流动儿童同伴侵害的特点及与内化问题的循环作用关系：一项追踪研究*

,3,2

(1北京师范大学发展心理研究所, 北京 100875)

(2北京师范大学心理学院, 北京 100875) (3北京市通州区永顺镇西马庄小学, 北京 101100)

1 引言

随着城市化进程的加快, 我国流动人口规模不断扩大, 特别是家庭式流动比例日益增加, 使得流动儿童的数量急剧上升。到2014年底, 我国流动人口达2.53亿人, 其中与配偶、子女共同流动的约占60% (国家卫生和计划生育委员会, 2015)。教育部数据显示, 处于义务教育阶段的流动儿童共 1294.73万, 其中小学阶段955.59万人(教育部, 2015)。可见,流动儿童是一个数量庞大、不容忽视的群体。流动儿童指户籍登记在外省(区、市)、本省外县(区)的乡村, 随务工父母到输入地的城区、镇区(同住)并接受义务教育的适龄儿童少年(教育部, 2015)。已有研究发现, 流动儿童常常处于社会经济地位偏低、流动性较大等不利的成长环境中, 其心理发展和适应面临极大的挑战(申继亮, 刘霞, 赵景欣, 师保国,2015; 朱倩, 郭海英, 潘瑾, 林丹华, 2015; Chen,Su, Li, Tam, & Lin, 2014), 有研究者综述了1991～2013年间发表的有关流动儿童的 103项实证研究发现, 超过85%的研究将流动儿童与城市儿童作对比, 指出流动儿童在自尊水平、社交焦虑、抑郁、孤独感、问题行为等多方面表现出更多问题(师保国, 王芳, 刘霞, 康义然, 2014)。因此, 有必要在流动儿童群体内部开展深入研究, 识别这些特殊的不利因素的作用, 探明其作用机制和模式, 以利于采取相关预防/干预措施, 减少问题的发生, 促进儿童的积极发展。

然而, 近20多年来有关流动儿童的研究, 大多集中在探讨流动儿童的歧视知觉、社会支持、焦虑、抑郁、孤独感等问题上, 对在儿童青少年时期普遍发生的同伴侵害现象关注极少。同伴侵害 (peer victimization) 是指个体遭受到来自同伴的身体、言语、财物和人际关系攻击的经历(Mynard & Joseph,2000)。国内外已有研究发现, 5%～15%的儿童青少年曾有过严重或持续的受同伴侵害经历, 这些经历会严重影响他们的心理健康和社会适应(张文新,2002; 张文新等, 2009; Gini & Pozzoli, 2013; Graham,Bellmore, & Mize, 2006)。而在我国流动儿童中, 目前仅有几项研究从学校欺负的角度对同伴侵害问题进行了初步探索, 其中谭千保(2010)在 758名流动儿童中的研究发现, 频繁遭受欺负者占总数的19.0%。然而, 这些研究仅采用横断研究方法对流动儿童同伴侵害的基本状况进行了描述, 对同伴侵害的相关因素探讨不足。因此, 本研究将考察流动儿童的家庭社会经济地位偏低、流动性大和内化问题较多等典型特征对其同伴侵害的影响, 并通过多次追踪调查, 深入探讨流动儿童同伴侵害与其内化问题的关系。

已有大量研究发现, 同伴侵害与内化问题往往同时出现(Hanish & Guerra, 2002; Hoglund &Leadbeater, 2007; Snyder et al., 2003)。内化问题(internalizing problems)是一种指向个体心理内部的、不易被他人察觉的问题, 主要表现为焦虑、抑郁和孤独感(Reijntjes, Kamphuis, Prinzie, & Telch,2010)。元分析研究表明, 同伴侵害与内化问题高度正相关(Hanish & Guerra, 2002; Hawker & Boulton,2000; Sullivan, Farrell, & Kliewer, 2006)。但二者究竟孰因孰果, 研究者们则各持己见, 概括而言主要有3种观点：一是, 儿童的内化问题增加了其遭受同伴侵害的可能性; 二是, 同伴侵害是导致儿童内化问题的可能原因之一; 三是, 同伴侵害会导致儿童的内化问题, 内化问题又会增加同伴侵害, 二者为双向的相互作用关系。

早期有关同伴侵害的横断研究发现, 儿童内化问题会增加其遭到同伴侵害的可能性(Finnegan,Hodges, & Perry, 1996; Hodges & Perry, 1999)。首先,存在内化问题的儿童面临更多社交问题, 往往缺少朋友或遭到同伴拒绝(Graham & Juvonen, 1998),同时有内化问题的儿童也可能更多地表现出恐惧、社会退缩、焦虑等问题, 从而招致更多的同伴侵害(Finnegan et al., 1996)。再者, 这类个体遇到威胁和攻击时保护自己的能力往往较弱, 在解决人际冲突过程中存在困难, 使之更容易成为受侵害的目标。一些追踪研究也发现有焦虑和怯懦退缩等问题的儿童会在一段时间后报告更高的同伴侵害水平(Finnegan et al., 1996; Schwartz, Chang, & Farver,2001)。

