陳 靜 冉光明 張 琪 牛 湘

·元分析(Meta-Analysis)·

兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的三水平元分析*

陳 靜1冉光明1張 琪2牛 湘1

(1西華師范大學(xué)教育學(xué)院心理系;2西華師范大學(xué)學(xué)前與初等教育學(xué)院, 四川 南充 637002)

攻擊行為在兒童和青少年的社會(huì)、情感和心理適應(yīng)中發(fā)揮著重要作用, 而同伴侵害是兒童和青少年攻擊行為一個(gè)重要的預(yù)測(cè)因素。先前的一些研究已經(jīng)考察了兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系, 但是尚不完全清楚調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)二者關(guān)系的影響。因此當(dāng)前研究采用三水平元分析方法檢驗(yàn)效應(yīng)量的可靠性和一系列調(diào)節(jié)效應(yīng)。在系統(tǒng)地搜索了2020年10月之前發(fā)表的文獻(xiàn)后, 當(dāng)前元分析確定了40項(xiàng)研究, 包括25605名被試, 共計(jì)333個(gè)效應(yīng)量。主效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為呈顯著正相關(guān)。此外, 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)同伴侵害變量具有顯著的調(diào)節(jié)作用。與身體侵害相比, 關(guān)系侵害與兒童和青少年攻擊行為之間的相關(guān)更強(qiáng)。兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為也受到了地區(qū)的調(diào)節(jié), 它們之間的關(guān)系在亞洲地區(qū)比在南美洲地區(qū)更強(qiáng)。研究設(shè)計(jì)也是一個(gè)顯著的調(diào)節(jié)變量, 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的相關(guān)在縱向研究中比在橫向研究中更低。最后, 當(dāng)前元分析的結(jié)果顯示同伴侵害的報(bào)告者也是一個(gè)顯著的調(diào)節(jié)變量。與同伴報(bào)告的同伴侵害相比, 教師報(bào)告的同伴侵害與兒童和青少年攻擊行為之間的相關(guān)較高。當(dāng)前研究的結(jié)果指出, 在預(yù)防、控制兒童和青少年的攻擊行為時(shí)應(yīng)該注意同伴侵害對(duì)其的影響。

兒童和青少年, 同伴侵害, 攻擊行為, 三水平元分析, 調(diào)節(jié)效應(yīng)

1 問(wèn)題提出

攻擊(Aggression)一直是心理學(xué)領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。具有攻擊行為的兒童和青少年容易違反社會(huì)道德規(guī)范, 嚴(yán)重的甚至?xí)`法犯罪(林紅霞, 2013)。大量研究發(fā)現(xiàn), 同伴侵害是影響兒童和青少年攻擊行為的一個(gè)重要因素(王建平等, 2020; Cooley & Fite, 2016)。遭受同伴侵害的兒童和青少年會(huì)將攻擊者表征為敵意, 并將此認(rèn)識(shí)泛化到整個(gè)同伴群體, 從而在以后的人際交往中表現(xiàn)出更多的攻擊行為(葉詩(shī)敏, 2018)。但是由于研究設(shè)計(jì)的差異和研究結(jié)果的不一致, 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系仍存在一些不確定性。這阻礙了研究者對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的理解。因此, 當(dāng)前研究采用三水平元分析方法定量綜合了以往研究的結(jié)果, 以考察兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系。

1.1 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的關(guān)系

近年來(lái), 兒童和青少年的攻擊行為一直受到心理學(xué)界的廣泛關(guān)注。大量研究表明, 攻擊行為在兒童和青少年的社會(huì)、情感和心理適應(yīng)中發(fā)揮著重要作用(Kawabata & Crick, 2013)。因此, 探究?jī)和颓嗌倌旯粜袨榈念A(yù)測(cè)因子是十分重要的。值得注意的是, 同伴侵害被認(rèn)為是兒童和青少年攻擊行為的主要風(fēng)險(xiǎn)因素(Lin et al., 2018; 葉詩(shī)敏, 2018)。同伴侵害是指?jìng)€(gè)體遭受同伴的身體、言語(yǔ)、財(cái)物以及人際關(guān)系方面攻擊的經(jīng)歷(張文新等, 2009; Mynard & Joseph, 2000)。遭受同伴侵害的個(gè)體在其社會(huì)心理發(fā)展過(guò)程中可能會(huì)面臨重大障礙(Troop-Gordon & Ladd, 2015)。具體而言, 同伴侵害有三個(gè)重要的類型, 它們分別是身體侵害、言語(yǔ)侵害和關(guān)系侵害(Crick & Bigbee, 1998; Mynard & Joseph, 2000)。身體侵害主要是指受侵害者遭受到攻擊者對(duì)其實(shí)施肢體方式的攻擊, 比如“被踢”、“被擊打”等(Mynard & Joseph, 2000; 陳亮, 2012)。言語(yǔ)侵害是指受侵害者遭受到攻擊者的辱罵或嘲笑等言語(yǔ)方面的侵害, 比如“被起外號(hào)”、“被別人罵”等(Mynard & Joseph, 2000; 陳亮, 2012)。關(guān)系侵害是指在人際關(guān)系和社會(huì)互動(dòng)等方面遭受到來(lái)自同伴的蓄意傷害(Crick & Bigbee, 1998), 比如“被挑撥關(guān)系”、“被造謠”等(Mynard & Joseph, 2000; 陳亮, 2012)。

大量的實(shí)證研究已經(jīng)考察了兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系(Ferguson et al., 2016; Martínez-Ferrer et al., 2018)。有研究表明, 兒童和青少年的攻擊行為與身體侵害、言語(yǔ)侵害和關(guān)系侵害呈正相關(guān)(葉詩(shī)敏, 2018; Ettekal & Ladd, 2017)。在學(xué)界有三個(gè)理論可以用來(lái)解釋兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的關(guān)系。

