چکیده
هیجان خواهی یک ویژگی شخصیتی است که رابطه تنگاتنگی با رفتار بزهکارانه در نوجوانان دارد. مطالعه حاضر به سنجش عوامل بافتی می پردازد که بر اساس فرضیات، این عامل خطر برای بزهکاری در نوجوانان را تقویت، تشدید یا تضعیف می کنند. تفاوت های فردی در هیجان خواهی، انحراف همسالان، نظارت والدین و رفتارهای بزهکارانه ای (بر اساس گزارش خود فرد) در بین 470 نوجوان مورد سنجش قرار گرفت. انحراف همسالان تا حدودی روی هیجان خواهی و نظارت والدین در نوجوانان تاثیر داشت. به علاوه شواهدی از اثر متقابل هیجان خواهی، نظارت والدین و انحراف همسالان به دست آمد، برای مثال بیشترین میزان بزهکاری حاصل کنار هم جمع شدن هیجان خواهی و انحراف بالای همسالان و میزان کم نظارت والدین بود. نتایج بر اهمیت در نظر گرفتن فرآیندهای سطوح همسالان و خانواده در هنگام ارزیابی خطر شخصیتی و رفتار مشکل دار نوجوانان تاکید دارند.
مقدمه
هیجان خواهی تحت عنوان تمایل به انتخاب و ترجیح تجربه های جدید، محرک یا مهیج تعریف می شود و یک عامل خطر درونی برای رفتار بزهکارانه است (هاردن، کوین و توکر-دراب 2012؛ هاردن و توکر-دراب 2011؛ پفم، کنیسون و بردلی 2011). دلیل بیشتر رفتارهای بزهکارانه نوجوانان را می توان ناشی از افزایش هیجان خواهی و رفتار بزهکارانه در جمعیت متوسط جامعه (مفیت 1993؛ اشتینبرگ و همکاران 2008) و همین طور تغییرات طولی بین افراد و نوجوانان از لحاظ هیجان خواهی دانست (هاردن و همکاران 2012). زیرا خطر شخصیتی بزهکاری نوجوانان و هیجان خواهی ممکن است شاخصی از ” واکنش های مختلفی” باشند که باعث بروز بزهکاری می شوند (نیگ 2006)، و احتمالا بافت های محیطی هم این خطر را تشدید و/یا تضعیف می کنند. در نتیجه، محققان شروع به بررسی عوامل بافتی ویژه ای کرده اند که خطر شخصیتی بروز رفتار بزهکارانه را تسهیل، تضعیف یا تشدید می کند. در مقاله حاضر، ما رابطه دو بافت اجتماعی را با هیجان خواهی بررسی می کنیم: همسالان منحرف و نظارت والدین.
انحراف همسالان همبستگی بافتی قوی با رفتار بزهکارانه در نوجوانان دارد (کندل 1986)، ارتباطی که بازتاب انتخاب اجتماعی و تاثیرات اجتماعی است (برک، ورست، کر و استاتین 2011؛ ویلز و کلیری 1999). انتخاب اجتماعی فرآیندی است که به وسیله آن نوجوانان دارای تمایلات بزهکارانه گروه همسالان منحرف را انتخاب می کنند (و به وسیله آنها انتخاب می شوند) (گاتفردسون و هرشی 1990؛ کندل 1978). تاثیرات اجتماعی وقتی رخ می دهد که دوستی و معاشرت با همسالان منحرف احتمال داخل شدن فرد در رفتار بزهکارانه را افزایش دهد. در این نعامل بین همسالان، هیجان خواهی هم می تواند نقش میانجی و هم نقش تعدیل کننده داشته باشد.
هیجان خواهی، در نقش میانجی، ممکن است یک سازوکار روان شناختی از انتخاب اجتماعی باشد که شیوه انتخاب دوستان را در نوجوان شکل دهد. برای مثال، دوستی با همسالان منحرف می تواند راهی برای یافتن جای پای محکم اجتماعی-بوم شناختی پیش روی نوجوانان دارای هیجان خواهی بالا بگذارد و منجر به انحراف رفتاری و انگیزشی آنان گردد. در راستای این فرضیه، نتایج نشان می دهند که دوستی با همسالان منحرف بر رابطه بین هیجان خواهی و سوء مصرف ماری جوانا تاثیر دارد (همپسون، اندروز و بارکلی 2008؛ یانویتزکی 2005).
