)支持、積極的校園氛圍等(Burk & Laursen, 2010; 李董平等, 2015; 劉霞, 范興華, 申繼亮, 2007)對(duì)外化問題行為的預(yù)防或減少作用, 一方面可以有效降低青少年外化問題行為的發(fā)生率, 另一方面有助于青少年發(fā)展出其他積極行為(如親社會(huì)行為), 并通過促進(jìn)其積極行為的不斷發(fā)展進(jìn)而取代不良行為問題, 更大程度地降低外化問題行為的發(fā)生率。因此, 本研究將以積極青少年發(fā)展觀(Positive Youth Development Perspective, PYD)為理論基礎(chǔ), 關(guān)注積極因素在減少青少年外化問題行為中的作用機(jī)制。

近年來, 已有研究開始考察積極因素對(duì)青少年外化問題行為的影響, 并發(fā)現(xiàn)高自我控制能力(韓小慧, 2011)、社會(huì)能力(Langeveld, Gundersen, & Svartdal, 2012)、父母監(jiān)控(Coley, Votrubadrzal, & Schindler, 2009; 屈智勇, 鄒泓, 2009)、家庭支持(趙娜, 凌宇, 陳喬丹, 滕雄, 2017)、教師的情感支持(Thomas, Bierman, & Powers, 2011)、積極的校園氛圍(李董平等, 2015)以及鄰里凝聚性(Hill & Angel, 2005)等多種積極因素能夠顯著降低青少年外化問題行為的發(fā)生率。由此可以看出, 來自個(gè)體、家庭、學(xué)校和社區(qū)等不同層面的發(fā)展促進(jìn)因素對(duì)青少年外化問題行為均具有預(yù)防或減少作用。但是, 這些研究往往將不同生態(tài)層面的促進(jìn)因素分開考察, 當(dāng)這些促進(jìn)因素結(jié)合在一起時(shí), 它們對(duì)青少年外化問題行為產(chǎn)生的效力如何, 目前尚無研究考察。事實(shí)上, 這種只關(guān)注單一或少數(shù)積極/促進(jìn)因素的做法存在許多不足。首先, 生物生態(tài)學(xué)理論(Bronfenbrenner & Morris, 1998)認(rèn)為, 個(gè)體發(fā)展同時(shí)受家庭、學(xué)校、同伴等多個(gè)生態(tài)子系統(tǒng)的影響。換言之, 在個(gè)體的發(fā)展過程中并非僅存在單一積極因素, 而是多類積極因素并存(Scales, Benson, Leffert, & Blyth, 2000)。因此, 只關(guān)注單一或少數(shù)積極因素的做法并不符合青少年的生活實(shí)際。其次, 多元資源理論(Hobfoll, 2011)指出, 不同領(lǐng)域的資源之間可能并不是相互獨(dú)立的, 而是彼此相互作用、交融互通, 以協(xié)同的方式發(fā)揮作用。因此, 若只考察單一積極因素的作用, 其效應(yīng)容易被高估。最后, 在實(shí)踐方面, 與僅對(duì)單一積極因素進(jìn)行干預(yù)相比, 對(duì)多類積極因素共同干預(yù)對(duì)個(gè)體發(fā)展更為有利(Luthans, Avey, Avolio, Norman, & Combs, 2006)。因此, 本研究將綜合考察多領(lǐng)域多類別的積極因素對(duì)青少年外化問題行為的作用, 以期深入揭示青少年外化問題行為減少的作用機(jī)制。

在這一課題面前, Benson (1990)提出的發(fā)展資源模型(The Developmental Assets Model)為我們提供了一個(gè)理想的研究工具。發(fā)展資源(Developmental Assets)是指一系列能夠有效促進(jìn)所有青少年獲得積極發(fā)展的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)、關(guān)系、技能和價(jià)值觀等(常淑敏, 張文新, 2013; Benson, Leffert, Scales, & Blyth, 2012), 是青少年健康成長的營養(yǎng)素。具體分為支持(support)、授權(quán)(empowerment)、規(guī)范與期望(boundary- and-expectation)、有效利用時(shí)間(constructive- use-of-time)、投身于學(xué)習(xí)(commitment-to-learning)、積極價(jià)值觀(positive-value)、社會(huì)能力(social- competency)和自我肯定(positive-identity)八類資源。其中, 支持是指青少年在家庭、學(xué)校和鄰里等多重環(huán)境中獲得的關(guān)愛、肯定、鼓勵(lì)和接納等。授權(quán)主要指青少年被委以重任, 并能夠在家庭、學(xué)校和鄰里等多重環(huán)境中體驗(yàn)到被重視感和安全感。規(guī)范和期望表達(dá)了家庭、學(xué)校和鄰里等多重背景在規(guī)范青少年行為方面所具有的明確一致的信息、規(guī)則和紀(jì)律。有效利用時(shí)間是指保證青少年有時(shí)間參加學(xué)校或社區(qū)組織的有利于青少年發(fā)展的實(shí)踐活動(dòng)。投身于學(xué)習(xí)指青少年關(guān)心其所在的學(xué)校、積極投入學(xué)習(xí)活動(dòng)并力求獲得成功等。積極價(jià)值觀代表了諸如誠信、正直、有責(zé)任感等親社會(huì)的價(jià)值觀念和個(gè)人的品格。社會(huì)能力是指個(gè)體具有制定計(jì)劃和決策的能力、文化的能力以及社交技能等。自我肯定是指青少年關(guān)于未來和人生目標(biāo)等方面具有積極的看法和較高的自我價(jià)值感。由此可以看出, 這八類資源比較全面地涵蓋了積極的生態(tài)系統(tǒng)特征和個(gè)體態(tài)度技能特征(Benson, 2006)?？缥幕瘜?shí)證研究已證實(shí)發(fā)展資源在不同種族青少年的積極發(fā)展中均發(fā)揮著重要作用, 擁有更多發(fā)展資源的青少年表現(xiàn)出更少的消極發(fā)展結(jié)果和更多的積極發(fā)展結(jié)果(Scales et al., 2000; Scales, Roehlkepartain, & Shramko, 2016)。因此, 本研究將基于發(fā)展資源模型, 綜合考察多重發(fā)展資源的累積對(duì)青少年外化問題行為的影響。