首先Lazarus和Folkman (1984)的壓力應(yīng)對(duì)理論認(rèn)為同伴侵害對(duì)兒童和青少年來(lái)說(shuō)是一個(gè)壓力源(Boulton & Underwood, 1992; Taylor et al., 2013),它會(huì)引發(fā)兒童和青少年適應(yīng)性或非適應(yīng)性應(yīng)對(duì)反應(yīng)去緩解或管理與同伴侵害經(jīng)歷有關(guān)的壓力。具體而言, 遭受到同伴侵害的兒童和青少年可能會(huì)出現(xiàn)尷尬、害怕和憤怒等情緒反應(yīng), 其中憤怒是最常見(jiàn)的情緒喚起(Kochenderfer-Ladd, 2004)。當(dāng)兒童和青少年應(yīng)對(duì)憤怒等常見(jiàn)的情緒反應(yīng)時(shí), 經(jīng)常通過(guò)攻擊行為等非適應(yīng)性應(yīng)對(duì)策略進(jìn)行報(bào)復(fù)(Sullivan et al., 2006)。然后根據(jù)Crick等人提出的同伴經(jīng)驗(yàn)可以作為兒童和青少年用來(lái)評(píng)價(jià)他人的社會(huì)信息數(shù)據(jù)庫(kù)的基礎(chǔ)(Crick & Dodge, 1994)。Crick和Bigbee (1998)認(rèn)為同伴侵害可以為兒童和青少年提供一個(gè)明確的反饋, 表明某人不適合同伴群體, 這一情況會(huì)導(dǎo)致兒童和青少年對(duì)他人形成負(fù)面評(píng)價(jià)。基于自己的受害經(jīng)歷對(duì)同伴形成負(fù)面評(píng)價(jià)的兒童和青少年, 可能會(huì)通過(guò)攻擊行為報(bào)復(fù)施害者(Crick & Bigbee, 1998)。最后根據(jù)特異性假說(shuō), 有研究者認(rèn)為受到同伴侵害的兒童和青少年可能會(huì)以同樣的方式進(jìn)行報(bào)復(fù)(Crick et al., 1999; Ostrov, 2008), 因此會(huì)產(chǎn)生與其受害經(jīng)歷相同形式的攻擊行為(McQuade, 2017)。先前的一些研究已經(jīng)證實(shí)了這一假說(shuō)。有研究指出身體侵害只能夠顯著預(yù)測(cè)身體攻擊, 對(duì)關(guān)系攻擊無(wú)顯著影響(紀(jì)林芹等, 2012)。而Ostrov (2010)的研究認(rèn)為關(guān)系侵害與關(guān)系攻擊有獨(dú)特的關(guān)聯(lián)。

因此, 有必要對(duì)研究?jī)和颓嗌倌晖榍趾εc攻擊行為關(guān)系的文獻(xiàn)進(jìn)行整合。國(guó)內(nèi)早期的一項(xiàng)元分析考察了同伴關(guān)系與攻擊行為之間的關(guān)聯(lián)(郭伯良, 張雷, 2003)。此外, 國(guó)外的一項(xiàng)元分析探究了關(guān)系侵害與關(guān)系攻擊之間的關(guān)系(Casper et al., 2020)。盡管這些研究做出了令人佩服的工作, 但仍然有些方面需要做進(jìn)一步的探究。第一, 兩項(xiàng)元分析均未探究同伴侵害變量(身體侵害、言語(yǔ)侵害、關(guān)系侵害和同伴侵害)、研究設(shè)計(jì)(橫向和縱向研究)以及地區(qū)(亞洲、歐洲、大洋洲、北美洲和南美洲)對(duì)上述變量關(guān)系的影響。第二, Casper等人(2020)的元分析只探究了關(guān)系侵害和關(guān)系攻擊, 并未考察同伴侵害的其它重要類型(身體、言語(yǔ)侵害), 也未考察攻擊行為的其它關(guān)鍵方面(比如, 身體攻擊、言語(yǔ)攻擊)。第三, 郭伯良和張雷(2003)的元分析距今約20年, 在這期間學(xué)界又更新了大量的關(guān)于同伴關(guān)系與攻擊行為之間關(guān)聯(lián)的文獻(xiàn)。且在這期間中國(guó)社會(huì)發(fā)生著巨大的變化, 兩個(gè)變量之間的關(guān)系也有可能發(fā)生改變。

1.2 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

目前, 有關(guān)同伴侵害性別效應(yīng)的研究并沒(méi)有得出一致的結(jié)論。有研究發(fā)現(xiàn), 男孩比女孩更容易受到同伴侵害(Santo et al., 2017; 劉娟等, 2011)。這可能是因?yàn)榕c女生相比, 男生的同伴群體更大、更分散和更具有競(jìng)爭(zhēng)性, 同伴間發(fā)生攻擊行為的風(fēng)險(xiǎn)更高、數(shù)量更多(張文新等, 2009; 孫曉軍等, 2013)。而且在社會(huì)習(xí)俗和道德標(biāo)準(zhǔn)中女生處于受保護(hù)的地位, 這在一定程度上減少了女生受到的同伴侵害(張文新等, 2009)。但也有研究指出, 同伴侵害不存在顯著的性別差異(Adams et al., 2010; Lee et al., 2016)。這可能是因?yàn)槟泻⒑团⒔?jīng)歷了不同類型的同伴侵害, 對(duì)不同項(xiàng)目的得分進(jìn)行平均可能掩蓋了這些差異(Wang et al., 2014)。比如, 有研究指出男孩更容易受到身體、言語(yǔ)侵害(Pistella et al., 2020; Bevans et al., 2013), 而女孩經(jīng)歷更多的關(guān)系侵害(Bevans et al., 2013; Bradshaw et al., 2013)。

