金童林 烏云特娜 張 璐 雷澤宇 孔德華

（1 內(nèi)蒙古師范大學心理學院，呼和浩特 010022；2 內(nèi)蒙古高校人文社科重點研究基地心理教育研究中心，呼和浩特 010022；3 內(nèi)蒙古高校人文社科重點研究基地心理健康教育研究與服務(wù)中心，呼和浩特 010022）

1 問題提出

兒童期心理虐待是指撫養(yǎng)者持續(xù)且重復地對兒童采取一系列不正確的撫養(yǎng)方式， 且這種撫養(yǎng)方式會嚴重損害兒童正常的社會功能發(fā)展 （潘辰 等，2010； Barnett et al， 1993）。研究表明，兒童期心理虐待會造成青少年認知系統(tǒng)、 情緒系統(tǒng)以及行為系統(tǒng)功能的障礙和損害。在認知方面，兒童期心理虐待會導致青少年認知控制能力減弱，注意力分散，通達能力衰退，且易對干擾信息進行加工，不能有效地刪除與當前無關(guān)信息和抑制優(yōu)勢反應等（張?zhí)揖辏?劉愛書， 2016； Caldwell et al， 2014； De prince et al， 2009； Wilkinson ＆ Yang， 2011）。 在情緒方面，兒童期心理虐待會造成青少年情緒識別能力、情緒理解能力以及情緒調(diào)節(jié)能力的損害， 甚至會造成青少年出現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)障礙， 且遭受過心理虐待的個體的負性情緒體驗水平高于正常個體 （劉文 等，2019； 楊文嬌， 2012； Cicchetti， 2016； Heleniak et al， 2016）。 在行為方面，兒童期心理虐待會促使青少年出現(xiàn)各類非適應性行為，如攻擊行為，網(wǎng)絡(luò)欺負行為， 甚至自傷自殺行為等（金童林等， 2017；趙琨， 2014； 周菡 等， 2019； Miller et al，2013）。由于兒童期心理虐待會對兒童日后的成長帶來巨大的潛在危害， 因而關(guān)于兒童期心理虐待的研究也是心理衛(wèi)生領(lǐng)域經(jīng)久不衰的熱點問題。

近十年以來， 諸多研究者對兒童期心理虐待進行了大量的橫斷研究， 關(guān)于兒童期心理虐待的文章也與日劇增。 然而，這些研究都是在不同地區(qū)、不同時段孤立的橫斷取樣， 無法從整體上回答我國青少年兒童期心理虐待水平是隨著社會文明的進步而逐年降低， 還是隨著社會競爭的加劇而逐年增長這一整體變遷性的問題。也就是說，我國青少年兒童期心理虐待整體的縱向發(fā)展趨勢尚缺乏有效的推斷和科學的結(jié)論。因此，本研究擬采用橫斷歷史研究法來回答這一問題。 橫斷歷史研究法最初是由學者Twenge（1997）開創(chuàng)并使用，國內(nèi)由辛自強等率先使用這種研究方法， 并基于此方法揭示了我國大學生群體的整體心理健康狀況、人際信任、孤獨感以及焦慮狀況隨時代的變遷（辛自強等， 2011， 2012； 辛自強，周正， 2012； Xin ＆ Xin， 2017）。 橫斷歷史研究法是采用橫斷研究“設(shè)計”對大跨度時間、時代有關(guān)的差異進行元分析研究的方法，是將時代發(fā)展、社會變遷作為研究的主要內(nèi)容， 著重考察心理量平均分數(shù)隨時代發(fā)展的變化， 它將現(xiàn)有單項研究根據(jù)時間順序加以連貫， 使已有研究成為關(guān)于歷史發(fā)展的橫斷取樣 （辛自強， 池麗萍， 2008； Twenge ＆ Campbell， 2001）。 基于橫斷歷史研究得出的結(jié)論往往具有宏觀性。因此，我們將沿用這種方法探討我國青少年兒童期心理虐待年代變遷的整體趨勢。