縱觀已有文獻(xiàn), 關(guān)于累積效應(yīng)的研究最早出現(xiàn)在風(fēng)險(xiǎn)因素領(lǐng)域, 經(jīng)不斷發(fā)展形成了多種建模方法, 例如累積風(fēng)險(xiǎn)、多元回歸、匯總總分等。其中, 累積風(fēng)險(xiǎn)模型(cumulative risk model)是考察多重風(fēng)險(xiǎn)因素累積效應(yīng)最廣泛的方法。具體做法是, 先對(duì)每個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行二分編碼(1 = 有風(fēng)險(xiǎn), 0 = 無風(fēng)險(xiǎn)), 再將所有風(fēng)險(xiǎn)因素的得分相加, 得到累積風(fēng)險(xiǎn)指數(shù), 再據(jù)此分析風(fēng)險(xiǎn)因素的累積效應(yīng)(李董平, 周月月, 趙力燕, 王艷輝, 孫文強(qiáng), 2016; Stoddard, Zimmerman, & Bauermeister, 2012)。用于考察保護(hù)性因素累積效應(yīng)的累積保護(hù)模型(cumulative protection model)衍生于累積風(fēng)險(xiǎn)模型, 因此, 具體做法與之相似, 即通過構(gòu)建累積保護(hù)指數(shù)來探討保護(hù)因素的累積效應(yīng)(金燦燦, 鄒泓, 李曉巍, 2011)。據(jù)此, 本研究對(duì)每一類發(fā)展資源進(jìn)行二分編碼(0 = 無該類資源, 1 = 有該類資源), 再將八類資源的二分變量得分相加, 得到累積發(fā)展資源指數(shù), 以考察多重資源的疊加對(duì)青少年外化問題行為產(chǎn)生的累積效應(yīng)。雖然采用該模型對(duì)發(fā)展資源進(jìn)行二分類別轉(zhuǎn)換會(huì)丟失信息, 但同時(shí)也具有一些突出優(yōu)點(diǎn)：(1)在理論上與強(qiáng)調(diào)個(gè)體發(fā)展受多重因素影響的“生物生態(tài)學(xué)理論”相契合; (2)有利于構(gòu)建發(fā)展資源類別數(shù)與發(fā)展結(jié)果之間的函數(shù)關(guān)系, 即鑒別出每增加一類資源個(gè)體的發(fā)展結(jié)果如何變化; (3)發(fā)展資源的累積效應(yīng)容易解釋, 便于大眾、政策制定者理解。

除此之外, 本研究也將進(jìn)一步探明發(fā)展資源對(duì)青少年外化問題行為累積效應(yīng)的具體關(guān)系模式。需要說明的是, 到目前為止尚未查閱到有關(guān)探討積極因素與個(gè)體發(fā)展結(jié)果之間累積效應(yīng)的關(guān)系模式的研究。因此, 參考累積危險(xiǎn)因素模型(Rutter, 1983; Sameroff, Bartko, Baldwin, Baldwin, & Seifer, 1998), 本研究推測累積發(fā)展資源與青少年外化問題行為之間可能表現(xiàn)出兩種不同的函數(shù)形式：一是“線性模式”, 該模式假定發(fā)展資源類別每增加一個(gè), 青少年的外化問題行為就相應(yīng)地減少一個(gè)單位, 表現(xiàn)出“梯度效應(yīng)”; 二是“二次函數(shù)的非線性模式”, 該模式假定在發(fā)展資源的類別達(dá)到一定數(shù)量后, 青少年的外化問題行為會(huì)以二次函數(shù)的形式迅速下降。實(shí)際上, 對(duì)該問題的探討至關(guān)重要, 因?yàn)椴煌年P(guān)系模式往往蘊(yùn)含著明顯不同的實(shí)踐意義：若呈線性模式, 則意味著每增加一類資源對(duì)青少年的健康發(fā)展都非常重要; 若呈二次函數(shù)的非線性模式, 則意味著累積效應(yīng)在某個(gè)臨界點(diǎn)前后有顯著變化, 應(yīng)據(jù)此構(gòu)建多于臨界點(diǎn)數(shù)量的發(fā)展資源。此外, 有研究表明, 男生的自控力相較女生較低(張萍, 梁宗保, 陳會(huì)昌, 張光珍, 2012), 且其外化問題行為水平顯著高于女生(李丹, 宗利娟, 劉俊升, 2013; Sarracino, Presaghi, Degni, & Innamorati, 2011), 那么發(fā)展資源對(duì)男女生外化問題行為累積效應(yīng)的關(guān)系模式是否會(huì)因此存在差異, 即在擁有相同數(shù)目的發(fā)展資源類別的情況下, 男生和女生外化問題行為的下降趨勢是否一致？對(duì)該問題目前尚無實(shí)證研究探討。為此, 本研究將分別在男生和女生群體中探討發(fā)展資源對(duì)外化問題行為累積效應(yīng)的關(guān)系模式。

值得注意的是, 已有研究在探討積極因素的作用時(shí)往往只關(guān)注其作用的即時(shí)性(Hsieh et al., 2016), 忽略了其作用效果及方式可能會(huì)隨時(shí)間發(fā)生變化的延時(shí)性。實(shí)際上, 在考察影響因素即時(shí)效應(yīng)的基礎(chǔ)上加入時(shí)間因子, 不僅有助于探尋影響因素與青少年發(fā)展結(jié)果之間的因果關(guān)系, 而且能夠揭示影響因素對(duì)青少年發(fā)展結(jié)果的作用過程和機(jī)制的穩(wěn)定性(席居哲, 左志宏, WU Wei, 2012), 更為重要的是, 通過將影響因素的即時(shí)效應(yīng)和延時(shí)效應(yīng)加以對(duì)比, 可以獲得其更為具體、動(dòng)態(tài)的作用模式, 為未來開展全面有效的干預(yù)研究奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。因此, 本研究將同時(shí)考察發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前及一年后外化問題行為的累積效應(yīng)和關(guān)系模式。

綜上, 本研究以中國青少年為被試, 采用間隔一年的縱向研究設(shè)計(jì), 考察了發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng), 以及這種累積效應(yīng)的具體關(guān)系模式, 并進(jìn)一步探討了關(guān)系模式中可能存在的性別差異, 以期深入揭示發(fā)展資源的作用機(jī)制, 為有針對(duì)性地進(jìn)行資源構(gòu)建, 減少青少年的外化問題行為提供依據(jù)。

2 方法

2.1 被試

采用整群抽樣法, 從山東省一所城市中學(xué)和兩所農(nóng)村中學(xué)選取初一學(xué)生作為被試, 分兩次對(duì)其進(jìn)行測量。第一次測量時(shí), 共有1307名學(xué)生參與調(diào)查, 學(xué)生的平均年齡為12.13歲(= 0.44)。學(xué)生自我報(bào)告發(fā)展資源水平, 班主任教師完成對(duì)本班學(xué)生外化問題行為的評(píng)定。將學(xué)生和班主任教師完成的問卷進(jìn)行匹配, 剔除空白問卷、數(shù)據(jù)大面積缺失問卷以及有規(guī)律作答問卷后, 剩余有效問卷1258份。一年后, 由班主任教師對(duì)1258名學(xué)生的外化問題行為進(jìn)行第二次評(píng)定, 其中27名被試因轉(zhuǎn)學(xué)、請(qǐng)假、輟學(xué)等原因流失(流失率為2.14%), 因此共收回1231份問卷。再次對(duì)問卷進(jìn)行核查, 剔除無效問卷后最終剩余有效問卷1219份。本研究最終選取有效的1219名學(xué)生被試的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 其中男生680人, 占55.78% (城市學(xué)生341人, 占50.15%), 女生539人, 占44.22% (城市學(xué)生262人, 占48.61%)。