除此之外, 兒童和青少年的年齡也是一個(gè)潛在的調(diào)節(jié)變量。有研究發(fā)現(xiàn), 與年齡較大的孩子相比, 年齡較小的孩子遭受到更多的同伴侵害(Unnever & Cornell, 2004; Nansel et al., 2001)。這可能是因?yàn)槟挲g較小的孩子身體更弱小, 他們不僅被同齡人所侵害, 還容易受到高年級(jí)學(xué)生的侵害(Bentley & Li, 1996; Aspenlieder et al., 2009)。但也有一些研究表明, 年齡較大的孩子報(bào)告的同伴侵害更多(Beran & Tutty, 2002; Jenkins & Demaray, 2012)。社會(huì)支配理論認(rèn)為, 升入中學(xué)后的學(xué)生經(jīng)常會(huì)探索新的社會(huì)角色來(lái)獲得同伴接納(Pellegrini & Long, 2002), 難以建立同伴關(guān)系的學(xué)生甚至還會(huì)使用攻擊行為以獲得在新同學(xué)中的影響力和權(quán)利(Hawley, 2003; Williford et al., 2011)。因此, 被同伴接納的渴望和嘗試新社會(huì)角色的意愿增加了進(jìn)入中學(xué)后遭受到同伴侵害的可能性(Adams et al., 2010; Williford et al., 2011)。

值得注意的是, 不同類型的同伴侵害對(duì)兒童和青少年的攻擊行為有著不一樣的影響。這表明同伴侵害變量在兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的關(guān)系中可能存在潛在的調(diào)節(jié)作用。有研究指出, 兒童和青少年遭受的言語(yǔ)侵害顯著高于身體侵害和關(guān)系侵害(張文新, 2002; Wang et al., 2010)。這可能是因?yàn)檠哉Z(yǔ)攻擊容易實(shí)施、不易被監(jiān)控, 其危害性常常被低估或忽視(張文新, 2002; 黎亞軍, 2021)。并且言語(yǔ)攻擊隱蔽性較強(qiáng), 受侵害的兒童和青少年往往沒(méi)有去教師或其他成人那里訴求的證據(jù), 這樣攻擊者就可以避免被教師或他人懲罰(陳健芷等, 2013)。但Taylor等人(2013)的研究顯示, 關(guān)系侵害與兒童和青少年的攻擊行為顯著相關(guān), 但是身體侵害與之不存在顯著相關(guān)。這可能是因?yàn)殛P(guān)系侵害是兒童和青少年遭受到攻擊者對(duì)其人際關(guān)系和社會(huì)地位的操縱和破壞(董會(huì)芹, 2015; 張文新等, 2009)。這將給受侵害的兒童和青少年帶來(lái)更多的適應(yīng)問(wèn)題, 從而出現(xiàn)攻擊等外化問(wèn)題行為(董會(huì)芹, 2015; 董會(huì)芹, 張文新, 2013)。

以往的研究表明, 一些地區(qū)的社會(huì)特點(diǎn)是人們相互依賴, 集體的目標(biāo)和抱負(fù)優(yōu)于個(gè)人的目標(biāo)和抱負(fù), 高度重視社會(huì)環(huán)境的和諧; 另一些地區(qū)的社會(huì)特征是個(gè)人獨(dú)立于他人, 高度強(qiáng)調(diào)個(gè)人的需要和愿望, 社會(huì)成員間的聯(lián)系相對(duì)較少(Oysermanet al., 2002; Hofstede et al., 2010; Bergmüller, 2013)。因此, 不同地區(qū)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相關(guān)可能存在差異。有些地區(qū)強(qiáng)調(diào)保持和諧、避免沖突的重要性; 而另一些地區(qū)認(rèn)為對(duì)抗是正常的, 并且說(shuō)出自己的想法被認(rèn)為是誠(chéng)實(shí)的特征(Bergmüller, 2013; Hofstede, 2001)。由于十分強(qiáng)調(diào)避免沖突和維護(hù)社會(huì)和諧, 攻擊行為在一些地區(qū)可能就不太常見(jiàn), 也不太被接受(Bergmüller, 2013)。甚至Chen和French (2008)的研究指出在一些地區(qū)中, 攻擊、破壞性行為等是被嚴(yán)格禁止的。由于不同地區(qū)在將攻擊行為視為違反規(guī)范的程度和從同伴群體中引發(fā)社會(huì)后果的傾向上存在差異(Bass et al., 2018)。因此, 地區(qū)可能會(huì)影響兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系。

在兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的研究中, 研究設(shè)計(jì)也被認(rèn)為是一個(gè)潛在的調(diào)節(jié)變量。研究設(shè)計(jì)用來(lái)檢驗(yàn)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相互影響。與之前的元分析一致的是(Yan et al., 2020; Ran et al., 2021), 在兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系中, 發(fā)表時(shí)間、發(fā)表狀態(tài)、研究設(shè)計(jì)、攻擊的類型、同伴侵害的報(bào)告者和攻擊的報(bào)告者也可能是潛在的調(diào)節(jié)變量。

1.3 當(dāng)前研究

當(dāng)前研究的第一個(gè)目標(biāo)是采用三水平元分析方法檢驗(yàn)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的總體相關(guān)。更具體地說(shuō), 本研究定量地總結(jié)了原始文獻(xiàn)的結(jié)果以提高人們對(duì)這兩個(gè)變量關(guān)系的認(rèn)識(shí)。此外, 當(dāng)前研究的第二個(gè)目標(biāo)是分析調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的影響?；谥饕睦碚摽蚣芎鸵酝难芯拷Y(jié)果, 本研究假設(shè)樣本特征、發(fā)表特征、研究設(shè)計(jì)、結(jié)果變量和評(píng)估特征會(huì)影響兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的顯著性。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜索和文獻(xiàn)選取標(biāo)準(zhǔn)