与上述观点相反, 近年来, 大量研究发现, 同伴侵害会导致儿童出现更多的焦虑、抑郁、孤独感等内化问题(Graham et al., 2006; Hoglund &Leadbeater, 2007)。更有研究者发现, 同伴侵害对青少年的焦虑、抑郁等内化问题, 既有即时性预测作用, 也有长期性作用(Stapinski, Araya, Heron,Montgomery, & Stallard, 2015; Zwierzynska, Wolke,& Lereya, 2013)。一些追踪研究证实了这一观点,这些研究发现同伴侵害经历大大增加了个体在成年后出现抑郁、焦虑等内化问题的风险(Schwartz,Lansford, Dodge, Pettit, & Bates, 2013; Stapinski et al., 2015)。此外, 国内研究者对童年中期儿童的研究也发现, 身体侵害、关系侵害可以正向预测儿童的孤独感、社交焦虑和抑郁等内化问题(纪林芹, 陈亮, 徐夫真, 赵守盈, 张文新, 2011; 张文新 等,2009)。

上述两类相悖的研究结果引起了越来越多的研究者关注二者“孰因孰果”这一问题。近年来, 随着发展情境论(Developmental Contextualism)的兴起, 第三种观点, 即二者是相互作用关系, 逐渐受到重视。发展情境论是人类发展研究领域内的重要理论, 它突破了不同影响因素与个体发展之间单向作用模式的局限, 强调个体与其所处情境的动态相互作用, 并加入时间维度, 组成个体发展的循环作用模式, 亦即个体对环境刺激的反应会影响个体的进一步发展(Lerner, 2006)。该理论认为发展情境包括物理环境、社会成员(包括家庭、同伴、教师等)、发展中的个体和时间四个方面的内涵。其中, 同伴是发展情境中的重要因素, 而同伴侵害则是一个备受关注的危险性因素, 它会引起个体焦虑、抑郁等内化问题(Graham et al., 2006; Helms et al., 2014;Hoglund & Leadbeater, 2007), 而个体表现出紧张、焦虑、抑郁等特征, 又会让同伴更容易将其视为可侵害的对象(Storch & Ledley, 2005; Sullivan et al.,2006), 从而形成了一个循环, 呈现出同伴侵害与内化问题的循环作用模式。目前, 已有一些研究证实了二者的相互作用关系, 例如, 有研究对 1995～2006年期间涉及二者关系的18项追踪研究(追踪时间间隔从6到24个月不等)进行了元分析, 结果发现, 前测的同伴侵害可以显著预测后测的内化问题,平均效应量为0.18, 前测的内化问题也可以显著预测后测的同伴侵害, 平均效应量为 0.08, 且二者差异不显著, 由此可知同伴侵害与内化问题为双向相互作用关系(Reijntjes et al., 2010)。然而, 目前实证性的追踪研究多数只选择了两个时间点研究二者的双向作用, 难以深入地探讨二者随时间变化的循环作用模式, 且发展情境论已经指出, 随着时间的发展, 个体与情境的相互作用会发生变化, 不同的起始时间和条件可能会导致个体进入不同的发展轨迹而产生不同的发展结果(张文新, 陈光辉, 2009;Lerner, 2006)。因此, 有必要充分考虑时间这一重要因素, 采用多个时间点测查的追踪研究设计, 深入揭示二者的关系随时间发展而变化的循环作用模式与机制, 为未来开展同伴侵害和内化问题预防和干预研究奠定坚实的实证基础。

综上所述, 目前缺乏多次追踪的纵向研究对同伴侵害与内化问题的关系及其随时间发展变化的过程进行深入探讨。同时, 流动儿童作为一个不可忽略的特殊群体, 其心理发展与适应需要受到更多的关注, 探明同伴侵害与内化问题的关系, 对促进他们的发展和适应具有重要意义。因此, 本研究基于发展情境理论, 拟采用连续4次的追踪研究设计,深入探讨中国文化背景下流动儿童群体同伴侵害和内化问题随时间变化的动态关系。同时, 前人研究发现不同的内化问题与同伴侵害的关系强度上有所不同, 如Hawker和Boulton (2000)的元分析研究发现, 同伴侵害与抑郁的关系最为紧密, 与社交焦虑的关系最弱。为此, 本研究将单独考察这3种内化问题与同伴侵害的关系, 并结合流动儿童流动性较大的特点(谭千保, 2010; 袁晓娇, 方晓义, 刘杨, 蔺秀云, 2012), 适当缩小追踪的时间间隔, 采用每半年一次的方式进行测查。鉴于已有研究发现的打工子弟学校流动儿童与公立学校流动儿童在歧视知觉、社交焦虑、抑郁、孤独感等多方面均存在较大差异(范兴华, 方晓义, 刘扬, 蔺秀云, 袁晓娇, 2012; 蔺秀云, 方晓义, 刘杨, 兰菁, 2009; 申继亮等, 2015), 本研究将进一步检验同伴侵害与内化问题的动态关系模式在两类学校流动儿童中的一致性。

