1. 引言
家文化是中国传统文化的核心，中国的文化实质是家的文化(李亦园，1988)。中国古语有“亲亲，仁也；敬长，义也。无他，达之天下也。”足以可见“家”烙印于中国人的骨血中，烙印于中国人的大义里。“家”对于中国人而言有特殊的涵义，没有哪一个民族的“家”文化。能像在中国文化中这样丰富，没有哪一个国家的人，对家的依恋如中国人这般强烈(费正清，Fairbank，张理京，2003)。梁漱溟也在 《中国文化要义》里指出：家庭在中国人生活里关系特见重要，尽人皆知；与西洋人对照，尤显觉显然。即使是社会经济高速发展的现代，“家”在中国人心中也未有分毫褪色，一些研究调查发现：大多数人仍将家庭的幸福列为自己的首要追求(韦宏耀，钟涨宝，2015)，同时赞同家庭利益高于个人利益(刘汶蓉，2011；韦宏耀，钟涨宝，2015)，认同自己对家人的幸福负有很大的责任，具有较强的家庭义务感(刘汶蓉，2011)。在一项中国青年和老年人家庭观的对比研究中发现，家庭本位观并没随着代际的差异而出现下滑趋势(彭大松，2014)。党的十八大以来，习近平总书记在不同场合多次谈到要“注重家庭、注重家教、注重家风”，在《习近平谈治国理政》着重探讨了于家庭、家教和家风问题，强调“家庭的前途命运同国家和民族的前途命运紧密相连”。中国人具有浓厚的重家观念，对于中国人而言，家的意识具有核心价值的作用(杨国枢，2004)。爱家，顾家，护家已成为中国人价值观中的重要组成部分。
1.1. 家庭主义价值观及其保护性作用
家庭主义价值观(Familism Values)是一种具有集体主义倾向的价值观，从上世纪中期开始，不同学者对家庭主义价值观的提出了自己的界定。
上世纪中期，Burgess和Locke首次将家庭主义价值观作为区别于现代个人主义的传统农业社会的特征提出，认为家庭主义是个体对家庭的绝对忠诚和团结(Burgess, Locke, & Thomes, 1963)。George (1986)将亲密度，即持有家庭成员间应该保持亲密关系的信念纳入到家庭主义价值观中；Sabogal等(1987)将家庭主义价值观定义个人对家庭的认同和依附，以个人以家庭作为情感支持的来源，个人对家庭的义务以及作出决定时参照对家庭的影响为主要特征；Steidel及其同事(2003)认为，家庭主义价值观涉及个体对其所属核心家庭和扩展家庭强烈认同和依恋，以及对同一家庭成员以忠诚，互惠和凝聚力为特征的强烈感情。近期Knight和Carlo (2011)指出，家庭主义价值观是指一个人的价值取向倾向于维护自己的核心家庭或者共同生活的大家庭的利益，强调家庭成员间相互支持，维护家庭荣誉。包括对家忠诚、家庭支持与亲密度以及承担家庭义务几个维度。本研究认为，家庭主义价值观是基于中国文化背景下，个体与家庭、家庭成员的交互过程中形成的以为家庭成员着想，服务团结家人，对家庭忠诚为特征的价值体系，包括感知到家庭支持与温暖、明确家庭义务以及行为和态度以家庭为参照。
对家庭主义价值观的研究主要集中于对拉美裔美国人的家庭主义价值观的研究，被认为是拉美裔美国人的核心文化价值观，大量研究将其作为拉丁美裔青年成长发展的保护性因素，如作为青年社会心理功能的保护性因素(较少的物质滥用和较少的行为问题相关) (Ayón, Marsiglia, & Bermudez-Parsai, 2010; Germán, Gonzales, & Dumka, 2009)。较高家庭主义价值观与青年的高幸福感相关(Campos et al, 2014; Schwartz et al., 2010)，同时也可以预测较低水平的青年内化、外化问题(Gonzales et al., 2011; Zeiders et al., 2013)与较少的好勇斗狠行为(Marsiglia, Parsai, & Kulis, 2009)。