1 引言
攻击行为是一种有意伤害他人身心健康的行为，同时还涉及敌意和愤怒等情绪(Donnellan et al., 2005)。青少年早期个体面临着认知、情感和社交方面的巨大挑战，因此这一时期成为攻击行为的多发期(Georgiou & Symeou, 2018)。青少年早期攻击行为不仅能预测个体短期内的学校适应不良、内化问题和反社会行为(Connor et al., 2019; Valido et al., 2021)，还能预测其成年后的违法及犯罪行为(Polanin et al., 2021)。因此，青少年早期攻击行为的影响因素与作用机制问题备受研究者的关注。
在众多解释攻击行为的理论和模型中，一般攻击模型(general aggression model, GAM)作为一种具有广泛影响力的理论框架，着眼于解释特定情境下攻击行为的发生机制。该模型认为外部环境因素和个体内部状态的输入共同影响攻击行为(Anderson & Bushman, 2002)。父母冲突作为一种常见的家庭情境，是青少年攻击行为的重要预测因素(van Eldik et al., 2020)。父母冲突指因意见分歧或其他原因引发的言语争执或非言语攻击(池丽萍, 辛自强, 2003; 王明忠 等, 2014)。横断和纵向研究均表明，目睹父母间频繁、激烈且难以解决的冲突的儿童青少年更可能表现出攻击行为(Anjum et al., 2023; Giallo et al., 2022; Olatunji & Idemudia, 2021)。然而，作为一种消极的外部环境因素，父母冲突如何与个体内部状态共同影响攻击行为的发生，仍有待进一步研究。
情绪不安全感是由父母冲突引发的一种个体内部状态(Davies & Cummings, 1994)，其在父母冲突与攻击行为间的中介作用得到了情绪安全感理论(emotion security theory, EST)及众多实证研究的支持(陈婷 等, 2020; Junco-Guerrero et al., 2022; Mills et al., 2021)。受儒家文化“和为贵”思想的影响，父母冲突可能对我国青少年的价值观造成冲击，加剧个体的情绪不安全感，使其陷入困惑、恐惧、不安和无助的复杂消极情绪中(Li et al., 2016; Wang et al., 2024)。尽管青少年被激活的情绪不安全感水平越高，其表现出攻击行为的可能性越大(Mills et al., 2021)，但并非所有个体都会因此选择攻击性反应。特别是在中国文化背景下，个体更倾向于使用自我控制策略(Volkova & Korovina, 2024; Zhao et al., 2021)。自我控制是个体抑制不被社会接受或期望的冲动，并调整自身的思想、情绪和行为的能力(Baumeister et al., 2007; Peker & Yildiz, 2021)，属于个体内部状态的重要表现形式之一。具备高自我控制水平的青少年即使在承受较高情绪不安全感和攻击冲动时，也可能采取自我控制进行自我调控，避免将攻击行为付诸实践(Liu et al., 2021)。因此，自我控制可能调节情绪不安全感对青少年早期攻击行为的预测作用，即可能符合一种有调节的中介路径。
此外，个体的内部状态极易受到外部环境因素的影响(Crawford, 2020)，父母冲突可能通过改变自我控制这一内部状态作用于青少年早期攻击行为。根据自我控制的资源模型(strength model of self-control)，个体的心理资源是有限的、领域一般性的，所有自我控制行为(包括冲动抑制、情绪调节等)的执行都会消耗心理资源(Baumeister et al., 2007)。儒家文化注重家庭和谐，中国青少年在父母发生冲突时，往往倾向于通过缓解父母之间的紧张关系来维持家庭和谐(Wang et al., 2024)，期间青少年需要投入大量的心理资源(Junco-Guerrero et al., 2022)，自我控制可利用资源较少。这可能会导致控制行为失败，进而引发攻击行为(Dang et al., 2021; Liu et al., 2020)。因此，情绪不安全感和自我控制作为个体内部状态的两种重要形式，可能在父母冲突与攻击行为间同时发挥中介作用。