2 研究方法

2.1 被试

采用方便整群抽样法分别选取北京市一所打工子弟学校(全部学生均为流动儿童)和两所公立小学(流动儿童占所有学生的比例约为60%和80%)的四、五年级学生作为被试, 对其进行连续4次问卷测查, 从 2011年 10月(T1)的第一次施测开始, 每隔半年进行一次追踪测查(分别记为T2/T3/T4)。第一次施测共获得有效流动儿童被试 426名, 其中,四年级211 (49.5%)人, 男生269 (63.1%)人。在父母受教育程度上, 78.9%的母亲完成了九年义务教育,且高中或中专及以上的占总数的40.7%, 23人未报告母亲受教育程度; 有 87.6%的父亲完成了九年义务教育, 高中或中专及以上占 44.9%, 14人未报告父亲受教育程度。34.1%的被试家庭平均月收入在2000元以下, 35.6%介于2000～6000元之间, 30.3%在6000元以上, 其中24人未报告家庭平均月收入。以父亲受教育水平(0=“初中及以下”, 1=“高中/中专及以上”) 、母亲受教育水平(0=“初中及以下”,1=“高中/中专及以上”)和家庭月收入(0=“2000 元以下”, 1=“2000元及以上”) 三个指标的总分作为衡量其家庭社会经济地位(SES) 的综合指标(郭海英等, 2014), 取值范围为 0～3, 平均分为 1.54 ±1.11。此外, 以来京后的转学经历(0=“无”, 1=“有”)和搬家经历(0=“小于或等于 1 次”, 1=“1 次以上”)之和作为流动儿童流动性的指标, 取值范围为0～2,平均分为0.97 ± 0.77。由于搬家、转学、病/事假等原因导致部分被试流失, 到第四次施测时共计145(34.0%)名被试未能完整参加 4次测试, 从而导致数据缺失, 其中, T2缺失48人、T3缺失99人、T4缺失127人。

卡方检验及 t检验结果显示, 有缺失的被试与完整参加4次施测的被试, 在性别(χ²(1)=0.27,p>0.05)、年级(χ²(1)=0.14,p> 0.05)、母亲受教育程度(χ²(1)=1.42,p> 0.05)、父亲受教育程度(χ²(1)=2.41,p> 0.05)、家庭平均月收入(χ²(1)=1.19,p>0.05)以及流动性上(χ²(2)=2.98,p> 0.05)均不存在显著差异, 在 T1的同伴侵害、社交焦虑、抑郁和孤独感上也均未发现显著差异(ts < 1.92,ps > 0.05),表明被试不存在结构化缺失。

2.2 研究工具

2.2.1 同伴侵害

采用Mynard和Joseph (2000)编制的多维同伴侵害量表(Multidimensional Peer Victimization Scale,MPVS), 该量表中的部分分量表已在国内儿童青少年中得到运用(张文新等, 2009)。在本研究中, 研究团队(包括多名心理学研究生及教授)对该量表进行了多次直译和回译, 并参考流动儿童及其教师的访谈资料对量表的题目进行一定的改编。最终量表共18题, 包括身体侵害(包括3道题目, 如“在这一学期, 别的同学打过我”)、言语侵害(包括5道题目,如“在这一学期, 别的同学故意在背后说我的坏话、造谣”)、关系侵害(包括 7道题目, 如“在这一学期,别的同学故意做一些事情让老师不喜欢我”)、财物财害(包括 3道题目, 如“在这一学期, 有同学偷我的东西”)共4个维度。被试的回答采用4点计分, 1代表“从未发生过”, 4代表“经常发生”, 分数越高表明受同伴侵害越严重。该量表在4次测查中的内部一致性信度(Cronbach’s α)分别为 0.91、0.91、0.92、0.93, 各分量表的Cronbach’s α系数在0.60到0.89之间。对问卷进行验证性因素分析结果显示结构效度良好(T1: χ²/df=1.97, CFI=0.93, TLI=0.92,RMSEA=0.05; T2: χ²/df=1.71, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.04; T3: χ²/df=1.70, CFI=0.94,TLI=0.93, RMSEA=0.05; T4: χ²/df=1.96, CFI=0.92, TLI=0.91, RMSEA=0.06)。此外, 对量表4个时间点的测量等值性进行检验, 结果发现该量表具有跨时间的不变性(Configural Invariance: χ²/df=1.85, CFI=0.97, TLI=0.96, RMSEA=0.05;Metric invariance: χ²/df=1.95, CFI=0.97, TLI=0.96, RMSEA=0.05; Strong Invariance: χ²/df=1.98, CFI=0.96, TLI=0.95, RMSEA=0.05; Strict Invariance: χ²/df=1.99, CFI=0.95, TLI=0.95,RMSEA=0.05)。