此外， 我國青少年兒童期心理虐待的性別差異一直是個爭議性的問題： 部分研究者認為由于男女生理差異的特點以及傳統(tǒng)觀念的差異， 我國青少年心理虐待具有性別差異； 而另外一部分研究者則認為由于取樣、地域以及文化等因素的一致性，青少年心理虐待不具有性別差異 （陳晨， 陳光華， 2016；胡雯， 甘小榮， 2017； 楊文嬌， 2012； 張世麒等，2018）。 因此，本研究對已有的文獻進行進一步地考察， 擬從宏觀縱向的角度對這一爭議性的問題進行解釋和澄清。

綜上所述， 本研究擬采用橫斷歷史的方法考察近11年以來我國青少年群體兒童期心理虐待水平隨年代的縱向變化趨勢， 以及采用一般元分析的方法來考察男女青少年群體的兒童期心理虐待水平得分是否具有整體的性別差異。

2 研究方法

2.1 研究工具

本研究采用鄧云龍等（2007）編制的兒童期心理虐待與忽視量表中的心理虐待分量表， 共15 個條目，采用0（沒有）～4（總是）5 點計分，包含了貶損、恐嚇和干涉3 個維度。后來，該量表由潘辰等（2010）重新修訂后，增加了忽視和縱容2 個維度，其余3 個維度與原量表均一致。 本研究只采用這兩個量表相同的3 個維度（貶損、恐嚇和干涉），由于忽視和縱容兩個維度文獻量較少，本研究不再做進一步分析。

2.2 文獻搜集標準

本研究根據(jù)以往關(guān)于中學生橫斷歷史研究的文獻搜集的標準（辛自強， 張梅， 2009），并結(jié)合本研究的目的，制定并遵循如下標準：（1）統(tǒng)一研究測量工具；（2）研究對象是中國大陸的青少年（初中生、高中生）群體，不包含高職生、大學生及其他群體；（3）測驗的時間不是在特殊時間段（如考試周等）；（4）相同作者用同一批數(shù)據(jù)重復發(fā)表， 則選最早發(fā)表的一篇；（5） 研究報告了兒童期心理虐待的基本數(shù)據(jù)，包括均值、標準差和樣本量等。

2.3 文獻檢索

在中國知網(wǎng)、維普資訊、萬方數(shù)據(jù)庫、讀秀、Web of Science 核心合集、Springer Online Journals、Science Direct 等中外文數(shù)據(jù)庫中，以“青少年”“高中生”“中學生”“心理虐待”“adolescent”“childhood psychological maltreatment”等詞匯進行全文檢索。通過上述標準共篩選出32 篇符合要求的文獻，這些文獻發(fā)表時間分布在2010～2020年間。 根據(jù)以往橫斷歷史研究的標準， 除在文中特別注明數(shù)據(jù)的收集年代的文獻外， 其它文獻的數(shù)據(jù)收集年代均按照文獻發(fā)表年代減2年，“年代” 即指研究數(shù)據(jù)的收集年代（陳晨， 陳光華， 2016； 楊文嬌， 2012）。因此，本研究的年代范圍為2008～2018年，共11年。 這些研究的被試共22295 人， 其中， 男生11021 人， 女生11274 人，平均年齡為14.60 歲。 具體見表1。

表1 我國青少年兒童期心理虐待文獻數(shù)量及分布情況

2.4 數(shù)據(jù)整理及數(shù)據(jù)編碼

經(jīng)過對文獻的初步整理， 隨后研究者對文獻進行編碼，共分為3 個步驟。首先，將符合編碼的32 篇文獻進行編號；然后，對編號的文獻按照文獻編號、發(fā)表年代、數(shù)據(jù)收集年代、地區(qū)、總樣本量、年齡等順序依次錄入SPSS 中， 并對文獻中報告被試性別的分組結(jié)果等分別建立子研究數(shù)據(jù)庫；最后，對只提供了子研究數(shù)據(jù)而沒有提供總研究數(shù)據(jù)結(jié)果的文獻，按照如下兩個公式計算加權(quán)合成的總均分和總標準差（x 代表合成后的平均數(shù)；ST代表合成后的總標準差；ni代表子研究的樣本量；xi代表子研究的平均數(shù)；Si代表子研究的標準差）。