现有研究表明，消极情绪会减少个体自我控制可利用的资源(Wenzel et al., 2024)。父母冲突往往会诱发个体强烈的情绪不安全感，导致其情绪安全系统(如注意力、情感、思维过程和行为的调节)频繁且长期运转而占用大量心理资源(Davies & Cummings, 1994)。这可能使自我控制资源面临耗竭的风险，增加了青少年攻击行为发生的概率(Liu et al., 2020)。鉴于此，本研究假设情绪不安全感和自我控制在父母冲突与青少年早期攻击行为间发挥链式中介作用。为增强预防和干预建议的针对性，本研究将进一步探究哪一条中介路径(情绪不安全感、自我控制的单独中介以及二者的链式中介)的作用最大。鉴于目前缺乏相关研究参照，故不做具体研究假设。
综上，本研究旨在探讨以下几个问题：首先，父母冲突对青少年早期攻击行为的作用机制是符合有调节的中介模型还是链式中介模型。其次，链式中介模型若成立，自我控制的独立中介路径是否显著，哪一条中介路径的解释力更大。厘清这些问题有助于理解青少年早期攻击行为的发生机制，帮助暴露于父母冲突之中的青少年减少攻击行为，从而为促进青少年健康成长提供科学理论指导。
2 研究方法
2.1 被试
采用方便取样法，对济南市两所中学7至9年级的870名初中生进行问卷调查。有效问卷为812份，回收率93.33%。被试的年龄为13.87±1.19岁(年龄范围为11～17岁)。其中，初一223人(男生118人)，初二307人(男生149人)，初三282人(男生123人)；双亲家庭的被试544人(67.00%)，重组家庭39人(4.80%)，大家庭229人(28.20%)；父母文化水平在本科及以上者占22.41%，高中或中专者(含高中未毕业)占49.88%，初中及以下者(含初中未毕业)占27.71%；家庭月收入6000元及以下者占57.76%，6001元以上者占42.24%。
2.2 研究工具
2.2.1 父母冲突
采用父母冲突特征分量表进行测量，包括冲突频率、冲突强度、冲突不解决三个维度19个项目(如“我父母几乎从来没有争吵过”)。该分量表来自中文版父母冲突儿童知觉量表(池丽萍, 辛自强, 2003)，以往研究表明其具有良好的信效度(王明忠 等, 2014)。采用4点计分(1=完全符合，4=完全不符合)，得分越高表示被试感知到的父母冲突水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.2 情绪不安全感
采用父母关系安全感量表进行测量(Davies et al., 2002)。根据以往研究(王明忠 等, 2014)，消极情绪和消极表征两个维度能够稳定地反映青少年面对父母冲突时的情绪不安全感。该量表共17个项目(如“当父母发生争吵时我感到害怕”)，采用4点计分(1=不符合，4=完全符合)，得分越高表示青少年情绪不安全感水平越高。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.91。
2.2.3 自我控制
采用谭树华和郭永玉(2008)修订的中文版自我控制量表，共19个项目(如“我会因为情感而激动得不能自持”)，包括冲动控制、健康习惯、抵制诱惑、专注工作和节制娱乐五个维度。采用5点计分(1=完全不符合，5=完全符合)，得分越高表示被试控制能力越强。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.88。
2.2.4 攻击行为
采用中文版攻击行为问卷，共29个项目(如“曾经有人把我惹到忍无可忍，以致于我们动手打架”)，包括身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意共四个维度(罗贵明, 2008)。采用5点计分(1=完全不符合，5=完全符合)，得分越高表示攻击行为越严重。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.88。