對(duì)被試流失率進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 27名流失的學(xué)生與有效被試在性別[χ(1) = 1.31,= 0.253]、家庭居住地[χ(1) = 0.85,= 0.356]、累積發(fā)展資源指數(shù)[(1246) = 0.04,= 0.966]和外化問題行為[(1246) = 1.78,= 0.087]上的差異均不顯著, 說明被試不存在系統(tǒng)性流失。

2.2 工具

2.2.1 發(fā)展資源

采用Search研究院(2005)編制的發(fā)展資源量表(Developmental Assets Profile, DAP)對(duì)初中生進(jìn)行測量, 共58個(gè)題目, 采用0~3四級(jí)計(jì)分(0 = 從未或很少, 1 = 稍微或有時(shí), 2 = 常?；蚪?jīng)常, 3 = 非常或總是)。該量表分為8個(gè)分量表：(1)支持分量表包含7個(gè)項(xiàng)目, 如“我的父母(或其他照顧我的人)努力幫助我獲得成功”等; (2)授權(quán)分量表包含6個(gè)項(xiàng)目, 如“我感受到被他人重視和贊賞”等; (3)規(guī)范與期望分量表包含9個(gè)項(xiàng)目, 如“我身邊有些成年人能為我樹立良好榜樣”等; (4)有效利用時(shí)間分量表包含4個(gè)項(xiàng)目, 如“我在參與一項(xiàng)體育運(yùn)動(dòng), 或參加學(xué)生興趣小組”等; (5)投身于學(xué)習(xí)分量表包含7個(gè)項(xiàng)目, 如“我積極投入去學(xué)習(xí)新的東西”等; (6)積極價(jià)值觀分量表包含11個(gè)項(xiàng)目, 如“我認(rèn)為幫助別人很重要”等; (7)社會(huì)能力分量表包含8個(gè)項(xiàng)目, 如“我用恰當(dāng)?shù)姆绞奖磉_(dá)自己的感受”等; (8)自我肯定分量表包含6個(gè)項(xiàng)目, 如“我覺得自己各方面都不錯(cuò)”等。問卷采用初中生自我報(bào)告的方式測評(píng), 將各分量表的平均分乘以10作為各分量表的最終得分, 取值范圍為0~30分。本研究為了構(gòu)建累積發(fā)展資源指數(shù), 將20分(意味著平均的項(xiàng)目反應(yīng)選擇的是“2常?；蚪?jīng)常”, 代表發(fā)展資源擁有狀況為“好”)作為分界點(diǎn)對(duì)8個(gè)分量表進(jìn)行二分編碼(大于或等于20分編碼為1代表擁有此類資源, 其余編碼為0代表沒有此類資源), 再將8個(gè)分量表編碼后的得分相加得到累積發(fā)展資源指數(shù)。

研究表明, 8個(gè)分量表均有良好的信效度(Scales et al., 2016)。本研究中, 支持、授權(quán)、規(guī)范與期望、有效利用時(shí)間、投身于學(xué)習(xí)、積極價(jià)值觀、社會(huì)能力和自我肯定T1時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’ α系數(shù)分別為0.73、0.63、0.74、0.64、0.74、0.79、0.72和0.77。

2.2.2 外化問題行為

采用Achenbach (1991)編制的兒童行為量表(Child Behavioral Checklist, CBCL)中外化問題分量表的教師報(bào)告版(Teacher’s Report Form, TRF)測量初中生的外化問題行為。該量表包括攻擊行為和違紀(jì)行為兩個(gè)維度, 共20個(gè)項(xiàng)目, 采用0~2三級(jí)計(jì)分(0 = 不符合, 2 = 非常符合)。由班主任報(bào)告被試在每一項(xiàng)目(如“經(jīng)常打架”)上的符合程度, 將項(xiàng)目原始分的總分作為外化問題行為的得分, 得分越高表明外化問題行為水平越高。已有研究表明, 該量表在中國文化背景下具有良好的信效度(蘇林雁, 李雪榮, 羅學(xué)榮, 楊志偉, 萬國斌, 1996)。本研究中, T1時(shí)間點(diǎn)教師報(bào)告的被試外化問題的Cronbach’α系數(shù)為0.90, T2時(shí)間點(diǎn)報(bào)告的被試外化問題的Cronbach’α系數(shù)為0.93。

2.3 研究程序

在征得學(xué)校、班主任教師、學(xué)生家長及學(xué)生本人的知情同意后, 于2015年12月和2016年12月分兩次對(duì)同一批被試進(jìn)行集體施測, 其中, 學(xué)生只需在第一次測量時(shí)報(bào)告發(fā)展資源水平, 而班主任教師需要在兩次測量時(shí)分別對(duì)班內(nèi)學(xué)生外化問題行為進(jìn)行評(píng)定。主試為心理學(xué)專業(yè)的在讀研究生, 正式施測前對(duì)所有主試進(jìn)行問卷指導(dǎo)語、測查內(nèi)容及施測過程注意事項(xiàng)等方面的培訓(xùn)。正式施測時(shí), 學(xué)生以班級(jí)為單位, 由主試發(fā)放問卷并講解指導(dǎo)語, 要求學(xué)生被試按照指導(dǎo)語獨(dú)立完成問卷, 施測過程約20分鐘。參加施測的班主任教師集中在一個(gè)辦公室對(duì)本班學(xué)生的行為進(jìn)行評(píng)定, 由一名主試負(fù)責(zé)解釋施測過程中教師提出的問題, 施測過程約45分鐘。施測結(jié)束后由主試當(dāng)場收回全部學(xué)生問卷和教師問卷。

2.4 分析思路

本文采用SPSS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)管理與分析, 具體步驟如下：(1)初步分析, 對(duì)各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì); (2)采用分層回歸分析, 考察發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)及關(guān)系模式; (3)采用分層回歸分析, 考察兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)關(guān)系模式中的性別差異。

3 結(jié)果

3.1 初步分析

3.1.1 發(fā)展資源的基本情況

根據(jù)上述對(duì)被試是否擁有發(fā)展資源的編碼標(biāo)準(zhǔn), 進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)學(xué)生對(duì)各類資源的擁有情況以及分別擁有0 ~ 8種資源的學(xué)生百分比。由表1可見青少年生活中存在著多類別的發(fā)展資源, 包括支持類資源、授權(quán)類資源、規(guī)范與期望類資源等多方面。在第一次測量時(shí), 13.21%的被試處于無資源的狀態(tài), 13.95%的被試同時(shí)擁有8類資源處于資源富足的狀態(tài), 53.24%的被試同時(shí)擁有4類及以上的資源。