當(dāng)前研究在多個(gè)電子數(shù)據(jù)庫(kù)搜索文獻(xiàn)。中文文獻(xiàn)主要在中國(guó)知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)優(yōu)秀碩博士論文數(shù)據(jù)庫(kù)、維普數(shù)據(jù)庫(kù)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)以及百度學(xué)術(shù)等進(jìn)行檢索。檢索關(guān)鍵詞為“侵害”“同伴侵害”“同伴關(guān)系” “攻擊” “攻擊行為”和“外化問(wèn)題”等。外文文獻(xiàn)則主要在ScienceDirect、Elsevier SD、Web of Science和Google學(xué)術(shù)等進(jìn)行檢索。檢索關(guān)鍵詞為“victimization” “peer victimization” “aggression” “aggressive behavior”和“externalizing problems”等。所有文獻(xiàn)檢索的時(shí)間范圍是1988年11月～2020年10月。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

對(duì)于檢索到的相關(guān)文獻(xiàn)是否納入元分析, 當(dāng)前研究采用了下述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行判斷。(1)納入文獻(xiàn)為考察兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的實(shí)證研究, 這些研究數(shù)據(jù)資料完整。(2)文獻(xiàn)報(bào)告了兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相關(guān)系數(shù)。(3)研究對(duì)象的平均年齡為6～19歲。(4)研究設(shè)計(jì)為橫向研究或縱向研究。(5) 1988年11月～ 2020年10月公開(kāi)發(fā)表或未公開(kāi)發(fā)表的文獻(xiàn), 數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的只取其中最早的部分。如圖1所示流程篩選文獻(xiàn)后, 發(fā)現(xiàn)有2篇研究沒(méi)有報(bào)告相關(guān)系數(shù)。通過(guò)電子郵件詢問(wèn)了文獻(xiàn)的通訊作者, 但是沒(méi)有得到作者的回復(fù)。最終符合條件納入當(dāng)前元分析的文獻(xiàn)共有40篇, 其中中文文獻(xiàn)6篇, 外文文獻(xiàn)34篇。共獲得效應(yīng)量333個(gè)。

2.2 文獻(xiàn)特征編碼

為了對(duì)原始文獻(xiàn)的結(jié)果進(jìn)行有效地定量綜合,當(dāng)前研究根據(jù)Lipsey和Wilson (2001)的方法對(duì)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行編碼: (1)文獻(xiàn)信息(第一作者名+發(fā)表時(shí)間); (2)效應(yīng)量數(shù); (3)被試數(shù)量; (4)被試性別(男性比); (5)被試年齡; (6)地區(qū)(亞洲 vs歐洲vs大洋洲vs北美洲vs南美洲) (Li et al., 2021); (7)研究設(shè)計(jì)(橫向研究vs縱向研究); (8)同伴侵害變量(身體侵害vs言語(yǔ)侵害vs關(guān)系侵害vs同伴侵害); (9)攻擊變量(身體攻擊vs言語(yǔ)攻擊vs關(guān)系攻擊vs攻擊); (10)同伴侵害報(bào)告者(同伴報(bào)告vs自我報(bào)告vs母親報(bào)告vs教師報(bào)告vs組合報(bào)告1組合報(bào)告: 兩個(gè)或兩個(gè)以上的報(bào)告者。); (11)攻擊報(bào)告者(同伴報(bào)告vs自我報(bào)告vs教師報(bào)告vs組合報(bào)告); (12)發(fā)表狀態(tài)(已發(fā)表vs未發(fā)表)。

在編碼過(guò)程中主要遵循以下原則: (1)每一個(gè)獨(dú)立樣本編碼為一個(gè)效應(yīng)值, 如果一篇文章同時(shí)報(bào)告了多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分別編碼。(2)若被試特征(如男/女)分別報(bào)告了相關(guān), 則分別編碼。(3)若研究為縱向研究, 則對(duì)每次結(jié)果分別編碼。由于納入當(dāng)前元分析的數(shù)據(jù)來(lái)自不同的文獻(xiàn), 編碼錯(cuò)誤是不可避免的。為了解決這個(gè)問(wèn)題, 依據(jù)以往研究中使用的方法, 所有的初始文獻(xiàn)由同一編碼者在兩個(gè)時(shí)間段(間隔一個(gè)月)進(jìn)行重復(fù)編碼(雷麗麗等, 2020; 葉靜, 張戌凡, 2021)。兩次編碼的一致性如下: (1)性別(ICC = 0.970); (2)年齡(ICC = 1.000); (3)發(fā)表時(shí)間(ICC = 0.997); (4)相關(guān)系數(shù)(ICC = 1.000); (5)地區(qū)(= 0.945); (6)發(fā)表狀態(tài)(= 0.965); (7)同伴侵害報(bào)告者(= 0.946); (8)攻擊報(bào)告者(= 0.938); (9)研究設(shè)計(jì)(= 0.965); (10)同伴侵害變量(= 0.953); (11)攻擊變量(= 0.953)。