2.2.2 社交焦虑

采用儿童社交焦虑量表(Social Anxiety Scale for Children, SASC)。该量表最初由La Greca等于1988年编制(La Greca, Dandes, Wick, Shaw, & Stone,1988), 之后由马弘(1999)修订为中文版, 适用于7～16岁儿童青少年。该量表共包含10个题目, 如“我担心其他同学会怎样看待我”, 采用4点评分, 1代表“从不这样”, 4代表“总是这样”, 取 10道题的均分作为社交焦虑程度的指标, 分数越高表明社交焦虑水平越高。该量表已在我国流动儿童中得到应用(蔺秀云等, 2009), 具有良好的信效度。在本研究中, 4次测量的内部一致性信度依次为0.86、0.86、0.89、0.90。

2.2.3 抑郁

采用自评儿童抑郁量表(CES-DC; Fendrich,Weissman, & Warner, 1990), 共20题, 如“对我来说,开始着手做一些事情很难”, 采用4点评分, 1代表“没有”, 4代表“总是如此”, 分数越高, 表明被试抑郁水平越高。该量表已在我国儿童青少年群体中得到广泛应用, 具有良好的信效度(袁晓娇等, 2012)。本研究中, 4次测量的内部一致性信度分别为0.82、0.84、0.85、0.86。

2.2.4 孤独感

采用Asher等人于1984年编制的孤独感量表(Loneliness Scale, LS)中文版测量流动儿童的孤独感(Asher, Hymel, & Renshaw, 1984)。该量表包括16个孤独项目和8个关于个人爱好的插入项目, 因子分析表明插入项目与负荷与单一因子上的 16个孤独项目无关。题目采用5点评分, 1代表“完全符合”,5代表“完全不符合”, 分数越高, 表示孤独感越强。该量表已在我国儿童青少年群体中得到广泛应用(纪林芹等, 2011; Chen et al., 2014), 具有良好的信效度。在本研究中, 4次测量的内部一致性信度分别为 0.83、0.87、0.87、0.87。

2.3 研究程序

在征得学校领导和被试本人知情同意后, 以班级为单位进行4次团体施测, 被试在约定的自习课时间统一参加问卷填写, 并当场收回问卷, 4次施测的内容和程序完全一致。施测时, 每个班级配备1～2名主试, 负责向被试详细讲解指导语(说明本次测查的目的和意义; 强调保密、答案无对错之分、独立作答等原则)、例题及处理可能出现的问题, 并对施测过程进行质量监控。主试均为经过统一培训(培训内容包括指导语、问卷内容和施测中的职责、注意事项等)的心理学专业研究生。被试完成全部问卷约需40 min, 完成问卷后每个被试将获得一份小礼品。

2.4 共同方法偏差的控制与检验

由于采用自我报告法收集数据可能会导致共同方法偏差(周浩, 龙立荣, 2004), 因此, 根据有关研究的建议, 首先重点从程序方面进行了控制, 具体包括采用信效度较高的成熟量表作为测量工具、保护被试的匿名性、适当变换不同问卷的指导语和计分方式、部分条目使用反向计分等, 从而对共同方法偏差的来源进行严格控制。

其次, 在数据收集完成后, 采用 Harman单因子检验法分别对4次施测的共同方法偏差进行检验,结果表明：在4次测量中, 特征值大于1的因子总数依次为15、17、15、17个, 且第一个因子解释的变异量依次为22.39%、22.30%、25.59%、25.39%,均小于40%的临界标准, 说明4次测量中共同方法偏差均不明显。

2.5 数据分析策略

首先, 采用SPSS 18.0对同伴侵害进行描述性统计分析, 考察在基线测查中, 流动儿童的同伴侵害的发生率的特点, 及人口学变量对同伴侵害和内化问题的作用。第二, 采用皮尔逊相关分析, 考察同伴侵害与社交焦虑、抑郁、孤独感三种内化问题在4次测查中的相关关系。第三, 基于相关分析结果, 采用交叉滞后模型, 分别考察同伴侵害与 3种内化问题之间的循环作用模式。其中, 同伴侵害为潜变量, 将 4个分维度作为其观测指标。第四, 采用多组比较结构方程模型, 检验同伴侵害与内化问题的循环作用模式在公立学校流动儿童和打工子弟学校流动儿童中的差异。为了更完整地保留所有的被试信息, 本研究将所有426名被试均纳入分析中, 并根据Duncan等的建议(Duncan, Duncan, & Li,1998), 采用全信息最大似然法(full information maximum likelihood, FIML)程序处理缺失值。本研究中所有模型估计均采用稳健极大似然估计(robust maximum likelihood estimator, MLR)方法。

3 结果分析

3.1 流动儿童同伴侵害和内化问题的特点

3.1.1 流动儿童同伴侵害的基线发生率分析

参考张文新等(2009)的研究, 对基线数据(T1)中各类同伴侵害的发生率和严重程度进行分析, 在同伴侵害的各因子上, 得分为 1(从未发生过)的儿童归为“未受侵害儿童”, 得分大于1但小于3(有时发生)的儿童归为“较少受侵害儿童”, 得分在3及以上者归为“频繁受侵害儿童”。3类儿童的百分比见表1。结果显示, 在第一次测量中, 有过身体侵害、关系侵害、言语侵害、财务侵害经历的流动儿童比例分别为 76.5%、71.4%、77.8%、63.2%。且在 4种侵害中, 频繁受身体侵害的比例最高, 为13.5%。