3.1.2 兩次測量中主要變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和差異分析

兩次測量中主要變量的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差見表2。進(jìn)一步以性別(男、女)和家庭居住地(城市、農(nóng)村)為自變量, 分別以T1累積發(fā)展資源指數(shù)、T1外化問題行為和T2外化問題行為作為因變量進(jìn)行UNIANOVA分析。結(jié)果表明, T1累積發(fā)展資源指數(shù)的性別主效應(yīng)((1, 1204) = 0.03,0.855)、家庭居住地主效應(yīng)((1, 1204) = 2.43,0.119)以及性別和家庭居住地的交互效應(yīng)((1, 1204) = 1.04,0.307)均不顯著。T1外化問題行為的性別主效應(yīng)顯著((1, 1204) = 56.14, η= 0.045,< 0.001), 表現(xiàn)為T1時(shí)間男生的外化問題行為水平顯著高于女生; 家庭居住地主效應(yīng)顯著((1, 1204) = 63.10, η= 0.050,< 0.001), 表現(xiàn)為T1時(shí)間農(nóng)村學(xué)生的外化問題行為水平顯著高于城市學(xué)生; 性別和家庭居住地的交互效應(yīng)顯著((1, 1204) = 21.75, η= 0.018,< 0.001)。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明, 對(duì)城市學(xué)生來說, 男生(0.95,= 2.26)的外化問題行為顯著高于女生(0.40,=1.50),0.046; 對(duì)農(nóng)村學(xué)生來說, 男生(3.41,= 5.55)的外化問題行為顯著高于女生(1.04,= 2.07),< 0.001。T2外化問題行為的性別主效應(yīng)((1, 1204) = 3.93, η= 0.003,0.048)和家庭居住地主效應(yīng)((1, 1204) = 11.59, η= 0.010,0.001)均顯著, 且與T1外化問題行為的表現(xiàn)趨勢一致; 性別和家庭居住地的交互效應(yīng)不顯著((1, 1204) = 0.81,0.370)。

3.1.3 兩次測量中主要變量的相關(guān)系數(shù)

對(duì)T1累積發(fā)展資源指數(shù)、T1外化問題行為和T2外化問題行為進(jìn)行皮爾遜積差相關(guān)分析, 結(jié)果(見表3)表明, T1累積發(fā)展資源指數(shù)與T1外化問題行為、T2外化問題行為呈顯著負(fù)相關(guān)。

3.2 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)及關(guān)系模式

首先, 采用分層回歸分析考察發(fā)展資源對(duì)減少青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)。本研究建立了兩個(gè)模型, 模型1以青少年T1外化問題行為作為因變量, 以性別和家庭居住地為控制變量, 以T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))為預(yù)測變量進(jìn)行回歸分析, 考察發(fā)展資源對(duì)青少年T1外化問題行為是否具有累積效應(yīng)。模型2以青少年T2外化問題行為作為因變量, 以性別、家庭居住地和T1外化問題行為作為控制變量, 以T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))為預(yù)測變量進(jìn)行回歸分析, 考察發(fā)展資源對(duì)青少年T2外化問題行為是否具有累積效應(yīng)。結(jié)果(見表4)發(fā)現(xiàn), 在控制了性別和家庭居住地對(duì)T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測青少年T1外化問題行為(β = –0.10,< 0.001); 在控制了性別、家庭居住地和T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測青少年T2外化問題行為(β = –0.08,0.006), 即發(fā)展資源對(duì)減少青少年當(dāng)前和一年后的外化問題行為均具有累積效應(yīng)。

表1 T1發(fā)展資源各類別情況(N = 1219)

表2 兩次測量中主要變量的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差(M ± SD)

表3 兩次測量中主要變量的相關(guān)系數(shù)

注：性別a和家庭居住地b均為虛擬變量, 其中男生= 0, 女生= 1; 城市= 0, 農(nóng)村= 1。

表示< 0.05,表示< 0.01,表示< 0.001, 下同。

其次, 在T1累積發(fā)展資源指數(shù)一次項(xiàng)基礎(chǔ)上納入相應(yīng)的二次項(xiàng)(Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003), 采用分層回歸分析進(jìn)一步考察累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的關(guān)系模式。若累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))的回歸系數(shù)顯著, 則表明累積發(fā)展資源與結(jié)果變量之間的關(guān)系是二次函數(shù)的非線性模式, 若不顯著, 則為線性模式(李丹黎, 張衛(wèi), 李董平, 王艷輝, 2012)。結(jié)果(見表5)發(fā)現(xiàn), 在控制了性別和家庭居住地的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測青少年T1外化問題行為(β–0.26,< 0.001), 即二者之間為二次函數(shù)的非線性關(guān)系, 具體表現(xiàn)為(見圖1), 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 青少年當(dāng)前的外化問題行為先表現(xiàn)為短暫上升, 但當(dāng)發(fā)展資源的類別數(shù)大于等于3時(shí), 其外化問題行為水平隨資源類別數(shù)的增多出現(xiàn)迅速下降趨勢; 對(duì)于T2外化問題行為, 在控制了性別、家庭居住地和T1外化問題行為的影響后, T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))對(duì)其T2外化問題行為預(yù)測不顯著(β0.17,0.120), 即二者之間存在線性關(guān)系(β–0.24,0.027), 具體表現(xiàn)為(見圖2), 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 青少年一年后的外化問題行為隨之勻速下降。

3.3 性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.3.1 性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

采用分層回歸分析考察性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先將性別進(jìn)行虛擬化編碼(男生= 0, 女生= 1), T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理, 然后考察性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))的交互項(xiàng)對(duì)T1外化問題行為的預(yù)測作用是否顯著。結(jié)果(見表6)顯示, 性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(二次項(xiàng))的交互項(xiàng)對(duì)T1外化問題行為的預(yù)測作用顯著(β0.09,0.018), 說明性別在累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的二次函數(shù)的非線性關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

表4 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)

注：所有預(yù)測變量的95%置信區(qū)間采用Bootstrap方法得到, 下同。

表5 累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前和一年后的外化問題行為的關(guān)系模式

圖1 T1累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關(guān)系模式

圖2 T1累積發(fā)展資源與T2外化問題行為的關(guān)系模式

為了進(jìn)一步探明性別的調(diào)節(jié)效應(yīng), 本研究按性別分別考察了男生組和女生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的關(guān)系模式。結(jié)果表明, 對(duì)男生組而言(見圖3), 發(fā)展資源類別數(shù)等于3時(shí)為轉(zhuǎn)折點(diǎn), 即當(dāng)資源類別數(shù)少于3時(shí), 隨著發(fā)展資源類別數(shù)的增加, 男生外化問題行為呈現(xiàn)上升趨勢, 而當(dāng)資源類別數(shù)多于3時(shí), 男生外化問題行為隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈急速下降趨勢。對(duì)女生組而言(見圖4), 發(fā)展資源類別數(shù)等于1時(shí)為轉(zhuǎn)折點(diǎn), 即當(dāng)女生擁有的發(fā)展資源類別數(shù)大于1時(shí), 其外化問題行為隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈下降趨勢。

3.3.2 性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

采用分層回歸分析考察性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先將性別進(jìn)行虛擬化編碼(男生= 0, 女生= 1), T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理, 然后考察性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))的交互項(xiàng)對(duì)T2外化問題行為的預(yù)測作用是否顯著。結(jié)果(表7)顯示, 性別與T1累積發(fā)展資源指數(shù)(一次項(xiàng))的交互項(xiàng)對(duì)T2外化問題行為的預(yù)測作用不顯著(β–0.02,0.550), 說明性別在累積發(fā)展資源與T2外化問題行為之間的線性關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