2.3 元分析過(guò)程

2.3.1 效應(yīng)量計(jì)算

在當(dāng)前研究中, 選取相關(guān)系數(shù)作為效應(yīng)量。在進(jìn)行元分析之前, 通過(guò)Comprehensive Meta- Analysis (CMA)軟件, 將相關(guān)系數(shù)轉(zhuǎn)換為呈正態(tài)分布的Fisher’s分?jǐn)?shù)(Mullen, 1989; Card, 2012)。然后再將Fisher’s分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)換回相關(guān)系數(shù)以利于對(duì)結(jié)果進(jìn)行解釋(Yan et al., 2020 )。傳統(tǒng)元分析方法假設(shè)各效應(yīng)量之間相互獨(dú)立, 因而在一項(xiàng)研究中只提取一個(gè)效應(yīng)量(Assink & Wibbelink, 2016)。但是, 本研究所納入的部分原始文獻(xiàn)報(bào)告了多個(gè)效應(yīng)量。出現(xiàn)多個(gè)效應(yīng)量主要包括以下幾個(gè)原因: (1)研究中使用多種測(cè)量工具評(píng)估同一結(jié)構(gòu); (2)研究中報(bào)告了多個(gè)結(jié)果變量; (3)研究中報(bào)告了多個(gè)時(shí)間條件下構(gòu)造的類似效應(yīng)量(van den Bussche et al., 2009)。Cheung (2014)指出, 當(dāng)同一研究報(bào)告多個(gè)效應(yīng)量時(shí), 不應(yīng)假設(shè)效應(yīng)量之間是相互獨(dú)立的。值得注意的是, 與由不同研究報(bào)告的效應(yīng)量相比, 來(lái)源于同一研究的效應(yīng)量會(huì)夸大變量間的相關(guān)。這違背了傳統(tǒng)元分析方法中效應(yīng)量獨(dú)立的假設(shè)(Lipsey & Wilson, 2001)。因此, 當(dāng)前研究采用三水平元分析方法來(lái)解決這一問(wèn)題。

三水平元分析方法將方差來(lái)源分為抽樣方差(水平1)、研究?jī)?nèi)方差(水平2)和研究間方差(水平3) (Cheung, 2014; Gao et al., 2017)。采用三水平元分析方法可以從原始文獻(xiàn)中提取所有的效應(yīng)量, 從而最大化的保留信息, 提高統(tǒng)計(jì)效率(Assink et al., 2015)。相比之下, 傳統(tǒng)的元分析方法在同一研究中提取效應(yīng)量往往采取平均為單個(gè)效應(yīng)量或者丟棄的方式, 這會(huì)導(dǎo)致信息的丟失并降低統(tǒng)計(jì)效率(Gao et al., 2017)。

2.3.2 數(shù)據(jù)處理與分析

當(dāng)前研究在數(shù)據(jù)分析中采用R x64 4.0.3-win版本的metafor包進(jìn)行元分析(Viechtbauer, 2010)。按照Assink和Wibbelink (2016)的教程編寫R語(yǔ)法。在元分析方法中采用Cheung (2014)的公式對(duì)元分析的抽樣方差(水平1)進(jìn)行估計(jì)。然后對(duì)研究?jī)?nèi)方差(水平2)和研究間方差(水平3)進(jìn)行單側(cè)對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)(One tailed log likelihood ratio tests), 以確定其是否顯著。當(dāng)研究?jī)?nèi)方差(水平2)和研究間方差(水平3)顯著時(shí), 則進(jìn)一步進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)以確定異質(zhì)性的來(lái)源(Gao et al., 2017)。

2.3.3 發(fā)表偏差

發(fā)表偏差(Publication bias)是指已經(jīng)發(fā)表的研究文獻(xiàn)不能系統(tǒng)全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體的一種偏差現(xiàn)象(Rothstein et al., 2006)。當(dāng)前研究采用漏斗圖(Funnel plot)和Egger’s回歸法檢驗(yàn)是否存在發(fā)表偏差。研究者目測(cè)漏斗圖, 當(dāng)漏斗圖的形狀為對(duì)稱時(shí), 表明不存在顯著的發(fā)表偏差(Wei et al., 2017)。Egger’s回歸法的值大于0.05時(shí), 表示不存在明顯的發(fā)表偏差(Egger et al., 1997)。當(dāng)存在顯著的發(fā)表偏差時(shí), 采用剪補(bǔ)法(Trimand fill method)進(jìn)一步檢驗(yàn)(Duval & Tweedie, 2000)。

3 研究結(jié)果

3.1 研究特征

當(dāng)前元分析包括40項(xiàng)研究, 其中中文文獻(xiàn)6篇, 外文文獻(xiàn)34篇(見(jiàn)表1)。共有333個(gè)效應(yīng)量, 25605名被試, 被試平均年齡為11.12歲(年齡范圍: 6～19歲)。在同一項(xiàng)研究中, 效應(yīng)量數(shù)最少的是1個(gè), 最多的是121個(gè)。納入文獻(xiàn)的發(fā)表時(shí)間為1988年11月～2020年10月。各調(diào)節(jié)變量中效應(yīng)量數(shù)及所占百分比如表2所示。

3.2 發(fā)表偏差和主效應(yīng)檢驗(yàn)

3.2.1 發(fā)表偏差

漏斗圖上代表效應(yīng)量的小點(diǎn)基本均勻分布在平均效應(yīng)量?jī)蓚?cè)且位于頂端, 這表明當(dāng)前研究不存在顯著的發(fā)表偏差。除此之外, Egger’s回歸法的值大于0.05 (= 1.55,= 0.121)也表明當(dāng)前元分析不存在明顯的發(fā)表偏差。由于漏斗圖和Egger’s回歸法檢驗(yàn)都表明當(dāng)前研究不存在顯著的發(fā)表偏差。因此, 本研究沒(méi)有采用Duval和Tweedie的剪補(bǔ)法進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)表偏差問(wèn)題(Yan et al., 2020)。以上結(jié)果表明當(dāng)前元分析不存在明顯的發(fā)表偏差, 元分析的結(jié)果準(zhǔn)確可靠。

3.2.2 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的主效應(yīng)檢驗(yàn)

當(dāng)前研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為進(jìn)行主效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為之間呈顯著正相關(guān)(= 0.295,< 0.001)。此外, 本研究采用單側(cè)對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)法確定研究?jī)?nèi)方差(水平2)和研究間方差(水平3)的顯著性。結(jié)果表明, 當(dāng)前研究在研究?jī)?nèi)方差(水平2) (< 0.001)和研究間方差(水平3) (< 0.001)均存在顯著差異。在總的方差來(lái)源中, 抽樣方差(水平1)為4.51%, 研究?jī)?nèi)方差(水平2)為53.20%, 研究間方差(水平3)為42.29%。因此, 可以分析調(diào)節(jié)變量以便進(jìn)一步解釋兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系。