表1 基线测查中不同程度受侵害流动儿童的百分比(%)

表2 流动儿童同伴侵害和内化问题在基线测查(T1)时的特点

3.1.2 基线测查中流动儿童的同伴侵害和内化问题的特点

在基线时, 不同学校类型、性别、年级的流动儿童的同伴侵害和内化问题的平均数和标准差见表2。采用独立样本t检验考察两类流动儿童(打工子弟学校流动儿童和公立学校流动儿童)的差异,结果发现, 打工子弟学校的流动儿童在言语侵害、财务侵害和3种内化问题上的得分均显著高于公立学校流动儿童(ts > 2.63,p< 0.01)。

以性别(男、女)、年级(四年级、五年级)为自变量, 以同伴侵害的 4个维度为因变量进行MANOVA分析, 结果发现, 在同伴侵害方面, 性别的主效应显著, Wliks’ λ=0.94,F(4, 413)=6.93,p<0.001, η2=0.06; 年级的主效应显著, Wliks’ λ=0.97,F(4, 413)=2.79,p< 0.05, η2=0.03。进一步的方差分析结果发现, 性别差异主要表现为男生的身体侵害水平显著高于女生,F(1, 420)=11.37,p<0.01,η2=0.03; 身体侵害的年级差异边缘显著,F(1, 420)=3.20,p=0.07, η2=0.01, 即四年级的身体侵害水平高于五年级。

以性别(男、女)、年级(四年级、五年级)为自变量, 分别以社交焦虑、抑郁和孤独感为因变量进行 UNIANOVA分析, 结果仅发现在孤独感上, 年级差异的主效应边缘显著,F(1, 422)=3.29,p=0.07, η2=0.01, 四年级的孤独感水平低于五年级。

此外, 采用相关分析考察流动性、SES对同伴侵害和内化问题的作用, 结果发现, 4种同伴侵害、社交焦虑、抑郁和孤独感与流动性的相关均显著,但仅有孤独感与SES的相关显著(见表2)。

3.2 同伴侵害与内化问题的关系

3.2.1 同伴侵害与内化问题的相关分析

皮尔逊相关分析发现, 4次测查中同伴侵害各维度之间的两两相关均呈显著正相关, 相关系数在0.23～0.76 (ps < 0.01)之间; 社交焦虑、抑郁和孤独感两两之间均呈显著正相关, 相关系数在 0.31～0.71 (ps < 0.01)之间; 同伴侵害与社交焦虑、抑郁和孤独感两两之间均呈显著正相关, 相关系数分别在0.17～0.53 (ps < 0.01)之间, 满足交叉滞后分析的前提假设。

3.2.2 同伴侵害与内化问题的交叉滞后分析

基于相关分析, 建构如图所示的交叉滞后效应模型, 分别考察同伴侵害与流动儿童的社交焦虑(图1)、抑郁(图2)、孤独感(图3)在4次测查中的相互作用。同时, 为了排除人口学变量和流动性的影响, 在模型中对性别(0=男, 1=女)、年级(0=四年级, 1=五年级)、SES和流动性进行控制, 设定4个控制变量同时预测4次测查中的各核心变量, 且在最终的模型中仅保留显著预测的路径(未在图中画出)。最终模型运行结果如下, 各项拟合指标均良好(见表 3)。

图1 同伴侵害与社交焦虑的交叉滞后模型

图2 同伴侵害与抑郁的交叉滞后模型

同伴侵害与社交焦虑的交叉滞后模型分析结果(图1)显示：(1) 性别和年级对T2的同伴侵害(β=−0.13,p< 0.001;β=−0.10,p< 0.05)具有显著的预测作用, 流动性对 T1的同伴侵害和社交焦虑(β=0.20,p< 0.001;β=0.19,p< 0.001), 及T4的同伴侵害(β=0.09,p< 0.05)具有显著预测作用。(2) 流动儿童的同伴侵害和社交焦虑都具有一定的稳定性,即前测(Tn)的同伴侵害可以显著预测后测(Tn+1)的同伴侵害, 前测的社交焦虑也能显著预测后测的社交焦虑。(3) 进一步控制同伴侵害与社交焦虑在前测和后测的相关和稳定性后, T2的社交焦虑可以显著预测T3的同伴侵害(β=0.16,p< 0.05), T3的同伴侵害水平又显著增加了T4的社交焦虑水平(β=0.16,p< 0.05), 其他交叉滞后路径均不显著。