3 結(jié)果

3.1 青少年兒童期心理虐待水平隨年代的整體變化

為考察青少年兒童期心理虐待隨年代的整體變化趨勢，本研究以年代為橫坐標，以青少年兒童期心理虐待及各維度均值分別為縱坐標繪制散點圖（圖1～圖4）。 結(jié)果顯示，青少年兒童期心理虐待及各維度均隨著年代的遞增而逐漸降低。 同時， 我們將年代、 青少年兒童期心理虐待均值及其各維度均值分別進行偏相關(guān)分析， 并將樣本量和年齡作為無關(guān)變量進行控制 （辛自強 等， 2011； 辛自強， 張梅，2009）。 結(jié)果表明，兒童期心理虐待及其各維度與年代均呈負相關(guān)（均p＜0.01）。 此外，我們以年代為自變量， 以兒童期心理虐待及其各維度均值分別作為因變量進行線性回歸發(fā)現(xiàn)，年代對兒童期心理虐待及其各維度均具有顯著的負向預測作用 （均p＜0.01），具體見表2。因此，可以認為，我國青少年兒童期心理虐待的總體水平隨年代的增長而呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。

圖1 2008～2018年青少年兒童期心理虐待的整體變化趨勢

圖2 2008～2018年青少年兒童期貶損的整體變化趨勢

圖3 2008～2018年青少年兒童期恐嚇的整體變化趨勢

圖4 2008～2018年青少年兒童期干涉的整體變化趨勢

3.2 青少年兒童期心理虐待隨年代的變化量及年代解釋率

為了更清晰地說明我國青少年兒童期心理虐待隨年代遞減的速率， 本研究采用效果量d 計算遞減速率（Twenge ＆ Im， 2007； 辛自強等， 2012）。 共分為3 個步驟：首先，以年代為自變量，以兒童期心理虐待及其各維度的均值作為因變量， 對樣本量進行加權(quán)后分別進行回歸分析；然后，將年代2008 和2018 分別代入建立的回歸方程后，分別獲得這兩年的平均分M2008和M2018；最后，計算這兩年因變量均值的變化量M變化， 再除以這11年間的平均標準差MSD（所有研究的標準差的平均數(shù)），即得到遞減的變化率d 值。 具體見表3。

表3 青少年兒童期心理虐待及各維度隨年代的變化量

由表3 可知，近11年以來，我國青少年兒童期心理虐待均呈下降的趨勢，貶損降低了0.13 個標準差，恐嚇降低了0.56 個標準差，干涉降低了0.50 個標準差， 兒童期心理虐待整體降低了0.21 個標準差。 根據(jù)Cohen（1992）的標準，恐嚇和干涉維度屬于中效應，兒童期心理虐待及貶損維度屬于小效應，這說明我國青少年兒童期心理虐待隨著年代的增長而逐漸降低，但是變化幅度屬于中小效應，速率較為緩慢。

3.3 兒童期心理虐待隨年代變化的性別差異

為了探討兒童期心理虐待隨年代變化的性別差異，本研究共分為3 個步驟進行檢驗。 首先，建立男女性別差異隨年代變化的子數(shù)據(jù)庫，本研究共有19篇文獻報告了性別得分，總樣本量11234 人，其中男生5342 人，女生5892 人；然后，分別計算不同性別的效果量d（見表4）。 結(jié)果表明，不同性別的青少年兒童期心理虐待及其各維度隨年代的遞增而逐漸呈現(xiàn)降低的趨勢， 男性的效果量和女性的效果量均屬于小效應；最后，根據(jù)一般元分析的方法，通過計算性別差異的平均效果量（d）進而分析青少年兒童期心理虐待及其各維度均值的性別差異（男生組為控制組，女生組為實驗組），具體見公式3～公式6（其中，ne代表男生的樣本量，nc 代表女生的樣本量；Se代表男生樣本的標準差，Sc 代表女生樣本的標準差，SD 代表兩組的合成標準差；M 代表男女組兒童期心理虐待及各維度的均值；Wi代表各研究的權(quán)數(shù)；Ni代表各研究的樣本量；d 代表每一篇文獻的效果量）。 結(jié)果表明，青少年兒童期心理虐待及其各維度的平均效果量均為正值， 即男青少年在兒童期遭受到的虐待高于女性。 根據(jù)Cohen（1992）的標準，我們可以認為，近11年以來，青少年兒童期心理虐待及干涉維度均分整體性別差異不明顯， 但是在貶損維度和恐嚇維度略有差異， 即男青少年在兒童期遭受到的貶損和恐嚇方面的虐待高于女性。 詳細結(jié)果見表5。