هیجان خواهی ممکن است در تاثیر اجتماعی، نقش یک تعدیل کننده را هم بازی کند و بر نحوه پاسخگویی فرد به تاثیرات همسالان اثر بگذارد. ممکن است افراد داری هیجان خواهی بالا، بیشتر نسبت به پاداش آنی تعامل همسالان و تائید آنها واکنش نشان دهند و در نتیجه بیشتر در برابر تاثیرات اجتماعی ناسالم آسیب پذیر باشند. تحقیقات انجام شده در حوزه رفتار ژنتیکی، در تائید روابط تعدیل کننده بین شخصیت و خطر بافتی، شواهدی از تاثیرات ژن و تعامل بزهکارانه همسالان یافته که نشان دهنده تشدید خطر ژنتیکی مصرف مواد مخدر در نوجوانان دارای دوستان منحرف است (هاردن، هیل، ترکمر و امری 2008). اگرچه ریشه های خاص ژنتیکی این تاثیرات شناخته شده نیستند، اما سایر تحقیقات نشان داده اند که هیجان خواهی یک ویژگی شخصیتی ارثی است (کوپمانز، بومسما، هیث و ون دورنن 1995) و تا حدودی موجب تغییرات ارثی در بزهکاری نوجوانان می شود (هاردن و همکاران 2012). این یافته ها نشان می دهند که ممکن است وجود خطر ژنیتیکی بزهکاری -از جمله خطری که با هیجان خواهی بالا به وجود می آید- تاثیرات گروه همسالان در بروز رفتارهای بزهکارانه را تشدید کند.
در آخر، ممکن است تاثیرات منفی هیجان خواهی بر بزهکاری نوجوانان در محیط های حمایت گر کاهش یابد. نظارت والدین، که دیشیون و مک ماهون (1998، ص 61) آنرا رفتارهای فرزندپروری می دانند-که شامل توجه به فعالیت های فرزند، محل هایی که به آن رفت و آمد می کند و شیوه انطباق او و همین طور پیگیری این مسائل می شود- یک عامل محافظتی است که می تواند تاثیرات بزهکارانه مخاطرات رفتاری مختلف بر رفتار نوجوان را کاهش دهد (هیل و تیسون 2009؛ لک و کرانو 2009). از دیدگاه نظریه کنترل اجتماعی (هیرشی 1969)، ارتباط تنگاتنگ با جامعه معمولی، از جمله والدین، جلوی رفتارهای ضد اجتماعی را می گیرد. نظارت والدین، از طریق محدود کردن برخی رفتارهای خاص و آگاهی دادن و توجه به فعالیت های نوجوانان، ممکن است به عنوان یک سازوکار کلیدی کنترل اجتماعی عمل کند (لانگمور، منینگ و گیوردانو 2013). به ویژه، نظارت والدین ممکن است با جلوگیری از دوستی نوجوان با همسالان منحرف و محدود نمودن تاثیر آنها جلوی اثرات منفی هیجان خواهی بالا را بگیرد (پولین و دیشیون 2010؛ استینبرگ، فلچر و دارلینگ 1994). در یک گروه نمونه پرتعداد از نوجوانان، سطح پایین بزهکاری در گروه همسالان بر تاثیر نظارت والدین درباره مصرف الکل اثر گذاشت (کیم و نف 2010). علاوه بر این، مطالعه ای درباره افرادی که سالهای آخر نوجوانی را می گذرانند نشان داد که نظارت والدین موجب متعادل شدن رابطه بین اثر گروه همسالان و رفتارهای مربوط به نوشیدن الکل می شود (وود، رید، میشل و برند 2004). در نهایت، تحقیقات ژنتیک مولوکولی شواهدی از تاثیر متقابل ژنتیک و نظارت والدین بر هم یافته است که به واسطه آن مخاطرات ژنتیکی بروز یک رفتار با نظارت بالای والدین کاهش می یابد (دیک و همکاران 2009، 2011).