4 討論

本研究通過對(duì)青少年及其班主任間隔一年的短期追蹤測查, 考察了發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)及其關(guān)系模式, 并進(jìn)一步探討了性別在關(guān)系模式中可能存在的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明, 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后的外化問題行為均具有累積效應(yīng); 在累積效應(yīng)的關(guān)系模式上, 當(dāng)前和一年后出現(xiàn)了分化, 表現(xiàn)為發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前外化問題行為的累積效應(yīng)呈二次函數(shù)的非線性模式, 而對(duì)青少年一年后外化問題行為的累積效應(yīng)呈線性模式; 性別的調(diào)節(jié)作用僅在累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為之間的二次函數(shù)關(guān)系中顯著。

4.1 發(fā)展資源對(duì)減少青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的累積效應(yīng)

本研究證實(shí)了發(fā)展資源對(duì)減少青少年外化問題行為的累積效應(yīng), 且這種累積效應(yīng)具有跨時(shí)間的穩(wěn)定性。這與相關(guān)研究(Benson, Scales, & Syvertsen, 2011)結(jié)果部分相似, 并為發(fā)展資源在減少青少年外化問題行為中的累積效應(yīng)及其即時(shí)效應(yīng)和延時(shí)效應(yīng)提供了實(shí)證支持, 同時(shí)該結(jié)果也進(jìn)一步驗(yàn)證了多元資源理論的相關(guān)觀點(diǎn)。累積發(fā)展資源本質(zhì)上反映了青少年所處環(huán)境資源數(shù)量的豐富性及資源種類的多樣性, 而這些資源對(duì)預(yù)防青少年的外化問題行為均具有一定的作用。例如, 來自家庭、學(xué)校和鄰里等多重環(huán)境的社會(huì)支持可以增強(qiáng)青少年應(yīng)對(duì)不良環(huán)境的心理能力(劉霞等, 2007); 父母及重要他人的授權(quán)會(huì)給青少年提供安全感和價(jià)值感(Hill & Angel, 2005); 家庭和學(xué)校對(duì)青少年的規(guī)范和期望能夠監(jiān)控、約束青少年的行為, 降低其與不良同伴接觸的機(jī)會(huì)(Coley et al., 2009); 有效利用時(shí)間代表青少年積極參加家庭、學(xué)校和社區(qū)組織的各項(xiàng)創(chuàng)造性活動(dòng), 這有利于他們?cè)谡n外將精力投注到與自己興趣相關(guān)的積極活動(dòng)中去; 積極投身于學(xué)習(xí)的青少年, 他們通常追求良好的學(xué)業(yè)表現(xiàn), 并將自己的大部分精力集中在學(xué)習(xí)和閱讀活動(dòng)上; 擁有積極價(jià)值觀的青少年, 往往樂于助人、自制, 能夠自覺抵制吸煙、喝酒、打架等不良行為的影響(Li et al., 2013); 社會(huì)能力較高的青少年, 他們善于與人交往, 而且在遇到?jīng)_突時(shí)能夠?qū)で蠓潜┝Φ姆绞饺ソ鉀Q(Langeveld et al., 2012); 自我肯定反映的是青少年自我同一性的發(fā)展, 自我同一性發(fā)展良好的青少年對(duì)于人生目標(biāo)有積極的看法, 并具有較高的自我價(jià)值感, 他們會(huì)朝著自己的目標(biāo)持續(xù)努力。這些資源就如同一條動(dòng)態(tài)鏈上的“積木”, 當(dāng)青少年擁有了更多的資源時(shí), 它們能夠從時(shí)間和空間、外部和內(nèi)部等方面為青少年構(gòu)筑一道更為嚴(yán)密的“防火墻”以牢固抵抗一些不良因素的影響, 進(jìn)而減少或降低青少年外化問題行為的發(fā)生率。

表6 性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖3 男生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關(guān)系模式

圖4 女生組累積發(fā)展資源與T1外化問題行為的關(guān)系模式

本研究提示, 在為青少年構(gòu)建資源時(shí), 應(yīng)注重資源數(shù)量的充足性, 而不應(yīng)過分強(qiáng)調(diào)某一種資源的重要性。為此, 學(xué)?？梢约訌?qiáng)校規(guī)校紀(jì)的學(xué)習(xí), 構(gòu)建安全的校園氛圍, 良好的師生關(guān)系以及設(shè)立行為榜樣等; 家庭可以設(shè)立明確的行為規(guī)范, 加強(qiáng)對(duì)孩子的監(jiān)控, 增加對(duì)孩子的關(guān)心、鼓勵(lì)和支持等; 社區(qū)可以多舉辦一些活動(dòng), 增加居民之間的熟悉感和信任感, 營造良好的社區(qū)氛圍, 同時(shí)可以定期舉辦以青少年為主的志愿活動(dòng)等。

4.2 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為累積效應(yīng)的關(guān)系模式

本研究發(fā)現(xiàn), 青少年對(duì)當(dāng)下的發(fā)展資源數(shù)量的感知更敏感, 反應(yīng)更迅速, 表現(xiàn)為累積發(fā)展資源與青少年當(dāng)前外化問題行為之間呈二次函數(shù)的非線性模式, 具體而言, 隨著發(fā)展資源數(shù)量的增加, 青少年當(dāng)前的外化問題行為水平會(huì)先短暫上升, 當(dāng)發(fā)展資源的數(shù)量達(dá)到3個(gè)時(shí), 其外化問題行為水平出現(xiàn)急速下降的趨勢。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可以從兩個(gè)方面來解釋：首先, 當(dāng)青少年當(dāng)下感知到支持、授權(quán)、規(guī)范與期望等多類資源時(shí), 由于這些不同層面及種類資源的齊聚作用, 青少年當(dāng)下的行為能夠全方位地受到引領(lǐng)、監(jiān)督和控制, 從而大大降低了其表現(xiàn)出外化問題行為的動(dòng)機(jī)和機(jī)會(huì), 因此, 隨著發(fā)展資源數(shù)量大量的增加, 青少年當(dāng)前的外化問題行為會(huì)表現(xiàn)出迅速下降的趨勢。其次, 根據(jù)李丹黎等人(2012)提出的門檻效應(yīng), 雖然發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前外化問題行為具有防御作用, 但當(dāng)其水平較低時(shí)(如只有1個(gè)), 意味著青少年周圍充斥著大量的危險(xiǎn)因素, 由于此時(shí)發(fā)展資源的力量比較微弱, 無法與不良因素相抗衡, 因此其對(duì)外化問題行為的防御作用可能被掩蓋, 直到發(fā)展資源的數(shù)量達(dá)到一定水平時(shí), 隨著發(fā)展資源的進(jìn)一步增加外化問題行為才會(huì)呈迅速下降趨勢。與青少年當(dāng)前外化問題行為不同, 累積發(fā)展資源與青少年一年后的外化問題行為之間表現(xiàn)為較為平緩的線性模式, 即發(fā)展資源的數(shù)量每增加一個(gè), 青少年一年后的外化問題行為就隨之下降一些。