表4 不同性別青少年兒童期心理虐待及各維度隨年代的變化表

表5 青少年兒童期心理虐待及各維度性別差異的平均效果量表

4 討論

4.1 我國青少年兒童期心理虐待整體呈下降趨勢

本研究發(fā)現(xiàn)， 我國青少年兒童期心理虐待得分及其維度得分整體呈逐年下降的趨勢。 偏相關(guān)及回歸分析結(jié)果表明，年份與我國青少年兒童期心理虐待呈負相關(guān)， 我國青少年兒童期心理虐待水平整體呈逐年下降的趨勢，但是變化幅度屬于中小效應，速率較為緩慢， 這說明我國青少年在兒童期接受到來自撫養(yǎng)者的關(guān)懷質(zhì)量隨著年代的增加而普遍得到了提高。 本研究青少年樣本的平均年齡是14.60 周歲，也就是說， 雖然我們的研究著重關(guān)注的是兒童期心理虐待的整體變遷， 但由于對兒童期心理虐待的測量是通過回溯式的問卷填答， 實質(zhì)從側(cè)面反映的是我國近25年以來（1993～2018）家庭教育方式觀念整體的變遷。 從我們研究得出的結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，早期， 我國青少年在兒童期時最容易遭受到來自撫養(yǎng)者的貶損和恐嚇（趙華穎， 2016），而隨著年代的遞增，這兩種錯誤的教養(yǎng)方式得到了明顯的降低。特別是恐嚇，其隨著年代遞減的速率達到了0.56，這說明我國整體的家庭教養(yǎng)方式從本質(zhì)上得到了改善。 按照埃德爾生命歷程理論的觀點， 生命中所經(jīng)歷的社會事件會影響著個體的生命軌跡， 同時也被這些事件一直塑造著（Elder， 1998）。 概言之，青少年經(jīng)歷的家庭、社會等系統(tǒng)纏繞在一起并且層層嵌套，對青少年心理的發(fā)生和發(fā)展起著直接的或者間接的影響，構(gòu)成了青少年成長的社會生態(tài)背景。為更好地理解青少年兒童期心理虐待的發(fā)生和發(fā)展背景， 我們應該從這些系統(tǒng)的分析著手， 看這些系統(tǒng)的社會變遷如何影響青少年兒童期心理虐待。