反之，在对拉美裔青年家庭主义价值观与亲社会行为的系列研究中，Knight, G. P.与他的同事分别从横向(Knight, Carlo, Basilio, & Jacobson, 2015)和纵向(Knight, Mazza, & Carlo, 2017)两方面证明了家庭主义价值观对墨西哥裔美国青年亲社会行为的预测作用。对于家庭主义价值观保护性作用的解释，一些学者认为高家庭主义价值观与父母的指导和权威相关(Bush, Supple, & Lash, 2004)，同时家庭也提供了可靠的社会和情感支持来源(Rodriguez, Mira, Paez, & Myers, 2007)，这些都有助于风险行为的抑制。从社会控制理论角度出发，个体对父母、学校和同辈朋友的感情依恋越强烈，越不可能犯罪(Hirschi & Stark, 1969)。家庭主义价值观越高，个体对家庭的依恋与忠诚也越高，越会对一些可能涉及暴力和犯罪的风险行为产生抵制和反感(Brooks, Stuewig, & LeCroy, 1998)。
1.2. 家庭、攻击性行为与移情
攻击一直是学者关注的重点领域，攻击性行为是指任何有意伤害他人的行为，且攻击者相信其行为将伤害对方，而对方有避免这种伤害的动机(Anderson & Bushman, 2002)。攻击性行为不仅对个体发展会产生重大影响，与个体神经质、精神质、自恋、自尊等人格因素相关(Twenge & Campbell, 2003; Hosie, Gilbert, Simpson, & Daffern, 2014; Turner & White, 2015)，同时，攻击性行为也会对他人的人身安全和心理健康以及社会的稳定造成不好的影响，近年来攻击性行为越来越多地得到学界的关注(Hamama & Ronen-Shenhav, 2013)。家庭作为人从出生开始最先接触也是较长时间居住的环境，对个体的攻击性具有重要影响，早年的研究发现，个体对家庭的感知与个体当前阶段的抑郁、敌对等状况存在密切联系(Searight, Reuterman, & Russo, 1996)。攻击行为倾向较高的大学生，其原生家庭的背景也越不健康(郭梅英，魏广东， 张玉英，2010)，如果父母不能提供支持的、温暖的家庭环境，而是以拒绝的、冷漠的、忽视的教育方式来对待孩子，那么孩子长大以后更容易出现反社会的行为倾向，包括成年早期在亲密关系中的暴力和攻击行为(Gover et al., 2008)。对攻击性行为产生影响的还有个体的移情水平，已有研究指出，移情反应是个体攻击性的一个抑制因素(应贤慧，戴春林，2008; Ciucci & Baroncelli, 2014)，缺乏共情能力的个体表现出更多的攻击行为(Piko & Pinczés, 2014)。移情的共情维度可以通过引发对被攻击者的愧疚情绪来调节攻击行为；而观点采择则是一种理解他人的能力，在威胁情境中，观点采择测量得分高者能够建构良好人际关系，较少发生攻击行为(Stanger, Kavussanu, & Ring, 2012)。鉴于个体的移情水平对攻击性行为的相关影响，家长也可以通过培养子女的移情来预防暴力的产生(Swick, 2005)，家庭对个体的移情水平的发展起到重要作用，研究表明个体的家庭主义价值观与移情水平呈正相关(Knight, Carlo, Basilio, & Jacobson, 2015)，一些学者认为，在家庭生活中，高家庭主义价值观的父母更可能对子女提出多为家庭成员着想的要求，这会促使其观点采择能力的提高(Armenta, Knight, Carlo, & Jacobson, 2011; Calderon-Tena, Knight, & Carlo, 2011)。