表7 性別對(duì)累積發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為之間關(guān)系模式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

綜合當(dāng)前和一年后的結(jié)果來看, 雖然發(fā)展資源的累積效應(yīng)既具有即時(shí)作用又具有延時(shí)作用, 但隨著時(shí)間的推移, 累積效應(yīng)的作用力稍有下降。換言之, 青少年當(dāng)下感受到的發(fā)展資源對(duì)其外化問題行為的減少具有更充分的保護(hù)作用, 這提示為青少年構(gòu)建當(dāng)前資源是十分必要的。由于青少年這一群體心理發(fā)展尤其是自我控制能力發(fā)展尚不成熟, 他們需要來自重要他人的關(guān)愛和約束, 父母和教育者應(yīng)抓住時(shí)機(jī)當(dāng)下就給予青少年需要的關(guān)愛、支持、鼓勵(lì)和約束等資源, 并且資源的數(shù)量應(yīng)超過一定的基線水平, 且越多越好, 而不應(yīng)抱有“樹大自然直”或“以后再彌補(bǔ)”的想法。

4.3 性別在關(guān)系模式中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn), 性別僅在累積發(fā)展資源與當(dāng)前外化問題行為之間的非線性關(guān)系中的具有調(diào)節(jié)效應(yīng), 在累積發(fā)展資源與一年后外化問題行為之間的線性關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。具體表現(xiàn)為, 對(duì)男生組而言, 當(dāng)發(fā)展資源類別數(shù)達(dá)到3時(shí), 其當(dāng)前外化問題行為開始隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加呈下降趨勢; 對(duì)女生組而言, 當(dāng)發(fā)展資源類別數(shù)大于等于1時(shí), 其當(dāng)前外化問題行為即隨發(fā)展資源類別數(shù)的增加而下降。換言之, 在擁有相同數(shù)量的發(fā)展資源類別的情況下, 女生組當(dāng)前外化問題行為的下降較男生組更明顯。出現(xiàn)該結(jié)果的原因可能是, 其一, 由于生理和社會(huì)化原因, 一方面, 進(jìn)入青春期男生體內(nèi)的睪丸酮激素水平開始升高, 這導(dǎo)致其更易表現(xiàn)出攻擊等外化問題行為(李丹, 2008; Soma, 2006); 另一方面, 在社會(huì)期望和性別刻板印象的影響下, 男生的攻擊、違紀(jì)行為往往在某種程度上被允許甚至獲得同伴的認(rèn)可和鼓勵(lì), 因此, 男生的外化問題行為水平普遍高于女生, 且與女生相比男生的外化問題行為可能更加習(xí)慣化(李丹等, 2013), 所以男生需要獲取更多的資源才能使其外化問題行為水平顯著下降。其二, 在對(duì)外化問題行為的保護(hù)因素的反應(yīng)上, 由于女生心思細(xì)膩、較為敏感, 在同等的資源條件下, 她們可能會(huì)感受到更多來自父母等重要他人的關(guān)注、支持、鼓勵(lì)等(葉苑, 鄒泓, 李彩娜, 柯銳, 2006), 這更有利于保護(hù)因素作用的發(fā)揮, 因此, 更少數(shù)量的發(fā)展資源對(duì)女生外化問題行為的減少就具有明顯的作用(Griffin, Botvin, Scheier, Diaz, & Miller, 2000)。這一結(jié)果提示, 在對(duì)外化問題行為進(jìn)行干預(yù)時(shí)應(yīng)考慮性別差異并區(qū)別對(duì)待。具體而言, 減少男生的外化問題行為相對(duì)更困難, 不僅需要為其提供資源, 而且資源的種類要相對(duì)豐富。與此同時(shí), 家長、教師也要更加耐心地對(duì)其進(jìn)行引導(dǎo)。

4.4 局限和展望

本研究也存在一些不足, 需要在今后的研究中加以改進(jìn)。首先, 本研究的被試群體為青春期早期的個(gè)體, 目前對(duì)該群體研究得出的結(jié)論不一定能推廣到其他年齡段的被試群體。因此未來的研究需要選取各個(gè)年齡段的青少年進(jìn)行考察。其次, 本研究僅探討了發(fā)展資源對(duì)外化問題行為的累積效應(yīng)及關(guān)系模式, 研究結(jié)果對(duì)于其他的消極發(fā)展結(jié)果是否成立有待進(jìn)一步考察。再次, 研究并未涉及積極發(fā)展結(jié)果, 發(fā)展資源對(duì)積極發(fā)展結(jié)果是否也具有累積效應(yīng), 以及累積效應(yīng)的關(guān)系模式是線性的還是非線性的目前尚不清楚。因此, 為全面、有效、更有針對(duì)性地促進(jìn)青少年的積極發(fā)展, 未來的研究需要考察發(fā)展資源與其他消極發(fā)展結(jié)果(如內(nèi)化問題行為)和積極發(fā)展結(jié)果(如親社會(huì)行為)之間的關(guān)系。最后, 本研究對(duì)被試追蹤的時(shí)間相對(duì)較短, 可能未充分考察各變量的發(fā)展特點(diǎn)以及發(fā)展資源對(duì)青少年的長期影響, 因此未來研究可延長對(duì)被試追蹤的時(shí)間從而獲得更充分的數(shù)據(jù)結(jié)果。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1) 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前和一年后外化問題行為的減少均具有累積效應(yīng), 具體而言, 發(fā)展資源對(duì)青少年當(dāng)前外化問題行為的累積效應(yīng)呈二次函數(shù)的非線性模式, 即隨著發(fā)展資源數(shù)量的增加, 青少年當(dāng)前外化問題行為隨之增加, 但是, 當(dāng)發(fā)展資源的類別數(shù)達(dá)到3類時(shí), 外化問題行為出現(xiàn)顯著下降的趨勢; 發(fā)展資源與青少年一年后外化問題行為的累積效應(yīng)呈線性模式, 隨著發(fā)展資源類別的增多, 外化問題行為呈線性函數(shù)的下降趨勢。

(2) 性別在累積發(fā)展資源與T1外化問題行為之間的二次函數(shù)的非線性關(guān)系中存在調(diào)節(jié)效應(yīng), 在累積發(fā)展資源與一年后外化問題行為之間的線性關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

Achenbach, T. M. (1991).Burlington: University of Vermont Department of Psychiatry.

Benson, P. L. (1990).–. Minneapolis, MN: Search Institute.

Benson, P. L. (2006).. San Francisco: Jossey-Bass.

Benson, P. L., Leffert, N., Scales, P. C., & Blyth, D. A. (2012). Beyond the “village” rhetoric: Creating healthy communitiesfor children and adolescents.(1), 3–23.

Benson, P. L., Scales, P. C., & Syvertsen, A. K. (2011). The contribution of the developmental assets framework to positive youth development theory and practice., 197–230.