首先，家庭作為青少年重要的微觀社會環(huán)境，父母表現(xiàn)出來的家庭教養(yǎng)方式和教育理念影響著青少年的一生。 隨著父母文化程度和社會化文明程度的提高， 父母所接受到的科學育兒的知識也普及化和多樣化，也越來越關(guān)注“原生家庭”的概念以及對個體身心發(fā)展的影響。 改變了原來“棍棒底下出孝子，嬌養(yǎng)造就忤逆兒”的傳統(tǒng)觀念，會選擇更恰當、更科學的方式來教育孩子， 更加遵循兒童身心發(fā)展的特點，多采用賞識教育，從而使青少年兒童期心理虐待的水平降低。 其次，我國政府逐年加大教育的投入，教育經(jīng)費逐年增加， 這有效緩解了家長和學校的經(jīng)濟壓力。 與此同時，作為社會工作的關(guān)鍵領(lǐng)域，學校社會工作有效地協(xié)調(diào)了家庭、 學校和社區(qū)之間的工作，充分發(fā)揮了學校和社區(qū)的功能（朱盼玲， 2018）。兒童接受到的貶損、恐嚇、干涉等不良的撫養(yǎng)方式因而逐年減少， 繼而整體的心理虐待水平也就隨之降低，這進一步地促進了青少年的健康發(fā)展。 最后，我國心理健康的干預和預防體系逐步得到了完善。 在法律制度層面，我國為有效促進兒童的健康成長，在防治兒童虐待方面提供了法律保障，1991年通過的《中華人民共和國未成年保護法》初步確立了預防兒童虐待的通報機制，有效改善了兒童的成長環(huán)境。在社會心理服務(wù)體系上，黨的十九大報告提出了“加強社會心理服務(wù)體系建設(shè)”，十九屆四中全會又對該服務(wù)體系有了新的表述“健全社會心理服務(wù)體系和危機干預機制”。 在這種背景下，社會各界的心理學工作者通過依托積極心理學來增強個體、家庭、組織和社會的積極心態(tài)，幫助開展針對家庭、心理健康和子女教育問題的心理服務(wù)， 有針對性地提高了父母和子女的心理健康水平（許燕等， 2020）。

4.2 我國青少年兒童期心理虐待的性別差異

本研究發(fā)現(xiàn)，近11年以來，我國男女青少年群體的兒童期心理虐待得分及各維度得分均隨著年份的增加而逐年呈下降的趨勢。 在心理虐待及干涉維度上，兒童的性別差異不顯著，但在貶損和恐嚇維度上， 男青少年在兒童期遭受到的貶損和恐嚇方面的虐待高于女青少年， 其效果量分屬于小效應和大效應。 這說明近11年以來，我國青少年兒童期心理虐待及其各維度的整體性別差異不明顯， 但在具體的虐待方式上存在差異。這可能有兩方面的原因。一方面，這與我國的傳統(tǒng)思想有關(guān)，“望子成龍”的教育思想深入人心，從而在教養(yǎng)方式上存在性別差異。撫養(yǎng)者都期望兒子能出人頭地，能為家族爭光，因而對男孩的教育十分嚴苛，經(jīng)常出現(xiàn)恐嚇以及貶損的現(xiàn)象。因此， 男生相較于女生更容易感受到撫養(yǎng)者的嚴厲懲罰和過度打壓， 從而導致家庭教育對兒童的正常發(fā)展出現(xiàn)了諸多負功能的現(xiàn)象（于鳳銀等， 2014）。而對于女孩， 更多的是只希望她們一生健康快樂就行，并沒有給與過多的要求和壓力。 另一方面，這可能與女性的生理及心理特點有關(guān)，女性天性柔弱，安靜，對事物敏感，心思細膩，神經(jīng)活動過程較弱，容易受到外界的影響， 因而她們在兒童期遭遇到心理虐待時，容易擴大心理虐待的負面效應。這就導致她們在后天回憶時依然能體驗到這種惡劣心境， 因而她們的心理虐待得分與男性持平， 這也是性別差異在整體上不明顯的客觀原因。

4.3 實踐啟示

本研究進一步揭示了我國青少年兒童期心理虐待的整體變遷趨勢， 這對降低兒童期心理虐待的風險及提高其心理健康水平具有重要的理論和實踐啟示。首先，高校及社區(qū)要進一步加強科學教育方法和知識的普及工作，進一步提升撫養(yǎng)者的教育素養(yǎng)，促使他們運用科學規(guī)范的教育方式撫養(yǎng)孩子， 從而避免出現(xiàn)心理虐待的現(xiàn)象；然后，家庭和學校要加強青少年心理虐待的篩查工作， 要對兒童期遭受到嚴重的心理虐待的青少年進行及時的心理干預和治療，預防其出現(xiàn)各類身心疾??；最后，相關(guān)部門要加強家庭教育的立法機制， 運用法律法規(guī)來約束撫養(yǎng)者不健康的撫養(yǎng)行為， 從而保障兒童接受合理合法的教育方式，促使他們身心得到健康穩(wěn)定的發(fā)展。