2.3 数据收集与分析
以班级为单位进行匿名施测并签署知情同意书。施测的主试人员均由接受过严格培训的心理学专业研究生担任，指导语强调作答真实性及个人信息的保密性，施测全程有班主任及两名主试在场。将有效问卷进行编码并录入，为保证数据的准确性，采用EpiDate 3.1对所录入的数据进行比对。所有数据均采用SPSS26.0和Mplus7.0进行处理和分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
施测过程中采取反向计分题目、匿名和保密等程序以减少共同方法偏差。使用Harman单因素法对研究数据的共同方法偏差进行检验(周浩, 龙立荣, 2004)。提取到18个特征值大于1的因子，第一个公因子的方差解释率为20.58%，小于40%的临界值，故不存在严重的共同方法偏差。另外，为了减少可能存在的测量偏差，在数据分析时使用潜变量构建结构方程模型(Williams et al., 1996)。
3.2 主要变量的相关分析
相关分析结果表明，父母冲突、情绪不安全感及攻击行为两两之间显著正相关，自我控制与父母冲突、情绪不安全感及攻击行为显著负相关(见表1 )。根据表1 的结果，需在后续分析时将性别、年级、家庭收入及父母文化水平作为控制变量。
表1 主要变量描述统计及相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.性别 | |||||||||
| 2.年级 | 0.07* | ||||||||
| 3.家庭收入 | 0.05 | 0.18*** | |||||||
| 4.父母文化水平 | 0.01 | 0.14*** | 0.29*** | ||||||
| 5.父母冲突 | 2.00 | 0.61 | –0.04 | –0.08* | –0.24*** | –0.19*** | |||
| 6.情绪不安全感 | 1.97 | 0.65 | –0.02 | –0.17*** | –0.19*** | –0.16*** | 0.48*** | ||
| 7.自我控制 | 3.35 | 0.69 | 0.04 | –0.09* | 0.22*** | 0.16*** | –0.43*** | –0.32*** | |
| 8.攻击行为 | 2.47 | 0.64 | –0.19*** | –0.11** | –0.36*** | 0.21*** | 0.46*** | 0.38*** | –0.62*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 有调节的中介模型检验
采用Mplus7.0构建潜变量模型。首先，检验情绪不安全感在父母冲突与攻击行为间的中介作用，在控制人口学变量后，结果发现中介效应显著，效应值0.10，95%置信区间为[0.06, 0.16]。之后，构建无交互项的基准模型(χ2/df=3.35, CFI=0.95, TLI=0.94, RMSEA=0.05, SRMR=0.04, H0=−10587.10, AIC=21294.20)和有调节的中介模型，相比之下，有调节的中介模型(H0=−10583.74, AIC=21293.46)拟合更好[Δχ2(1)=6.72, p<0.01]。模型结果见表2 ，在控制人口学变量条件下，情绪不安全感与自我控制的乘积项对攻击行为的预测作用不显著(β=−0.05, t=−1.85, p=0.06)，说明有调节的中介模型不成立。
表2 有调节的中介模型检验 |
| 预测变量 | 因变量：情绪不安全感 | 因变量：攻击行为 | |||||||
| β | t | 95%CI | β | t | 95%CI | ||||
| 下限 | 上限 | 下限 | 上限 | ||||||
| 父母冲突(X) | 0.52 | 16.68*** | 0.46 | 0.59 | 0.08 | 1.99* | 0.01 | 0.16 | |