Bronfenbrenner, U., & Morris, P. A. (1998). The ecology of developmental processes. In W. Damon & R. M. Lerner (Eds.),(pp. 993–1028). Hoboken, NJ, US: John Wiley & Sons Inc.

Burk, W. J., & Laursen, B. (2010). Mother and adolescent reports of associations between child behavior problems and mother-child relationship qualities: Separating shared variance from individual variance.(5), 657–667.

Cai, C. F., & Zhou, Z. K. (2006). Stability of childhood externalizing problem behaviors.(1), 66–72.

[蔡春鳳, 周宗奎. (2006). 兒童外部問題行為穩(wěn)定性的研究.(1), 66–72.]

Chang, S. M., & Zhang, W. X. (2013). The developmental assets framework of positive human development: An important approach and field in positive youth development study.(1), 86–95.

[常淑敏, 張文新. (2013). 人類積極發(fā)展的資源模型——積極青少年發(fā)展研究的一個(gè)重要取向和領(lǐng)域.(1), 86–95.]

Cohen, J., Cohen, P., West, S. G., & Aiken, L. S. (2003).(3rd ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Inc.

Coley, R. L., Votrubadrzal, E., & Schindler, H. S. (2009). Fathers’ and mothers’ parenting predicting and responding to adolescent sexual risk behaviors.(3), 808–827.

Connell, C. M., Gilreath, T. D., & Hansen, N. B. (2009). A multiprocess latent class analysis of the co-occurrence of substance use and sexual risk behavior among adolescents.(6), 943–951.

Dodge, K. A., Lansford, J. E., Burks, V. S., Bates, J. E., Pettit, G. S., Fontaine, R., & Price, J. M. (2003). Peer rejection and social information-processing factors in the development of aggressive behavior problems in children.(2), 374–393.

Griffin, K. W., Botvin, G. J., Scheier, L. M., Diaz, T., & Miller, N. L. (2000). Parenting practices as predictors of substance use, delinquency, and aggression among urban minority youth: Moderating effects of family structure and gender.(2), 174–184.

Han, X. H. (2011).(Unpublished master’s thesis). Henan University.

[韓小慧. (2011).(碩士學(xué)位論文). 河南大學(xué).]

Hill, T. D., & Angel, R. J. (2005). Neighborhood disorder, psychological distress, and heavy drinking.(5), 965–975.

Hobfoll, S. E. (2011). Conservation of resource caravans and engaged settings.(1), 116–122.

Hou, K., Zhang, Y. Y., Luo, F., & Ren, P. (2017). Effects of neighborhood, parental monitoring and deviant peers on adolescent problem behaviors.(1), 85–94.

[侯珂, 張?jiān)七\(yùn), 駱方, 任萍. (2017). 鄰里環(huán)境、父母監(jiān)控和不良同伴交往對(duì)青少年問題行為的影響.(1), 85–94.]

Hsieh, H. F., Zimmerman, M. A., Bauermeister, J. A., Caldwell, C. H., Xue, Y. G., Wang, Z. H., & Hou, Y. B. (2016). Cumulative risks and promotive factors for chinese adolescent problem behaviors., 71–82.

Huang, D. Y. C., Lanza, H. I., Murphy, D. A., & Hser, Y. I. (2012). Parallel development of risk behaviors in adolescence: Potential pathways to co-occurrence.(4), 247–257.

Janssens, A., Van, D. N. W., Goossens, L., Verschueren, K., Colpin, H., De, L. S., … & Van, K. N. (2015). Externalizing problem behavior in adolescence: Dopaminergic genes in interaction with peer acceptance and rejection.(7), 1441–1456.

Jin, C. C., Zou, H., & Li, X. W. (2011). Protective and risk factors and their cumulative effect of adolescents’ social adjustment.(1), 12–20.

[金燦燦, 鄒泓, 李曉巍. (2011). 青少年的社會(huì)適應(yīng):保護(hù)性和危險(xiǎn)性因素及其累積效應(yīng).(1), 12–20.]

Langeveld, J. H., Gundersen, K. K., & Svartdal, F. (2012). Social competence as a mediating factor in reduction of behavioral problems.(4), 381–399.

Li, D. (Ed). (2008).Hangzhou, China: Zhejiang Education Press.

[李丹. (主編). (2008).. 杭州: 浙江教育出版社.]

Li, D. P., Li, X., Wang, Y. H., Zhao, L. Y., Bao, Z. Z., & Wen, F. F. (2013). School connectedness and problematic internet use in adolescents: A moderated mediation model of deviant peer affiliation and self-control.(8), 1231–1242.

Li, D., Zong, L. J., & Liu, J. S. (2013). The relationship between externalizing behavior problem and collective moral emotion and responsibility: The moderate effects of class climate.(9), 1015–1025.

[李丹, 宗利娟, 劉俊升. (2013). 外化行為問題與集體道德情緒、集體責(zé)任行為之關(guān)系:班級(jí)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng).(9), 1015–1025.]

Li, D. L., Zhang, W., Li, D. P., & Wang, Y. H. (2012). Parental behavioral control, psychological control, and aggression and social withdrawal in early adolescents.(2), 201–209.

[李丹黎, 張衛(wèi), 李董平, 王艷輝. (2012). 父母行為控制、心理控制與青少年早期攻擊和社會(huì)退縮的關(guān)系.(2), 201–209.]

Li, D. P., He, D., Chen, W., Bao, Z. Z., Wang, Y. H., & Zhao, L. Y. (2015). School climate and adolescent problem behaviors: The mediating role of peer victimization.(4), 896–904.

[李董平, 何丹, 陳武, 鮑振宙, 王艷輝, 趙力燕. (2015). 校園氛圍與青少年問題行為的關(guān)系:同伴侵害的中介作用.(4), 896–904.]

Li, D. P., Zhou, Y. Y., Zhao, L. Y., Wang, Y. H., & Sun, W. Q. (2016). Cumulative ecological risk and adolescent internet addiction: The mediating role of basic psychological need satisfaction and positive outcome expectancy.(12), 1519–1537.

[李董平, 周月月, 趙力燕, 王艷輝, 孫文強(qiáng). (2016). 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮：心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期的中介作用.(12), 1519–1537.]

Liu, X., Fan, X. H., & Shen, J. L. (2007). Relationship between social support and problem behaviors of the left-home-kids in junior middle school.(3), 98–102.

[劉霞, 范興華, 申繼亮. (2007). 初中留守兒童社會(huì)支持與問題行為的關(guān)系.(3), 98–102.]

Luthans, F., Avey, J. B., Avolio, B. J., Norman, S. M., & Combs, G. M. (2006). Psychological capital development: Toward a micro‐intervention.(3), 387–393.

Qu, Z. Y., & Zou, H. (2009). Juvenile delinquency: The role of self-control, family environment and parental monitoring.(2), 360–363.

[屈智勇, 鄒泓. (2009). 家庭環(huán)境、父母監(jiān)控、自我控制與青少年犯罪.(2), 360–363.]