اهداف مطالعه حاضر
بر اساس تحقیق قبلی، ما در این مطالعه به بررسی پنج فرضیه می پردازیم. اول، هیجان خواهی بالا و انحراف گروه همسالان و نظارت پایین والدین هر کدام به تنهایی موجب بزهکاری نوجوانان می شوند. دوم، انحراف گروه همسالان تا حدودی نقش میانجی گری در تاثیر هیجان خواهی بر رفتار بزهکارانه دارد، به طوریکه نوجوانان دارای حس هیجان خواهی بالا گروه همسالان دارای انحراف را انتخاب می کنند که به نوبه خود خطر بزهکاری را افزایش می دهد. سوم، انحراف گروه همسالان در رابطه بین هیجان خواهی و بزهکاری نقش تعدیل کننده دارد، به طوریکه نوجوانان دارای حس هیجان خواهی بالا در برابر تاثیر همسالان دارای انحراف آسیب پذیرتر هستند. چهارم، انحراف گروه همسالان بر اثر محافظتی نظارت والدین بر رفتار بزهکارانه تاثیر می گذارد، به طوریکه نظارت بالای والدین جلوی آمیزش نوجوانان با همسالان منحرف را می گیرد و به این ترتیب مانع قرار گرفتن در معرض مخاطرات بافتی بزهکاری می شود. پنجم، تاثیر محافظتی نظارت والدین بر نوباوگان دارای میزان بالای خطرات شخصیتی، چه از نوع درونی و چه بیرونی، بیش از سایرین خواهد بود. بنابر این، فرض می کنیم که نظارت والدین تاثیر مشترک هیجان خواهی و انحراف گروه همسالان بر بزهکاری را تعدیل می کند، به طوریکه یک تعامل سه جانبه بین هیجان خواهی، انحراف همسالان و نظارت والدین خواهیم دید. اگرچه بسیاری از قسمت های مجزای این مدل در تحقیق قبلی مورد آزمایش قرار گرفته بود، در این مطالعه برای اولین بار یک مدل جامع مورد آزمایش قرار می گیرد که شامل تاثیرات متقابل هیجان خواهی، انحراف همسالان و نظارت والدین بر هم می شود.
روش تحقیق
شرکت کنندگان
شرکت کنندگان 470 خواهر و برادر (دوقلوهای همسان و غیرهمسان[1]) در سنین بین 17-13، از پروژه تگزاس تویینز بودند (هاردن، توکر-دراب و تکت 2013). شرکت کنندگان از روی فهرست دانش آموزان مدارس دولتی انتخاب و از طریق تلفن و/یا ایمیل از آنها خواسته شد در برنامه ثبت نام دوقلوها شرکت کنند. 52% نمونه را پسران تشکیل می دادند(48%دختر). ترکیب نژادی عبارت بود از 58% قفقازی غیر اسپانیایی، 21% اسپانیایی/لاتین، 11%آفریقایی-آمرکایی، 1% بومیان آمریکا، 2% آسیای شرقی، 0/3% آسیای جنوب شرقی و 4% از نژادهای مختلط/سایرین. بالاترین میزان تحصیلات والدین از پایه ششم تا دیپلم متغیر بود. ظاهرا 7% والدین دبیرستان را به پایان نرسانده بودند، 7% تنها دبیرستان را تمام کرده بودن، 3% یک مدرک فنی یا فنی و حرفه ای داشتند، 19% به دانشکده رفته ولی مدرک نگرفته بودند، 6% فوق دیپلم و 58% مدرک کارشناسی یا بالاتر از آن داشتند.
مشارکت کنندگان در طول تابستان مورد آزمایش قرار گرفتند، یا سال قبل وارد دبیرستان شده بودند یا در پاییر آینده باید در دبیرستان ثبت نام می کردند. رضایت شرکت کنندگان به صورت کتبی و شفاهی کسب شده بود و دولت فدرال محرمانه ماندن مطالعه را تایید نموده بود تا از گزارش نمودن صادقانه همه مسائل توسط شرکت کنندگان، بدون خطر محرومیت قانونی، اطمینان حاصل شود. والدین به سوالات یک بررسی و پژوهش پاسخ دادند و نوجوانان در آزمایشگاه حضور به هم رسانده و تعدادی فعالیت رایانه ای را انجام داده و پرسش های یک بررسی را تکمیل نمودند. فعالیت ها با نظارت کمک محققین آموزش دیده انجام شد؛ آزمایش هر یک از دوقلوها توسط یک کمک محقق جداگانه انجام گردید.