| 情绪不安全感(W) | 0.20 | 4.34*** | 0.10 | 0.29 | |||||
| 自我控制(U) | –0.70 | –12.75*** | –0.80 | –0.59 | |||||
| W×U | –0.05 | –1.85 | –0.11 | 0.01 | |||||
| R2 | 0.34*** | 0.68*** | |||||||
注：模型中所有数据均为标准化路径系数，为了模型的简洁性不呈现各控制变量系数。 |
3.4 链式中介模型检验
采用Mplus7.0构建潜变量结构方程模型并对一般攻击模型进行检验。首先，对父母冲突与攻击行为间的直接效应进行检验。在控制人口学变量后，发现父母冲突能够显著正向预测青少年早期攻击行为(β=0.44, t=13.08, p<0.001)，且模型拟合良好(χ2/df=3.08, CFI=0.98, TLI=0.96, RMSEA=0.05, SRMR=0.03)。其次，加入中介变量检验“情绪不安全感−自我控制”链式中介模型。结果显示，除直接路径外(β=0.08, t=1.78, p=0.08)，其他路径系数均达到显著性水平(见图1 )，且模型拟合良好(χ2/df=2.92, CFI=0.96, TLI=0.95, RMSEA=0.05, SRMR=0.03)。
采用Bootstrap法进行中介效应检验及置信区间估计，本研究中对样本进行5000次重复抽样。结果如表3 所示，模型中三条中介路径的中介效应均达到显著性水平，说明“情绪不安全感−自我控制”链式中介模型成立。其中，自我控制的中介效应最大。进一步比较发现，情绪不安全感(β=0.10)、自我控制(β=−0.68)→攻击行为路径系数差异显著(β=0.58, t=13.55, p<0.001)，中介效应差异源于自我控制对攻击行为的预测作用强于情绪不安全感。因此，自我控制可能在模型中发挥重要作用。
表3 中介效应检验 |
| 路径 | 效应值 | 95% CI | 相对中介 效应占比(%) | ||
| 下限 | 上限 | ||||
| A1：父母冲突→情绪不安全感→攻击行为 | 0.05 | 0.01 | 0.10 | 10.87 | |
| A2：父母冲突→自我控制→攻击行为 | 0.27 | 0.19 | 0.35 | 58.70 | |
| A3：父母冲突→情绪不安全感→自我控制→攻击行为 | 0.06 | 0.02 | 0.11 | 13.04 | |
| A1−A2 | –0.22 | 0.10 | 0.27 | ||
| A1−A3 | –0.01 | –0.07 | 0.05 | ||
| A2−A3 | 0.21 | 0.08 | 0.28 | ||
本研究进一步通过设定限制模型来检验链式中介模型是否存在性别差异，对估计模型(M1: χ2=468.14, df=226, CFI=0.96, TLI=0.95, RMSEA=0.05, SRMR=0.04)和限制模型(M2: χ2=472.62, df=232, CFI=0.96, TLI=0.95, RMSEA=0.05, SRMR=0.04)进行卡方差异检验，Δχ2(6)=4.48，p>0.05。因此，链式中介模型不存在显著的性别差异，这为模型的稳定性提供了一定的支持。
4 讨论
本研究基于一般攻击模型、情绪安全感理论、自我控制的资源模型，探讨了父母冲突作用于青少年早期攻击行为的内在机制。结果发现：父母冲突通过情绪不安全感和自我控制各自的中介作用以及二者的链式中介作用这三条路径间接作用于青少年早期攻击行为，而且自我控制的中介效应最大。本研究不仅丰富了青少年早期攻击行为领域的研究，还为预防和减少青少年攻击行为提供了科学启示。
4.1 情绪不安全感的中介作用