Reef, J., Diamantopoulou, S., van Meurs, I., Verhulst, F. C., & van der Ende, J. (2011). Developmental trajectories of child to adolescent externalizing behavior and adult DSM-IV disorder: Results of a 24-year longitudinal study.(12), 1233–1241.

Rutter, M. (1983). Statistical and personal interactions: Facets and perspectives. In D. Magnusson & V. Allen (Eds.),(pp. 295–319). New York:Academic Press.

Sameroff, A. J., Bartko, W. T., Baldwin, A., Baldwin, C., & Seifer, R. (1998). Family and social influences on the development of child competence. In M. Lewis & C. Feiring (Eds.),(pp. 161–185). Mahwah, NJ, US: Lawrence Erlbaum Associates Publishers.

Sarracino, D., Presaghi, F., Degni, S., & Innamorati, M. (2011). Sex-specific relationships among attachment security, social values, and sensation seeking in early adolescence: Implications for adolescents’ externalizing problem behaviour.(3), 541–554.

Scales, P. C., Benson, P. L., Leffert, N., & Blyth, D. A. (2000). Contribution of developmental assets to the prediction of thriving among adolescents.(1), 27–46.

Scales, P. C., Roehlkepartain, E. C., & Shramko, M. (2016). Aligning youth development theory, measurement, and practice across cultures and contexts: Lessons from use of the developmental assets profile.,(4), 1145–1178.

Search Institute. (2005).Minneapolis, MN: Search Institute.

Soma, K. K. (2006). Testosterone and aggression: Berthold, birdsand beyond.(7), 543–551.

Stoddard, S. A., Zimmerman, M. A., & Bauermeister, J. A. (2012). A longitudinal analysis of cumulative risks, cumulative promotive factors, and adolescent violent behavior.(3), 542–555.

Su, L. Y., Luo, X. R., Yang, Z. W., Wan, G. B., & Li, X. R. (1996). Gender differences in disruptive behaviour of childhood., 259–262.

[蘇林雁, 羅學(xué)榮, 楊志偉, 萬國斌, 李雪榮. (1996). 破壞性行為障礙的性別差異., 259–262.]

Thomas, D. E., Bierman, K. L., & Powers, C. J. (2011). The influence of classroom aggression and classroom climate on aggressive-disruptive behavior.(3), 751–757.

Xi, J. Z., Zuo, Z. H., & Wu, W. (2012). Approaches to research on resilience.(9), 1426–1447.

[席居哲, 左志宏, WU Wei. (2012). 心理韌性研究諸進(jìn)路.(9), 1426–1447.]

Xing, X. P., Wang, M. F., Zhang, Q., He, X. R., & Zhang, W. X. (2011). Gender differences in the reciprocal relationships between parental physical aggression and children’s externalizing problem behavior in china.(5), 699–708.

Yang, C. C., Bian, Y. F., Chen, X. Y., & Wang, L. (2016). Gender difference between peer victimization, peer rejection and problems in adolescence: A cross-lagged analysis.(4), 631–635.

[楊晨晨, 邊玉芳, 陳欣銀, 王莉. (2016). 初中生同伴侵害、同伴拒絕與問題行為關(guān)系的性別差異:交叉滯后分析.(4), 631–635.]

Ye, Y., Zou, H., Li, C. N., & Ke, R. (2006). The developmental characteristics of adolescents’ family functioning and its influence on mental health.(6), 385–387.

[葉苑, 鄒泓, 李彩娜, 柯銳. (2006). 青少年家庭功能的發(fā)展特點(diǎn)及其與心理健康的關(guān)系.(6), 385–387.]

Zhang, P., Liang, Z. B., Chen, H. C., & Zhang, G. Z. (2012). The stability and gender difference of children’s self-control from 2 to 11 years old.(5), 463–470.

[張萍, 梁宗保, 陳會(huì)昌, 張光珍. (2012). 2~11歲兒童自我控制發(fā)展的穩(wěn)定性與變化及其性別差異.(5), 463–470.]

Zhao, N., Ling, Y., Chen, Q. D., & Teng, X. C. (2017). The influence of social support on rural left-behind children’s problem behaviors: The mediating effects of hope.(8), 1227–1231.

[趙娜, 凌宇, 陳喬丹, 滕雄程. (2017). 社會(huì)支持對(duì)農(nóng)村留守兒童問題行為的影響: 希望感的中介作用.(8), 1227–1231.]

The cumulative effects and relationship model of developmental assets used to reduce adolescent externalizing behaviors

CHANG Shumin; ZHANG Liya; WANG Lingxiao

(School of Psychology, Shandong Normal University, Jinan 250358, China)

Adolescent externalizing behaviors as a general and persistent form of maladaptiveness have received widespread attention. In the past, research in the field of developmental psychology has focused more on the impact of risk factors on adolescent externalizing behaviors. Although these studies had an important role in reducing these behaviors, focusing on positive factors not only can reduce adolescent externalizing behaviors, but can also replace externalizing behaviors by promoting the development of positive behaviors. In recent years, studies have begun to examine the impact of positive factors on adolescent externalizing behaviors, and have identified multiple positive factors in the prevention of these behaviors. Few studies, however, have explored the accumulative impact of positive factors on adolescent externalizing behaviors. Concerning this topic, the developmental assets model provided us with an ideal research tool. Based on this model, the present study used a longitudinal study design to examine the cumulative effects of multiple developmental assets on adolescent externalizing behaviors. In addition, this investigation also examined the relationship model between cumulative developmental assets and externalizing behaviors, as well as the possible moderating roles of gender in this model.

A sample of 1, 219 adolescents were recruited from three middle schools in Shandong, China. Quantitative surveys were administered to participants in December, 2015 (T1) and December, 2016 (T2). Adolescents only participated in the first survey, completing a self-administered questionnaire involving demographic variables and developmental assets. The head teachers participated in both surveys and completed an assessment of the externalizing behaviors of the students in their class. A series of analyses were conducted using SPSS 22.0 software, including descriptive statistics and correlation analysis, logistic regression analysis, and hierarchical multiple regression analysis.

The results of the study were as follows: (1) the developmental assets had a cumulative effect on the reduction of adolescents’ current and subsequent externalizing behaviors. In the cumulative effects relationship model, there was a differentiation between current and subsequent externalizing behaviors, which was characterized by the nonlinear pattern of the quadratic function between cumulative developmental assets and current externalizing behaviors, and a linear pattern between cumulative developmental assets and subsequent externalizing behaviors. (2) The moderating effect of gender was only significant in the nonlinear relationship of the quadratic function between the cumulative developmental assets and current externalizing behaviors.

In short, the present study is the first to demonstrate the cumulative effects of developmental assets on adolescent externalizing behaviors, as well as the relationship model of the cumulative effects and the moderating effect of gender underlying the relationship model. This study provides a basis for targeted asset construction and the prevention of adolescent externalizing behaviors.

developmental assets; externalizing behaviors; cumulative effects; relationship model; moderating effect

2018-12-20

* 全國教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃教育部重點(diǎn)課題(DBA140227)資助。

常淑敏, E-mail: shuminchang102@163.com

B844

10.3724/SP.J.1041.2019.01244