从已有文献可以得出：家庭主义价值观的保护性作用已被学界所承认，其对攻击相关因素(如内外化问题、暴力因素)也呈现负相关和抑制的作用。但对于家庭主义价值观对攻击性行为影响的直接研究仍然空白，更是鲜有对其内部机制的探讨。本研究通过自编青年家庭主义价值观问卷、移情和攻击性行为问卷的施测，探讨家庭主义价值观对攻击性行为的影响，同时假设移情在二者之间起到中介的作用。以期找到家庭主义价值观对个体攻击性行为的保护性作用的实证证据，进一步为和谐家庭和社会建设提供一定的理论支持和实践指导。
2. 方法
2.1. 对象
采用整群随机抽样的方法，抽取重庆市三所高校里共500名在校大学生进行问卷调查，当场回收问卷，剔除无效问卷后，得到有效问卷462份，问卷回收率为92.4%。其中男生143份，女生319份。城镇学生264份，农村学生196份。大一192份，大二182份，大三及以上98份，平均年龄19.90岁(SD = 1.54)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 家庭主义价值观
采用自编青年家庭主义价值观量表测量家庭主义价值观，结合已有国外相关的家庭主义价值观问卷与开放式调查共编订26个题目，发放1200份问卷，600份经过项目分析和探索性因素分析，得到正式问卷16个题目，包括家庭义务自觉(6个题目)、家庭支持感知(5个题目)和家庭中心参照(5个题目)三个分维度，三个分维度的信度分析为0.789，0.749和0.786，总量表信度为0.890。600份做验证性因素分析，得到拟合指标如下：χ2/df = 2.823，RMSEA = 0.055，CFI = 0.956，NFI = 0.911，GFI = 0.943，SRMR = 0.039。以中文版文化价值取向量表中家庭主义分量表(李花芳，张红静，2017)作为效标量表，本量表与效标的相关系数为0.797。因此，本量表具有良好的信效度，可以用于青年家庭主义价值观的测量。
2.2.2. 移情
移情由人际反应指数量表(Interpersonal Reactivity Index, IRT)测量，该量表由Davis于1980年编制，而后被大量研究使用，拥有良好的信效度。本研究选取人际反应指数量表中的共情关注和观点采择两个分量表。移情关注(7题)测量以他人为中心的同情感和能考虑他人不幸的倾向，是移情的情感方面；观点采择(7题)测量个体能够采纳他人心理观点的倾向，是移情的认知方面。量表采用5点计分，1表示完全不符合，5表示完全符合。本研究中，两个维度的内部一致性系数分别是0.701和0.765。总量表信度为0.809。
2.2.3. 攻击性行为
攻击性行为由攻击问卷(Aggression Questionnaire)测量，该量表由Buss和Perry对Buss-Durkee敌对问卷(The Buss-Durkee Hostility Inventory)修订所得，问卷共29个题目，包括身体攻击(9题)、言语攻击(5题)、愤怒(7题)和敌对(8题)四个因子。该问卷总内部一致性系数为0.94，各分维度的内部一致性系数分别是身体攻击0.85，言语攻击0.72，愤怒0.83，敌对0.77，采用Likert 5点计分，其中第9题和16题为反向计分。本研究中攻击问卷的总内部一致性系数为0.880，身体攻击为0.731，言语攻击为0.712，愤怒为0.779，敌意为0.767。
2.3. 共同方法偏差与多重共线性检验
采用Harman单因子检验的方法(周浩，龙立荣，2004)将所有题项进行探索性因素分析。结果得到13个因子，第一个因子的解释变异量为20.27%，小于40%。因此，本研究不存在共同方法偏差。
2.4. 程序
采用SPSS22.0软件包和A-MOS22.0对数据统计分析以及模型的建构。
3. 结果
3.1. 青年家庭主义价值观、移情与攻击性行为的关系
3.1.1. 青年家庭主义价值观、移情和攻击性行为的相关关系