图3 同伴侵害与孤独感的交叉滞后模型

表3 模型的各项拟合指标

同伴侵害与抑郁的交叉滞后模型(图 2)显示：(1) 性别对 T2 的同伴侵害(β=−0.12,p< 0.001), 年级对 T2 的同伴侵害(β=−0.11,p< 0.01)、T3 和 T4的抑郁(β=−0.09,p< 0.05;β=0.11,p< 0.01)具有显著预测作用, 流动性对T1的同伴侵害和抑郁(β=0.20,p< 0.001;β=0.19,p< 0.001), 及T4的同伴侵害(β=0.10,p< 0.05)具有显著预测作用。(2) 前测的同伴侵害显著预测后测的同伴侵害, 前测的抑郁也能显著预测后测的抑郁。(3) 进一步控制同伴侵害与抑郁在前后测的相关和稳定性后, 流动儿童在T1的同伴侵害可以显著预测其 T2时的抑郁水平(β=0.13,p< 0.05), T2的抑郁又可以显著预测T3的同伴侵害(β=0.14,p< 0.05), T3的同伴侵害水平显著正向预测T4的抑郁(β=0.27,p< 0.001), 其他交叉滞后路径均不显著。

同伴侵害与孤独感的交叉滞后模型(图3)显示：(1) 性别对T2的同伴侵害和孤独感(β=−0.13,p<0.01;β=−0.11,p< 0.01)及 T4 的孤独感(β=−0.09,p< 0.05)具有显著预测作用, 年级对T2的同伴侵害(β=−0.11,p< 0.01)具有显著预测作用, SES 对 T3的孤独感具有显著预测作用(β=−0.12,p< 0.01),流动性对 T1的同伴侵害和孤独感(β=0.21,p<0.001;β=0.23,p< 0.001)具有显著预测作用。(2) 在控制了人口学变量和流动性后, 前测的同伴侵害显著预测后测的同伴侵害, 前测的孤独感也能显著预测后测的孤独感。(3) 进一步控制同伴侵害与孤独感在前后测的相关和稳定性后, T1的同伴侵害显著预测T2的孤独感, 同时T1的孤独感也可以显著预测 T2 的同伴侵害(β=0.12,p< 0.05;β=0.12,p< 0.05), T2的孤独感可以显著预测T3的同伴侵害(β=0.18,p< 0.01), T3的同伴侵害水平显著预测T4的孤独感(β=0.16,p< 0.05), 其他交叉滞后路径均不显著。

综上, 在控制了流动儿童的性别、年级、SES和流动性后, 同伴侵害与社交焦虑、孤独感、抑郁三种内化问题的交叉模型分析结果部分支持了二者循环作用关系的假设。具体表现为：在T1到T2的时间间隔中, 同伴侵害与孤独感为互为因果的相互作用关系, 同时同伴侵害还会增加半年后的抑郁,但对社交焦虑作用不显著; 在T2到T4的时间间隔中, 同伴侵害和3种内化问题的相互作用模式完全一致, 即T2时的社交焦虑、抑郁和孤独感越高, 半年后(T3)的同伴侵害水平也越高, 进而增加一年后(T4)的社交焦虑、抑郁和孤独感的水平。

3.2.3 同伴侵害与内化问题的循环作用：两类流动儿童的差异比较

采用多组比较结构方程模型检验同伴侵害与内化问题的循环作用在两类流动儿童中的差异, 结果见表4。抑郁、孤独感与同伴侵害的关系在两类流动儿童中差异不显著, 上述循环作用模式适用于两类流动儿童。然而, 社交焦虑与同伴侵害的交叉滞后作用在两类流动儿童中存在显著差异, 进一步对6条交叉滞后路径在两组中的差异进行Wald检验发现, 在T3同伴侵害预测T4社交焦虑的路径系数上,打工子弟学校流动儿童显著大于公立学校流动儿童(0.37 vs.0.08,p< 0.05), 且在公立学校流动儿童中此条路径未达到显著。

表4 两类流动儿童在交叉滞后模型上的差异比较

4 讨论

4.1 流动儿童同伴侵害和内化问题的特点

本研究发现, 70%以上的流动儿童有过同伴侵害经历, 这反映出同伴侵害现象在流动儿童中的普遍性, 而且还发现有 13.5%以上的流动儿童频繁遭受同伴侵害。这一结果提示未来研究需对流动儿童同伴侵害现象更加重视, 尤其需要及时甄别和发现频繁遭受同伴侵害的儿童(比例高达 13.5%), 对他们采取及时的、有效的干预和保护措施。

进一步的分析发现, 男生的身体侵害显著多于女生, 这与已有研究结论一致(张文新, 2002; 张文新等, 2009)。此外, 流动性大作为流动儿童的特殊性之一, 是增加其社交焦虑、孤独感等问题的重要危险性因素(胡宁, 方晓义, 蔺秀云, 刘杨, 2009;蔺秀云等, 2009)。本研究结果也发现流动性越大,流动儿童同伴侵害与内化问题也越多, 这与胡宁等(2009)的研究结果基本一致, 他们还发现, 流动性越大, 流动儿童对自己在同伴关系中的地位的满足感越低, 自我感知到的社交能力越差, 这也可以在一定程度上解释他们的同伴侵害水平随流动性的增加而增加的现象。因此, 采取一定措施减少流动儿童在城市生活的住房流动性(搬家)和学校流动性(转学), 是减少他们的同伴侵害和内化问题、促进他们建立良好同伴支持系统的有效措施之一。