مقیاس های اندازه گیری
تحصیلات والدین
والدین آخرین سطح تحصیلات تکمیل شده خود را بر اساس یک مقیاس 22 موردی، از مدرسه ابتدایی تا یک مدرک حرفه ای یا دکتری، گزارش نمودند. رتبه بندی هر دو والد استانداردسازی و برای محاسبه عدد میانگین به کار گرفته شد.
هیجان خواهی
تفاوت های فردی در هیجان خواهی با استفاده از مقیاس خلاصه هیجان خواهی (بی اس اس اس)[2]، که شامل 8 مورد می شود، اندازه گیری شد. برای مثال “من دوست دارم به کاوش جاهای عجیب بپردازم” و “دوستانی را ترجیح می دهم که به طور هیجان برانگیزی غیرقابل پیش بینی باشند”. موارد روی یک مقیاس از 1 (بسیار مخالفم) تا 5 (بسیار موافقم) درجه بندی شدند. تحقیق قبلی نشان داد که پایایی و روایی سازه ای بی اس اس اس بالا است (هویل، استفنسون، پالمگرین، لورچ و دونوهیو 2002؛ استفنسون، هویل، پالمگرین و اسلاتر 2003).
انحراف همسالان
انحراف همسالان با استفاده از یک پرسش نامه خودگزارشی 22 موردی برگرفته از تورنبری، لیزوت، کروهن، فرنورث و جنگ (1994) اندازه گیری شد که از نوجوانان سوال می کرد چه تعداد از دوستانشان در انواع رفتارهای بزهکارانه، از جمله دزدی و تخزیب اموال، و چه تعداد در رفتارهای جامعه پسند، مانند مشارکت در فعالیت های مدرسه و رفتار مناسب با معلمان، دخیل هستند. موارد روی یک مقیاس از 1 (هیچ کدام) تا 4 (همه آنها) درجه بندی شدند. قبل از جمع کردن موارد برای تشکیل یک مقیاس ترکیبی، نمره مربوط به موارد جامعه پسند برعکس شد.
شکل 1: نمودار مسیر شامل مسیرهای تعدیلی و میانجی گر در بزهکاری نوجوانان. نکته: همبستگی غیراستاندارد بین مسیرها گزارش شده است. پیش بین های اصلی و بزهکاری خودگزارشی استاندارد سازی شده است. اصطلاحات محصول از روی پیش بین های استاندارد شده محاسبه شده اند. ضریب اطمینان 95%بین دو پرانتز آمده است. مردان=0، زنان=3/1 رابطه متقابل هیجان خواهی انحراف همسالان نظارت والدین. رگرسیون اصطلاحات تعاملی با توجه به سن، جنسیت و میزان تحصیلات والدین محاسبه و تمام کو واریانس ها بین اصطلاحات مربوط به تعامل، ضرایب همبستگی و متغیرهای تحقیق برآورد گردید-به منظور ساده تر کردن ارائه مطالب این ارتباطات در تصویر نیامده اند. در نتیجه نتایج بر اساس یک مدل کاملا اشباع برآورد شده اند.
نظارت والدین
نظارت والدین با استفاده از یک پرسش نامه 15 موردی خودگزارشی برگرفته از کاپالدی و پترسون (1989) اندازه گیری شد. موارد شامل قوانین خانگی و اطلاع والدین از دوستان و فعالیت های نوجوان می شد که بر اساس مقیاسی از 1 (نمی دانستند) تا 3 (زیاد می دانستند) ارزیابی شد. 8 مورد کنترل والدین بر دوستان و فعالیت های نوجوان را می سنجید که بر اساس یک مقیاس سه نقطه ای ارزیابی می شد (1=هیچ گاه، 2=گاهی، 3=همیشه). برای مثال از شرکت کنندگان پرسیده شد که آیا برای بیرون رفتن در تعطیلات نیازی به کسب اجازه دارند یا خیر. از مجموع این موارد برای تشکیل یک مقیاس ترکیبی استفاده شد.