对青年家庭主义价值观、移情和攻击性行为三个研究变量进行相关分析，结果见表1。由表1可知，家庭主义价值观与移情呈0.454的显著正相关，攻击性行为分别与家庭主义价值观、移情呈0.247和0.407的显著负相关。家庭主义价值观、移情和攻击性行为两两的显著相关为进一步检验假设提供了初步的支持。
Table 1. Correlation between family values, empathy and aggressive behavior (N = 462)
表1. 家庭主义价值观、移情与攻击性行为相关关系分析(N = 462)
3.1.2. 移情的中介效应检验
首先，将研究的各个变量去中心化(武松，潘发明，2014)。自变量(家庭主义价值观)、中介变量(移情)、因变量(攻击性行为)对应的潜变量的项目得分合并取均值并中心化，得到新的变量—家庭主义价值观(中心化)，移情(中心化)和攻击性行为(中心化)。
根据上述的相关分析，可知青年家庭主义价值观、移情与攻击性行为三者之间具有显著的相关关系，具备进行中介效应分析的条件。为了验证本研究的主要假设，移情在家庭主义价值观与攻击性行为之间具有中介作用，采用温忠麟等人提出的中介效应检验程序(温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云，2004)，用迫选法做回归分析，对移情进行进一步的中介效应检验。结果见表2。
Table 2. Test of mediating effects of empathy between family values and aggressive behavior (N = 462)
表2. 移情在家庭主义价值观与攻击性行为间的中介效应检验(N = 462)
由表2可知，家庭主义价值观对攻击性行为的总效应c = −0.247显著(p < 0.001)，家庭主义价值观对移情的路径系数a = 0.454显著(p < 0.001)，家庭主义价值观和移情联合作为自变量对攻击性行为的路径系数b = −0.371显著(p < 0.001)，但是c' = −0.079 (p = 0.100)不显著。根据中介效应检验程序，a、b、c显著，但c'不显著，因此移情在家庭主义价值观和攻击性行为之间起完全中介作用。中介效应a∙b = −0.168中介效应对总效应的贡献率a∙b∕c = 0.682，即68.2%，中介效应解释因变量的方差变异为sqrt(0.167 − 0.059) = 0.108 (10.8%)。
3.1.3. 移情的中介效应的Amos结构方程模型
以移情为中介，构建家庭主义价值观影响攻击性行为的结构方程模型，并采用Bootstrap法予以校正(方杰，张敏强，邱皓政，2012)。采用CFA检验结果发现，模型与数据拟合良好，χ2/df = 1.797，RMSEA = 0.042，NFI = 0.974，TLI = 0.982，CFI = 0.988，GFI = 0.979，AGFI = 0.961，SRMR = 0.0363，见图1。
Figure 1. Intermediary model of empathy between familyism values and aggressive behavior
图1. 移情在家庭主义价值观与攻击性行为之间的中介模型
Table 3. Path coefficients of structural equation models
表3. 结构方程模型的路径系数
由表3可知，家庭主义价值观对移情的路径显著，移情对攻击性行为的路径显著，家庭主义价值观对攻击性行为的路径不显著，因此，移情在家庭主义价值观与攻击性行为间起完全中介作用。
4. 讨论
4.1. 青年家庭主义价值观、移情与攻击性行为的相关分析