4.2 流动儿童同伴侵害与内化问题的循环作用

本研究发现社交焦虑、抑郁和孤独感三种内化问题与4类同伴侵害两两之间存在显著正相关, 表现为个体遭受的同伴侵害越多, 内化问题也越多。这与已有研究结果一致, 如 Hawker和 Boulton(2000)对 23项横向研究进行元分析结果也发现同伴侵害与内化问题的各项指标具有显著正相关, 并且在不同群体和不同测量方法前提下, 同伴侵害与社交焦虑、抑郁等内化问题仍保持较高程度的相关。此外, 国内普通儿童青少年群体中的一些研究结果也与此一致(刘娟, 陈亮, 纪林芹, 王姝琼, 张文新, 2011; 刘俊升, 赵燕, 2013; 张文新等, 2009)。

在证实同伴侵害与内化问题正相关的基础上,本研究进一步采用交叉滞后设计的多次追踪研究来探索二者的循环作用模式, 结果发现, 在 T1到T2的时间间隔中, 同伴侵害与孤独感为相互作用关系, 同时同伴侵害还会增加半年后的抑郁, 而在T2到T4的时间间隔中, T2时的内化问题越多, 半年后(T3)的同伴侵害水平也越高, 而且会反过来增加一年后(T4)的内化问题, 该结果部分支持了同伴侵害与内化问题的循环作用假设。这与以往在普通儿童群体中的追踪研究元分析结果一致(Reijntjes et al., 2010)。一些纵向实证研究也支持了本研究的这一观点, 例如, 有研究采用交叉滞后的方法探讨了苏格兰青少年经历的同伴侵害和抑郁之间的因果关系, 结果发现, 二者是互为因果的相互作用关系, 且在11岁到13岁的两年中同伴侵害对抑郁的预测作用更大, 在13岁到15岁期间, 则是抑郁对同伴侵害的预测作用更大(Sweeting, Young, West,& Der, 2006)。可见, 儿童的同伴侵害经历既是其内化问题增加的重要危险因素, 又是高内化问题所导致的不良结果。一方面, 受侵害的不利状况会增加流动儿童内心的焦虑、抑郁等内化问题表现。另一方面, 儿童内化问题水平的升高, 使得他们表现出更多退缩、顺从的行为, 缺乏果断性, 也缺少同伴支持, 从而容易遭受同伴的攻击, 且面对攻击时的顺从反应也会进一步强化他们的受侵害地位(Hanish & Guerra, 2000; Schwartz et al., 2001), 从而形成一个恶性循环。

同时, 上述循环作用模式也在一定程度上体现出儿童自身在循环中的核心作用, 如果儿童在遭到同伴侵害后采取合理的措施(如寻求帮助等), 而不是表现为内化问题, 可能之后的同伴侵害就会减少,恶性循环就会转变为良性循环。可见, 环境会影响个体, 个体也会影响环境, 而二者相互作用的模式/方式在一定程度上是由儿童自身决定的(Lerner,2006)。因此, 在未来针对流动儿童同伴侵害问题的预防和干预中, 也可以同时从这两个方面入手, 并聚焦在儿童自身的核心作用上, 打破恶性循环、构建良性循环：在预防方面, 对表现出一定程度的退缩、社交焦虑、抑郁等内化问题的儿童, 及时给予心理疏导, 并授以情绪调节技能缓解内化问题, 从而降低同伴侵害发生的可能性; 在干预方面, 对已经遭受过同伴侵害的儿童, 给予适当人际技能训练,教会他们一些实用的自我保护措施, 阻断同伴侵害的持续发生, 同时也要做好其内化问题的预防工作。

而且, 前人研究发现打工子弟学校流动儿童内化问题上均比公立学校流动儿童更为严重(胡宁等,2009; 蔺秀云等, 2009), 本研究的结果也支持了该结论, 且发现在同伴侵害问题上打工子弟学校流动儿童也更严重。然而, 在二者的关系模式上, 抑郁和孤独感与同伴侵害的循环作用模型可以完全适用于两类流动儿童, 不受学校类型的影响, 这也充分体现了抑郁和孤独感与同伴侵害关系模型的稳定性。但在社交焦虑与同伴侵害的模型中则发现两类流动儿童的差异, 即T3同伴侵害预测T4社交焦虑的路径上打工子弟学校流动儿童显著高于公立学校流动儿童。这说明, 在打工子弟学校, 同伴侵害更容易引起流动儿童的社交焦虑。这可能是因为,公立学校的校园环境、师资力量等资源比打工子弟学校更优越, 公立学校流动儿童在受歧视体验方面也相对较低, 群体成员身份自尊和内在群体自尊较高(范兴华等, 2012; 蔺秀云等, 2009; 刘霞, 赵景欣,申继亮, 2013; 申继亮等, 2015), 这对受到同伴侵害的流动儿童具有很好的保护作用, 从而减少之后出现害怕否定评价和社交回避等社交焦虑问题的可能性。同时, 也从侧面体现了成长环境对流动儿童的重要性。