بزهکاری
از یک مقیاس 36 موردی خودگزارشی برگرفته از سروی، هوزینگا، اسبنسن و ویهر (1991) استفاده شد. از نوجوانان پرسیده شد که آیا تا به حال در رفتارهای بزهکارانه،چه از نوع جرایم جزئی و چه از نوع جرایم نسبتا شدید، مشارکت داشته اند یا خیر. جرایم جزئی شامل “بلند صحبت کردن، داد و بیداد کردن یا متمردانه رفتار کردن در یک مکان عمومی” و “محروم یا اخراج شدن از مدرسه” می شود. جرایم جدی شامل “فروش ماری جوانا یا حشیش” و “حمل یک سلاح مخفی (چاقو یا تفنگ)” می شود. موارد بر اساس یک مقیاس سه نقطه ای (1=هیچ گاه، 2=یکبار، 3=بیش از یکبار) سنجیده شدند.
تحلیل داده ها
داده ها با استفاده از مدلسازی معادلات ساختاری در نرم افزار Mplusنسخه 7.1 مورد تحلیل قرار گرفت (موتن و موتن 1998-2010). تمام خطاهای استاندارد و آمار مدل طوری تطبیق داده شد که داده های کودکان ساکن در یک خانه از هم جدا و مستقل نباشد (آسپراهو و موتن 2006). تفاوت های سنی و جنسیتی مرتبط با بزهکاری به خوبی ثبت شده است (مفیت 1993، سیمورد و اندروز 1994) و تفاوت در میزان تحصیلات والدین ممکن است نقش نظارت والدین و بزهکاری نوجوانان را خنثی کند. در نتیجه، سن، جنسیت و تحصیلات والدین به عنوان متغیرهای مشترک در همه تحلیل ها حاضر بودند. مقیاس های مربوط به انحراف همسالان و نظارت والدین تبدیل به لگاریتم شد تا چولگی مثبت اصلاح گردد و قبل از محاسبه اثرات متقابل و انجام تحلیل تمام عوامل اصلی پیش بین (به جز سن، جنسیت و تحصیلات والدین) استانداردسازی شدند. بررسی توزیع بزهکاری خودگزارشی در نوجوانان گویای وجود یک “اثر کف” (یعنی سانسور کردن) است که در بیشتر مقیاس های سنجش بزهکاری وجود دارد و تمایل به در بر گرفتن جرایم اجتماعی جزئی ندارد. بنابر این ما برای تولید یک پارامتر بی طرفانه برای سنجش داده های سانسور شده از یک مدل Tobit استفاده کردیم (موتن 1990؛ توبین 1958).
مدل به صورت کامل در شکل 1 توضیح داده شده است. سن، جنسیت و تحصیلات والدین (مبتنی بر عدد میانگین) به عنوان متغیرهای مشترک در کنار هیجان خواهی، انحراف همسالان، نظارت والدین و بزهکاری قرار گرفتند. مسیرهای مستقیم بین هیجان خواهی، انحراف همسالان و نظارت والدین و همین طور مسیرهای غیرمستقیم هیجان خواهی و نظارت والدین به سمت انحراف همسالان تخمین زده شد. برای ارزیابی فرضیات مربوط به تعدیل کنندگی، اثر متقابل بین هر یک از ترکیب های دوتایی پیش بین های اصلی (هیجان خواهی و انحراف همسالان، هیجان خواهی و نظارت والدین، انحراف همسالان و نظارت والدین) و همین طور ترکیب های سه تایی (هیجان خواهی، انحراف همسالان و نظارت والدین) تخمین زده شد.