本研究结果印证了情绪安全感理论在中国文化背景下的适用性。中国儒家文化强调家庭和谐、家庭责任感，青少年为了维护家庭和谐更容易卷入父母冲突，这可能会增加他们对父母关系不和的敏感性和自身的情绪不安全感(王明忠 等, 2014; Wang et al., 2024)。对父母关系的长期担忧会破坏青少年掌握以目标为导向的问题解决策略，导致其在应对紧张的同伴关系时采取消极的解决策略，甚至可能成为攻击的发起者(Mills et al., 2021)。此外，父母之间的辱骂、敌意和身体攻击可能会导致个体感到恐惧和不安，并提高其警惕性(van Eldik et al., 2020)。这种情况下，个体可能会为了自我保护而采取不必要的攻击行为(Heleniak & McLaughlin, 2020)。
4.2 自我控制的中介作用
本研究发现，自我控制在父母冲突与青少年早期攻击行为间起中介作用，支持了自我控制的资源模型。受儒家文化熏陶，当父母发生冲突时，青少年很可能会卷入其中，并尝试进行解决。这一过程会持续消耗青少年的心理资源(Junco-Guerrero et al., 2022)，长此以往，不仅可能阻碍其认知发展，影响长期目标设定和执行，还会削弱其自我控制和延迟满足的能力，导致冲动行为的抑制困难(Savopoulos et al., 2023)。此外，本研究显示，自我控制在中介效应分析中表现出最大的解释力。这表明，自我控制在青少年攻击行为的发生机制中起重要作用。因此，在预防和干预资源有限的情况下，优先提升青少年的自我控制能力可能是一种高效且快捷的策略。同时，通过改善父母关系以减少心理资源消耗，可实现双管齐下、协同提升的效果。
4.3 情绪不安全感和自我控制的链式中介作用
本研究通过验证竞争模型发现，父母冲突对青少年早期攻击行为的作用模式符合链式中介模型，而非有调节的中介模型。即情绪不安全感削减了自我控制资源，从而限制了其自我调节功能的作用。这说明，个体处理自身消极情绪时会消耗与任务相关的资源(Tice et al., 2001; Wenzel et al., 2024)，当父母冲突诱发情绪不安全感时，个体资源会被优先用于维持自身的情绪安全，导致个体在应对冲突线索时，没有足够的资源进行抑制攻击冲动(Wenzel et al., 2024)。此外，情绪不安全感还可能引发抑制控制的前额叶皮层过度激活，使个体自我调节系统疲劳，加剧自我控制失败(Chester et al., 2016)。本研究发现，无论是父母冲突还是情绪不安全感，均有可能引发自我控制资源不足，验证了自我损耗效应。根据自我控制的资源模型，自我控制类似于肌肉，经过短暂休息后能够恢复，并且通过持续锻炼得到增强(Baumeister et al., 2007; Kip et al., 2022)。这提示，确保青少年自我控制资源充足是有效且可行的攻击行为干预策略。尽管如此，减少父母冲突和缓解情绪不安全感仍是干预的重要方向，这不仅有助于从源头改善青少年的心理状态，也为提升其自我控制能力提供了更有利的环境。
本研究结果对青少年攻击行为的预防和干预具有以下几点启示：(1)培养青少年的自我控制及其恢复能力是其重要途径。已有研究表明，短暂的正念冥想、适度的运动干预可以有效恢复个体的自我控制资源(Shi et al., 2022; Wagner & Wieczorek, 2024)。(2)营造积极和谐的家庭氛围是减少青少年攻击的前提条件。关注孩子的情绪需求，通过积极沟通减少冲突，提升孩子的情绪安全感，从而有效降低攻击行为的风险。此外，本研究仍存在一些不足。首先，本研究所有数据均来自青少年的自我报告，可能存在社会赞许效应，后续研究应考虑采取多元化的数据收集方法。其次，本研究的测量工具主要考察了言语冲突形式，关于身体冲突的项目较少，也没有涉及冷暴力等隐性冲突形式，未来有必要研发或者修订涵盖类型更多、适用范围更广的研究工具。再次，其他众多与青少年早期攻击行为可能有关的因素并未纳入本研究，如青少年对父母冲突的认知、祖父母支持等，后续研究可进一步考察这些变量在青少年早期攻击行为发生中的作用及其机制。最后，本研究采用的是横断设计，后续研究可采用纵向设计，以更好地控制潜在的混淆因素，进一步验证本研究的结果和变量之间的因果关系。
5 结论
(1)父母冲突可以通过三条中介路径间接作用于青少年早期攻击行为：情绪不安全感和自我控制的单独中介作用以及二者的链式中介作用。(2)在三条中介路径中，自我控制的中介效应最大。