3.3 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明, 同伴侵害變量具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng),(3, 329) = 4.308,= 0.005。與身體侵害(= 0.219)相比, 兒童和青少年的攻擊行為與關(guān)系侵害(= 0.298)之間的相關(guān)更強(qiáng)。此外, 研究設(shè)計(jì)也是一個(gè)顯著的調(diào)節(jié)變量,(1, 331) = 6.063,= 0.014。橫向研究(= 0.339)中兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的相關(guān)大于縱向研究(= 0.234)。同時(shí), 地區(qū)也具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng),(4, 324) = 3.683,= 0.006。這兩個(gè)變量之間的相關(guān)在亞洲(= 0.351)地區(qū)較高, 在南美洲(= 0.149)地區(qū)較低。除此之外, 同伴侵害的報(bào)告者也是一個(gè)顯著的調(diào)節(jié)變量,(4, 328) = 2.865,= 0.023。當(dāng)同伴侵害的報(bào)告者為教師(= 0.476)時(shí), 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相關(guān)大于由同伴報(bào)告(= 0.290)的同伴侵害。但以下變量沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng): (1)性別:(1, 315) = 0.005,= 0.942; (2)年齡:(1, 188) = 0.090,= 0.764; (3)發(fā)表時(shí)間:(1, 331) = 0.002,= 0.969; (4)發(fā)表狀態(tài):(1, 331) = 2.679,= 0.103; (5)攻擊變量:(3, 329) = 0.693,= 0.557; (6)攻擊報(bào)告者:(3, 329) = 0.495,= 0.686。

表1 元分析納入文獻(xiàn)的特征

注: 性別: 男性比; 同伴侵害變量: P為身體侵害, V為言語(yǔ)侵害, R為關(guān)系侵害, A為同伴侵害; 攻擊變量: P為身體攻擊, V為言語(yǔ)攻擊, R為關(guān)系攻擊, A為攻擊。同伴侵害報(bào)告者: S為自我報(bào)告, T為教師報(bào)告, P為同伴報(bào)告, M為母親報(bào)告, C為組合報(bào)告; 攻擊報(bào)告者: S為自我報(bào)告, T為教師報(bào)告, P為同伴報(bào)告, C為組合報(bào)告。

表2 調(diào)節(jié)變量中效應(yīng)量數(shù)及所占百分比

注:為效應(yīng)量數(shù)

3.4 調(diào)節(jié)變量的多重回歸分析

為了排除調(diào)節(jié)變量之間的共線性, 根據(jù)Assink和Wibbelink (2016)的方法, 當(dāng)前元分析對(duì)顯著的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了多重回歸分析。以地區(qū)(亞洲)、研究設(shè)計(jì)(橫向研究)、同伴侵害變量(身體侵害)和同伴侵害報(bào)告者(同伴報(bào)告)為參照變量, 結(jié)果顯示至少有一個(gè)調(diào)節(jié)變量的回歸系數(shù)顯著偏離零(見(jiàn)表4)。

4 討論

美國(guó)國(guó)家兒童健康信息中心2007年的調(diào)查顯示: 攻擊行為已經(jīng)成為10～24歲個(gè)體死亡的第二大因素(孫麗君等, 2017)。除此之外, 兒童和青少年的攻擊行為還將影響其學(xué)業(yè)成績(jī)、社會(huì)適應(yīng)和身心健康等(Vuoksimaa et al., 2021; Kawabata & Crick, 2013; Gini & Pozzoli, 2013)。大量的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為有關(guān)(Lin et al., 2018; 楊曉霞等, 2020)。但尚不確定的是, 由于研究設(shè)計(jì)和研究結(jié)果的差異, 同伴侵害是如何影響兒童和青少年的攻擊行為?？紤]到這種不確定性, 本研究采用三水平元分析來(lái)更好地理解兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系。

表3 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

注: 水平2方差為研究?jī)?nèi)方差, 水平3方差為研究間方差

為效應(yīng)量數(shù), mean z為效應(yīng)量(Fisher’s Z),為置信區(qū)間,1為估計(jì)回歸系數(shù),為皮爾遜相關(guān)系數(shù),為自由度

*< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001

表4 調(diào)節(jié)變量的多重回歸分析

注:為效應(yīng)量數(shù); Level 2為研究?jī)?nèi)方差, Level 3為研究間方差; ***< 0.001

4.1 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的關(guān)系

當(dāng)前元分析的結(jié)果顯示兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為呈顯著正相關(guān)。當(dāng)兒童和青少年遭受的同伴侵害越多, 他們將會(huì)表現(xiàn)出越高水平的攻擊行為。Bensimon和Ronel (2012)提出的現(xiàn)象學(xué)模型(受害者?施暴者互動(dòng)旋轉(zhuǎn); Victim- Perpetrator Interactive Spin, VPIS)可以用來(lái)解釋這個(gè)結(jié)果。具體而言, 受害者可能會(huì)經(jīng)歷一種旋轉(zhuǎn)體驗(yàn), 這種體驗(yàn)將其困在一個(gè)看似無(wú)休止的受害循環(huán)中(Bensimon & Ronel, 2012)。值得注意的是, 受害者和施暴者的相互作用進(jìn)一步加劇了這種旋轉(zhuǎn)體驗(yàn), 該體驗(yàn)將受害者和施暴者都困在惡性互動(dòng)中(Denzin, 1984; Eisikovits & Buchbinder, 2000)。在沒(méi)有外部干預(yù)的情況下, 受害者和施暴者將進(jìn)行持續(xù)的暴力, 從而使得受害者表現(xiàn)出更多的攻擊行為(Bensimon & Ronel, 2012)。