نتایج
آمارهای توصیفی و پایایی و همین طور همبستگی مرتبه صفر بین متغیرها به طور خلاصه در جدول 1 آمده است. نتایج کل مدل در شکل 1 نشان داده شده است. توجه کنید که به دلیل استاندارد شدن پیش بین های اصلی می توان اثرات اصلی را اثرات جمعیت متوسط، یعنی اثراتی که تمام عوامل میانجی را در سطح متوسط خود نگاه می دارد، دانست. در تایید اولین فرضیه ما، هیجان خواهی (b =.347, 95% CI =.264,.430, p <.001)، انحراف همسالان (b =.375, 95% CI =.305,.445, p <.001 و نظارت والدین (b = -.115, 95% CI =.305,.445, p <.001) حتی بعد از کنترل نمودن سن، جنسیت و تحصیلات والدین، اثرات اصلی قابل توجهی بر بزهکاری نوجوانان داشتند. دوم، نوجوانانی با هیجان خواهی بالا (b=.194, 95%CI=.111,.278, p <.001) و نوجوانانی با سطح پایین تر نظارت والدین (b =.334, 95% CI =-.425,-.215, p <.001) مقادیر بالاتری از انحراف همسالان را گزارش نمودند. آزمایش های اثر غیرمستقیم (جدول 2) نشان داد که دوستی با همسالان منحرف تا حدودی در رابطه بین هیجان خواهی و بزهکاری (b =.073, 95% CI =.039,.106, p <.001) و همین طور رابطه بین نظارت والدین و بزهکاری (b =.125, 95% CI =-.168,-.083, p <.001) نقش میانجی گری دارد. یعنی این نتایج نشان می دهند که به واسطه تاثیر هیجان خواهی بر افزایش انحراف همسالان، با هر یک انحراف معیار افزایش در هیجان خواهی، بزهکاری به میزان 07/ انحراف معیار افزایش می یابد. به همین ترتیب، پیش بینی می شود که به واسطه تاثیر نظارت والدین بر کاهش انحراف همسالان، با هر یک انحراف معیار افزایش نظارت والدین، بزهکاری نوجوانان به طور تقریبی 13/ انحراف معیار کاهش یابد.
در تایید فرضیه تعدیل کنندگی، تعامل دوجانبه قابل توجهی بین هیجان خواهی و انحراف همسالان (b =.122, 95% CI =.066,.179, p <.001)، هیجان خواهی و نظارت والدین (b =-.068, 95% CI = -.120,-.016, p <.01) انحراف همسالان و نظارت والدین (b =-.072, 95% CI =-.115,-.030, p <.01) دیده شد. به علاوه تعامل سه جانبه قابل توجهی هم بین هیجان خواهی، انحراف همسالان و نظارت والدین وجود داشت (b =-.123, 95% CI =-.182,-.064, p <.001)به ترتیبی که رابطه بین هیجان خواهی و بزهکاری در نوجوانانی که با همسالان منحرف دوستی می کردند و نظارت والدین روی آنها کم بود پررنگ تر می شد. برای دیدن نموداری از ارتباط ساده این تعامل سه جانبه به شکل 2 رجوع کنید.
توجه کنید که وقتی اثر سایر پیش بین ها کنترل شده باشد، نوجوانان سنین بالاتر کمتر مورد نظارت والدین بوده (b =-.165, 95% CI =-.241, -.090, p <.001) و میزان هیجان خواهی بالاتر (b =.111, 95% CI =.029,.193, p <.01) و رفتار بزهکارانه بیشتر (b =.173, 95% CI =.108,.257, p <.001) را گزارش نموده اند. پسران رفتارهای بزهکارانه بیشتری در مقایسه با دختران گزارش نمودند (b =-.197, 95% CI =-.358,-.037, p <.05) و به علاوه احتمال گزارش وابستگی به گروه همسالان منحرف هم در آنها بیشتر بود (b =-.191, 95% CI =-.380,-.001, p <.05). در برابر، احتمال نظارت والدین در دختران بیش از پسران بوده است (b =.290, 95% CI =.116,.464, p <.01). در مجموع متغیرهای مشترک و مسیرهای میانجی و متعادل کننده بین پیش بین های اصلی، دلیل بیش از یک سوم تغییرات در رفتارهای بزهکارانه ای که نوجوانان گزارش نمودند بوده اند (R2 =.35).