此外, 本研究证实了社交焦虑、抑郁和孤独感在模型中的差异, 主要体现在 T1到 T2时间段里,具体为：同伴侵害与社交焦虑没有显著关系, 相反,与孤独感是相互预测的关系, 而在抑郁上则表现为T1的同伴侵害可以显著预测T2的抑郁。这与已有研究结论基本一致, 如Hawker和Boulton (2000)的元分析研究发现, 同伴侵害与抑郁的关系最为紧密,与社交焦虑的关系最弱。本研究确实发现了, 社交焦虑与同伴侵害在T1到T2时没有显著作用, 但同伴侵害可以显著预测抑郁。Vaillancourt, Brittain,McDougall和Duku (2013)的研究也发现, 在多种内化问题中, 抑郁与同伴侵害的长期相互预测作用最强。另外, 值得一提的是, 与社交焦虑和抑郁不同,本研究发现, 在T1到T2这半年中, 同伴侵害与孤独感呈显著的相互预测作用。可见, 在流动儿童中,可能同伴侵害与孤独感的作用才是更稳定的。这一结果与上述元分析的结果也有所不同, 他们发现孤独感与同伴侵害的关系强度介于抑郁和社交焦虑之间(Hawker & Boulton, 2000)。这可能与流动儿童本身的特点有关, 已有研究发现, 流动儿童的孤独感水平显著高于城市儿童(蔺秀云等, 2009), 他们缺乏来自同伴的支持, 面对同伴侵害无力反抗, 也缺少灵活应对或自我保护的技能, 使其不断遭受同伴侵害。而频繁遭受同伴侵害的儿童, 同伴接纳一般低于未受侵害儿童(张文新, 2002), 低同伴接纳能显著增加儿童的孤独感(周宗奎, 赵冬梅, 孙晓军, 定险峰, 2006), 从而形成恶性循环。这对实践的启示是, 要聚焦于如何打破这种恶性循环的发生,对那些遭受过同伴侵害的儿童, 要加强保护, 并注重对其孤独感和抑郁等情绪问题的预防, 同时, 应特别关注那些已出现孤独感和抑郁情绪的儿童, 对其进行有针对性的疏导和干预。

总之, 本研究第一次在4个时间点的交叉滞后模型中发现了同伴侵害与内化问题的循环作用, 且相对社交焦虑而言, 抑郁和孤独感与同伴侵害的循环作用关系更稳定, 部分支持了循环作用假设, 为未来的研究奠定了一定的基础。

4.3 本研究的贡献、局限性及未来研究的展望

本研究通过4次的连续追踪研究, 采用多时间点的交叉滞后分析, 部分证实了我国流动儿童群体中, 同伴侵害与内化问题的循环作用模式, 丰富了已有儿童发展的理论。同时, 也在某种程度上反映出儿童自身在这种循环作用中的核心地位。这一发现提示, 在未来的干预研究中, 可以同时从减少同伴侵害和儿童本身的内化问题两个方面入手, 聚焦于提升儿童自身的作用, 特别关注那些已经表现出抑郁或孤独感的流动儿童, 打破恶性循环。

尽管如此, 本研究仍存在以下不足：一是, 虽然追踪次数较多, 但追踪持续时间依然较短, 未来可进行更长期的追踪研究, 深入全面地反映二者的动态关系及儿童不同发展阶段的具体特征; 二是,本研究样本量较少, 流失率较高, 可能在一定程度上降低了本研究结果的稳定性和代表性。未来研究需选取更大、更具代表性的样本, 并将普通城市儿童和农村儿童纳入研究中进行对比, 以便在比较研究中更加凸显流动儿童的特殊性; 三是, 本研究样本均取自北京地区, 考虑到地区差异的影响, 不同地区流动儿童的内化问题和同伴侵害的发生率及其严重程度可能有一定的差异, 因而将该结果进行推广时需更加谨慎。

5 结论

本研究得到如下结论：

(1) 基线测量中, 77.8%以上的流动儿童曾遭受过同伴侵害, 13.5%以上的流动儿童频繁受侵害。打工子弟学校流动儿童的同伴侵害与内化问题水平比公立学校流动儿童更高, 且流动儿童流动性越大,同伴侵害和内化问题越多, 男生的身体侵害水平显著高于女生。

(2) 控制性别、年级、SES和流动性后, 同伴侵害与社交焦虑、抑郁、孤独感三种内化问题呈循环作用模式, 其中同伴侵害与抑郁、孤独感的关系更稳定。

(3) 抑郁、孤独感与同伴侵害的循环作用在两类流动儿童中具有较强的稳定性, 而在同伴侵害和社交焦虑的模型中, 打工子弟学校流动儿童的同伴侵害对社交焦虑的作用比公立学校流动儿童更大。

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