4.2 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

當(dāng)前元分析結(jié)果表明, 同伴侵害變量對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。與身體侵害相比, 關(guān)系侵害與兒童和青少年攻擊行為之間的相關(guān)更強(qiáng)。有研究表明, 關(guān)系侵害比身體侵害普遍(Rosen et al., 2012; Wang et al. 2009), 關(guān)系侵害導(dǎo)致的攻擊等外化問(wèn)題行為顯著高于身體侵害(董會(huì)芹, 2015; Malhi et al., 2015)。這可能是因?yàn)殡S著兒童和青少年與同伴相處時(shí)間的增加以及同伴支持重要性的提高, 關(guān)系侵害顯得更加突出(Prinstein et al., 2001)。而關(guān)系侵害背叛了同伴關(guān)系中的信任, 并且同伴關(guān)系中高度的自我表露會(huì)使兒童和青少年容易被個(gè)人信息所攻擊(Prinstein et al., 2001; Sullivan et al., 2006)。因此, 遭受到關(guān)系侵害的兒童和青少年可能會(huì)更多的采用攻擊行為從而使得自己獲得更多的同伴接納(Malhi et al., 2015)。

當(dāng)前元分析結(jié)果表明, 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系受到了地區(qū)的調(diào)節(jié), 即這兩個(gè)變量之間的相關(guān)在亞洲地區(qū)較高。盡管有研究表明, 在亞洲地區(qū)孩子被教導(dǎo)要考慮別人的需要、期望和反應(yīng), 而攻擊、直接表達(dá)情緒以及當(dāng)面沖突是要避免的(趙冬梅, 周宗奎, 2010; Bergeron & Schneider, 2005)。但值得注意的是, 在回避沖突和尋求和諧的亞洲地區(qū), 也可能存在對(duì)群體外成員的高度攻擊(Triandis, 1994)。當(dāng)亞洲社會(huì)成員的榮譽(yù)觀受到威脅時(shí), 可能會(huì)使用攻擊行為進(jìn)行回應(yīng)(Nisbett & Cohen, 1996)。同時(shí), 與其他地區(qū)的孩子相比, 亞洲地區(qū)的孩子對(duì)關(guān)系, 尤其是負(fù)面的關(guān)系體驗(yàn)更敏感(Triandis, 1989)。并且亞洲地區(qū)強(qiáng)調(diào)的親密關(guān)系和相互依賴等特征在一定程度上可能創(chuàng)造了一種社交環(huán)境, 在這種環(huán)境中, 兒童和青少年可能會(huì)通過(guò)關(guān)系攻擊傷害同伴(Kawabata et al., 2010b)。因此, 亞洲地區(qū)在特定條件下和特定群體中可能會(huì)有更高的攻擊性(Bergmüller, 2013)。

當(dāng)前元分析結(jié)果表明, 研究設(shè)計(jì)對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。具體而言, 與縱向研究相比, 橫向研究中兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相關(guān)更高。由于生物和環(huán)境的改變導(dǎo)致發(fā)展軌跡的變化, 同伴侵害的受害程度會(huì)隨時(shí)間的變化而上升或下降, 這是一種典型的動(dòng)態(tài)社會(huì)行為(Kochenderfer-Ladd & Wardrop, 2001; Pouwels et al., 2016)。并且同伴侵害和攻擊行為隨著時(shí)間的推移會(huì)變得相對(duì)獨(dú)立(Pouwels & Cillessen, 2013), 這也會(huì)造成兩個(gè)變量相關(guān)的強(qiáng)度趨于下降(Ettekal & Ladd, 2017; Pouwels & Cillessen, 2013)。同時(shí), 兒童、青少年、父母和教師等可能會(huì)通過(guò)使用某種策略以減少同伴侵害(Troop-Gordon & Ladd, 2015; Kochenderfer- Ladd & Skinner, 2002)。這一結(jié)果與之前的研究不一致(Reijntjes et al., 2011), 可能是因?yàn)閮和颓嗌倌甑募彝ソ?jīng)濟(jì)狀況等方面存在差異。

當(dāng)前元分析結(jié)果表明, 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系受到了同伴侵害報(bào)告者的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)同伴侵害報(bào)告者為教師時(shí), 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的相關(guān)更強(qiáng)。報(bào)告者視角的差異(比如, 角色、價(jià)值、歸因等), 會(huì)引導(dǎo)他們選擇性的將回憶聚焦在對(duì)特定類型孩子的評(píng)價(jià)(Achenbach et al., 1987; Ladd & Kochenderfer- Ladd, 2002)。同時(shí), 教師對(duì)學(xué)生的社會(huì)關(guān)系和互動(dòng)有著不同的看法和獨(dú)特的視角(Cullerton-Sen & Crick, 2005), 能夠在學(xué)生的行為之間看出更精細(xì)、定性的區(qū)別(Coie & Dodge, 1988; Ladd & Profilet, 1996)。因此教師會(huì)注意到被同伴們忽視的微妙受害形式, 更容易在與學(xué)生的互動(dòng)中識(shí)別出受侵害者(Ladd & Kochenderfer-Ladd, 2002)。

當(dāng)前元分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn), 兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系在性別和年齡上沒(méi)有顯著差異。這一結(jié)果表明, 同伴侵害的差異效應(yīng)不能解釋攻擊行為的性別和年齡差異。此外, 在當(dāng)前元分析中, 攻擊行為的類型和報(bào)告者不是顯著的調(diào)節(jié)變量。然而, 在兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系中, 研究攻擊行為的類型和報(bào)告者是很重要的。因?yàn)闇?zhǔn)確有效地對(duì)攻擊行為進(jìn)行測(cè)評(píng)是該領(lǐng)域研究的基礎(chǔ)和前提(王益文等, 2004), 并且攻擊行為的測(cè)評(píng)結(jié)果受到報(bào)告者的影響(王姝瓊等, 2011)。