جدول 2: اثرات کلی، مستقیم و غیر مستقیم بر بزهکاری
| کلی | مستقیم | غیرمستقیم | ||||
| B | S.E | B | S.E | B | S.E | |
| هیجان خواهی | .420** | (.044) | .347** | (.042) | .073** | (.017) |
| نظارت والدین | -.240** | (.040) | -.115* | (.041) | -.125** | (.022) |
نکته:متغیرهای میانجی=انحراف همسالان. B=ضریب مسیر استانداردسازی نشده برای متغیرهای استانداردشده. S.E=خطای معیار. *p(two-tailed) <.01. **p(two-tailed) <.001
بحث
این مطالعه به ثبت و ضبط رابطه بین مسیرهای میانجی و تعدیل کننده بین هیجان خواهی نوجوانان، بافت اجتماعی و رفتار بزهکارانه می پردازد. ما به این نتیجه رسیدیم که شاید بهتر باشد برای مفهوم سازی هیجان خواهی به جای یک سطح متحدالشکل از خطر، از “طیفی از واکنش ها” استفاده کنیم (نیگ 2006)، که باعث می شوند در حضور برخی عوامل بافتی خاص سطح رفتار بزهکارانه پایین یا بالا رود. به طور خاص هیجان خواهی وقتی تبدیل به رفتار بزهکارانه می شود که گروه همسالان فرصت رفتار بزهکارانه را ایجاد کنند یا وقتی که والدین بر رفتار نوجوان نظارت نکنند و به تعدیل رفتار آنها نپردازند.
به علاوه، نتایج نشان می دهند که احتمال داخل شدن نوجوانان در معرض خطر شخصیتی در رفتار بزهکارانه بیشتر است زیرا آنها اغلب دوستی با همسالان بزهکار را انتخاب می کنند (یعنی میانجی گری با انتخاب اجتماعی). به علاوه ممکن است این افراد دارای هیجان خواهانی بالا در کنار همسالان بزهکار بیشتر نسبت به تاثیر همسالان حساس باشند، که خطر بزهکاری را بازهم بیشتر می کند (تعدیل شدن از طریق رفت و آمد اجتماعی). در نتیجه، شخصیت فرد به جستجوی موقعیت های اجتماعی-بوم شناختی و انتخاب آنها جهت می دهد. موقعیت هایی که موجب آسیب پذیری بیشتر فرد در برابر تاثیر بافتی شده و همین طور باعث تعدیل نمودن اثرات اجتماعی می گردد (کسپی، رابرتز و شینر 2005). در واقع، ویژگی های شخصیتی مانند هیجان خواهی ممکن است در یک بافت به معنای خطر و در بافت دیگر به معنای بهبود پذیری باشد (نیگ 2006؛ تکت 2006). در نتیجه برای درک بهتر ارتباط بین هیجان خواهی و نتایج آن در نوجوانان، شرح و تفسیر دقیق عوامل بافتی خاص ضروری است.
جدول 1: همبستگی های سطح صفر، آمارهای توصیفی و پایایی
نکته: آمار توصیفی متغیرهای تبدیل نشده و همبستگی متغیرهای تبدیل شده گزارش شده اند. =آلفای کرونباخ. M=میانگین. SD=انحراف معیار. R=محدوده. SS-هیجان خواهی. PD=انحراف همسالان. PM= نظارت والدین. PE=تحصیلات والدین. DEL=رفتار بزهکارانه.
*p(two-tailed) <.01. **p(two-tailed) <.001
تعامل سه جانبه ای که تحقیق حاضر ثبت نموده، نشان می دهد که رابطه بین مخاطرات شخصیتی، گروه همسالان و بزهکاری در محیط های اجتماعی فاقد محدودیت، از جمله محیط هایی که نظارت والدین در آنها کم است، تشدید می شود. به عبارت دیگر، بزهکاری زمانی پیش می آید که افرادی با وضعیت رفتاری خاص محیط های اجتماعی پرخطر را انتخاب می کنند، و احتمال بروز آن در خانواده هایی بیشتر است که به نوجوانان اجازه آشنا شدن با هر کسی را می دهند. علاوه بر این، اثر تعدیل کنندگی نظارت والدین می گوید که حتی اگر والدین نتوانند جلوی آشنایی نوجوانان با همسالان بزهکار را بگیرند، ممکن است با جلوگیری از رفت و آمد اجتماعی بین آنها اثرات منفی انحراف همسالان را کمرنگ نمایند. برای مثال، حتی اگر نوجوانان با همسالان منحرف آشنا شوند نظارت والدین می تواند تاثیر اجتماعی آنرا به جای موقعیت های پرخطر مانند مهمانی های بدون حضور والدین و گشت های آخر شبی، به موقعیت های بی خطری مانند کلاس های مدرسه، کافه تریا و فعالیت های فوق برنامه کنترل شده محدود کنند.