根据本研究的结果显示家庭主义价值观、移情和攻击性行为两两相关，其中青年家庭主义价值观与移情呈正相关，以往的研究发现，子女高移情水平的养成，与父母在家庭生活中对子女的提出需要照顾关心家人的要求有关(Knight, Carlo, Basilio, & Jacobson, 2015)。家庭主义价值观要求个人在家庭成员需要时提供切实的帮助，同时与家庭成员在物理和情感上保持紧密联系(Lugo Steidel & Contreras, 2003)，这种要求一方面可以使个体养成为他人着想的同理心，进一步推己及人，如我国古语“老吾老以及人之老，幼吾幼以及人之幼”，说的便是这个道理。另一方面，家庭作为至关重要的社会单位，是个体获得社会支持的主要来源之一(魏华，周宗奎，张永欣，丁倩，2018)，是一个无价的(有时甚至是唯一的)提供物质和情感支持和帮助的来源地(Miller, 1975)，良好和充满爱的外在环境也有助于个体亲社会倾向的发展。家庭主义价值观与攻击性行为呈负相关，验证了家庭主义价值观的保护性作用，特别是在我国古代文化中，重视家族的团结和谐，强调家中成员彼此荣辱与共、福祸相依、紧密团结，进而为了维护家族和谐养成忍耐自抑的行为倾向(杨国枢，2004)。“和”与“忍”这两种精神使得个体在解决矛盾中更少地诉诸于攻击，反而事事追求和谐和忍让。最后，个体的移情水平也是和攻击性行为呈负相关的，移情是个体由于理解了真实的或想象的他人的情绪而引发的与之一致或相似的情绪体验(罗峥，唐新纳，王雪，魏锦，2013)，攻击性行为通常会给他人带来痛苦、难受的体验，移情水平较高会对个体的攻击性行为产生抑制的作用，这是与前人的研究相一致的。
4.2. 青年家庭主义价值观、移情与攻击性行为的中介分析
无论是通过温忠麟等人提出的三步中介效应检验程序，还是以移情为中介，建构青年家庭主义价值观影响攻击性行为的结构方程模型。结果都发现家庭主义价值观与移情、移情与攻击性行为间的路径系数显著，但家庭主义价值观与攻击性行为的路径系数不显著。这说明家庭主义价值观通过移情对攻击行为的间接影响显著，表明移情在青年家庭主义价值观影响攻击性行为过程中起着完全中介的作用，家庭主义价值观通过移情对攻击性行为产生影响符合中介效应模型。首先，家庭主义价值观对青年发展的保护性作用，足以可见，家庭、家教和家风建设的重要性，“家”是人从出生开始最先接触的环境，对于个体的心理行为发展具有重要意义(赵郝锐，童辉杰，2015)。家庭义务的履行，家庭的支持进而养成的对家的依恋有助于个体亲社会因素的养成以及暴力、反社会行为的抑制。相反，拒绝的、冷漠的、忽视的家庭环境，不能为个体提供来自家庭的支持与忽视对其家庭义务的要求，可能更容易助长个体反社会的行为倾向。然而值得注意的是，家庭主义价值观对于攻击行为的影响并不能直接实现，需要通过移情间接影响青年的攻击性行为，这也解释了一些家庭条件好，父母关爱多的孩子，成年后仍然有着较多的攻击性行为，家庭一味的溺爱、娇宠对孩子性格的养成可能适得其反，根据Baumrind (1978)的研究，溺爱型教养方式下的子女通常很不成熟，往往具有较强的冲动性和攻击性，并且缺乏社会责任感，合作意识差，很少为他人考虑。国内的研究也发现，家庭的溺爱导致孩子比较任性, 以自我为中心, 在处理矛盾冲突时, 更容易表现出攻击性(杜玉芳，张冬梅，2017)。在家庭对于孩子的塑造中，要着重孩子移情能力的培养，通过家庭的支持与关爱，同时也对个体提出履行家庭义务和承担家庭责任的要求，以此培养个体高水平的共情和观点采择的能力，这有助于个体养成冷静、平和的性格，对个体攻击性行为起到抑制作用。
5. 结论
青年家庭主义主义价值观、移情与攻击性行为两两相关，青年家庭主义价值观与移情显著正相关，与攻击性行为显著负相关，移情与攻击性行为显著负相关。
青年家庭主义主义价值观对攻击性行为的影响符合中介效应模型，移情在家庭主义价值观与攻击性行为间起到完全的中介作用。家庭主义价值观通过移情影响个体的攻击性行为水平。