4.3 研究不足與展望

雖然當(dāng)前研究按照相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)和程序?qū)和颓嗌倌晖榍趾εc攻擊行為之間的關(guān)系進(jìn)行了分析, 但是仍然存在一些不足。首先在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中, 當(dāng)前元分析僅對(duì)性別、地區(qū)、同伴侵害變量和同伴侵害報(bào)告者等進(jìn)行檢驗(yàn)。而沒(méi)有對(duì)其他潛在調(diào)節(jié)變量(如父母受教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等)進(jìn)行分析, 將來(lái)應(yīng)該進(jìn)一步探究其他潛在調(diào)節(jié)變量在兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系中的作用。而且地區(qū)與文化存在較大的差異, 地區(qū)這種編碼并不能完全反映文化背景。未來(lái)的研究應(yīng)該探究一種更好的編碼方式來(lái)反映文化背景對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。其次在文獻(xiàn)搜索過(guò)程中由于文獻(xiàn)加密或者其他原因, 可能會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)的缺失, 未來(lái)的研究需要運(yùn)用其他方法或資源對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行更全面的搜索, 以便更準(zhǔn)確地評(píng)估兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系。然后當(dāng)前元分析中的樣本是普通兒童和青少年群體, 研究結(jié)論很難推廣到臨床兒童和青少年群體、成年人群體以及老年人群體。未來(lái)的研究應(yīng)該考慮同伴侵害與攻擊行為在其他群體(如臨床兒童和青少年群體)中的關(guān)系。最后, 與以往一些元分析研究類似(Yan et al., 2020; Ran et al., 2021), 當(dāng)前元分析研究中有些調(diào)節(jié)變量的效應(yīng)量的數(shù)量偏少, 這會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。

5 啟示

當(dāng)前元分析研究的結(jié)果顯示兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為呈顯著正相關(guān), 這一結(jié)果對(duì)于預(yù)防同伴侵害、攻擊行為具有一定的意義。人們應(yīng)該注重培養(yǎng)孩子的人際交往能力, 幫助孩子建立良好的同伴關(guān)系, 以降低其遭受到同伴侵害的可能性, 從而減少兒童與青少年的攻擊行為。同時(shí), 父母、教師等應(yīng)對(duì)兒童和青少年進(jìn)行正確的教育和引導(dǎo), 改變他們對(duì)問(wèn)題的錯(cuò)誤認(rèn)知, 提高其問(wèn)題解決能力。幫助兒童和青少年采用合理的方式處理學(xué)習(xí)生活中的矛盾和沖突, 以防止攻擊行為的發(fā)生。

6 結(jié)論

當(dāng)前研究采用三水平元分析方法對(duì)已有數(shù)據(jù)進(jìn)行了定量綜合, 結(jié)果表明兒童和青少年的同伴侵害與攻擊行為呈顯著正相關(guān)。這一結(jié)果支持了兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為關(guān)系有關(guān)的現(xiàn)有理論(如壓力應(yīng)對(duì)理論等)。此外, 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)地區(qū)、研究設(shè)計(jì)、同伴侵害變量和同伴侵害報(bào)告者對(duì)兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為之間的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用?？偟膩?lái)說(shuō), 當(dāng)前研究能夠幫助人們更好地理解兒童和青少年同伴侵害與攻擊行為的關(guān)系, 也可以為將來(lái)進(jìn)一步解釋兒童和青少年攻擊行為的實(shí)證研究提供參照依據(jù)。

(帶*的為納入元分析的文獻(xiàn))

陳健芷, 劉昭陽(yáng), 劉勇. (2013). 初中生受欺負(fù)現(xiàn)狀及其與親子依戀和同伴關(guān)系的關(guān)系.(5), 795–799.

陳亮. (2012).(博士學(xué)位論文). 山東師范大學(xué), 濟(jì)南.

董會(huì)芹. (2015). 同伴侵害與兒童問(wèn)題行為: 自尊的調(diào)節(jié)作用.(2), 281–284.

董會(huì)芹, 張文新. (2013). 幼兒同伴侵害與社會(huì)能力、問(wèn)題行為的關(guān)系., (5), 77–82.

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The association between peer victimization and aggressive behavior in children and adolescents: A three-level meta-analysis

CHEN Jing1, RAN Guangming1, ZHANG Qi2, NIU Xiang1

(1Department of Psychology, School of Education, China West Normal University, Nanchong 637002, China)(2College of Preschool and Primary Education, China West Normal University, Nanchong 637002, China)

Aggressive behavior plays an important role in social, emotional and psychological adjustment of children and adolescents. It is noted that peer victimization is an important predictor of aggressive behavior. Although several previous studies have examined the relationship between peer victimization and aggressive behavior in children and adolescents, the moderating effect on this relationship is not fully clear. Therefore, the present study employed a three-level meta-analysis to obtain reliable estimates of effect sizes and examined a range of moderators. Through the retrieval of articles published before October 2020, the current meta- analysis identified 40 studies, with 25605 participants and 333 effect sizes.Analysis revealed a significant positive association between peer victimization and aggressive behavior in children and adolescents. In addition, the present study found a significant moderating effect of peer victimization variable. Compared with physical victimization, the association between relational victimization and aggressive behavior in children and adolescents was stronger. Moreover, the overall association was influenced by region. Aggressive behavior was more strongly associated with peer victimization in Asia than in South America. Study design was also a significant moderator. The association between peer victimization and aggressive behavior in children and adolescents was smaller in longitudinal than in cross-sectional studies. Finally, the moderator analyses also showed that the informant of peer victimization was a significant moderator. The strength of theassociation between peer victimization and aggressive behavior in children and adolescents was significantly stronger when peer victimization was reported by teachers than by peers. The results of the current meta- analysis indicated that people should pay attention to the influence of peer victimization in children and adolescents when preventing and controlling their aggressive behavior.

children and adolescents, peer victimization, aggressive behavior, three-level meta-analysis, moderate effect

2021-05-21

* 國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(31900760)資助。

冉光明, E-mail: haiqi198649@163.com

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