مطالعه حاضر که مبتنی بر مطالعه طولی قبلی است اعلام می دارد که همسالان منحرف میزان بزهکاری نوجوان در آینده را تعیین می کند (کرن، استیک و چسین 1997؛ مک کب و همکاران 2005) و اینکه از روی نظارت والدین می توان میزان درگیری با شبکه های همسالان منحرف را پیش بینی نمود (دیشیون، پترسون، استولمیلر و اسکینر 1991). با این حال، مطالعه حاضر از داده های مقطعی بهره جسته است. در نتیجه نمی توانیم از نتایج حاصله برای استتنتاج علی درباره وابستگی های کشف شده استفاده کنیم. تحقیقاتی آتی با استفاده از داده های طولی، امکان بررسی این مسئله را فراهم می آورد که آیا هیجان خواهی در آینده موجب پیوستن به همسالان منحرف خواهد شد و یا چنین وابستگی هایی لزوما باعث بزهکاری فرد در آینده خواهد شد یاخیر. به علاوه، تمام ساختارهای کلیدی مورد توجه بر اساس گزارشات خود نوجوانان سنجیده شدند. ممکن است نوجوانان درباره میزان دخالت همسالانشان در رفتارهای بزهکارانه یا شباهت همسالان به خودشان غلو کرده باشند (یومن و انت 1996). مهم آنکه، نتایج حاضر بسیار به نتایج یک تحقیق دیگر نزدیک است. تحقیقی که برای اندازه گیری انحراف همسالان از گزارش خود همسالان درباره رفتارشان استفاده نموده بود (هاردن و همکاران 2008).
در آخر، این مطالعه بر اساس تصور نوجوانان از قوانین و میزان اطلاع والدین به مسئله نظارت والدین پرداخته بود. با این حال رفتارهای نظارتی خاص به سایر ابعاد نظام خانواده مرتبط هستند. قوانین والدین ممکن است با دلسوزی و احترام به استقلال نوجوان بیان شوند یا تجربه ای کنترل گرانه و مخالف استفلال نوجوان باشند (گرولنیک 2003؛ سوننز و ون استینکیست 2010). اطلاع والدین ممکن است ریشه در تلاش های نظارتی فعالانه والدین داشته باشد یا حاصل خودافشاگری نوجوان باشد، که نوع دوم ارتباط بسیار قوی، هم از نوع مقطعی و هم طولی، با رفتارهای بزهکارانه کمتر دارد (کر، استاتین و برک 2010؛ استاتین و کر 2000) به علاوه، ارتباط بین بزهکاری و نظارت والدین دو جانبه است: نوجوانان منحرف اطلاعات کمتری به والدین خود می دهند و احتمال بیشتری می رود که آنها موقعیت هایی را انتخاب کنند که نظارت والدین یا سایر بزرگسالان بر آنها دشوار باشد (کر و همکاران 2010؛ لرد، پتیت، بتس و داگ 2003). رویهم رفته، تحقیقات قبلی درباره نظارت والدین نشان میدهد نظام خانوادگی که خودافشاگری را در نوجوان تسهیل کند، از جمله وابستگی والدین و کودکان و همین طور مشکلات رفتاری گذشته، می تواند بر اثرات تعاملی یافت شده در این تحقیق تاثیر بگذارد.
شکل2: اثر مشترک هیجان خواهی انحراف همسالان نظارت والدین بر بزهکاری. توجه: نمودار های ساده که بر اساس پارامترهای نشان داده شده در شکل 1 محاسبه شده اند. بزهکاری پیش بینی شده برای انحراف پایین، متوسط و بالای همسالان نشان داده شد. تابلوها معرف اثر مشترک هیجان خواهی انحراف همسالان در حضور نظارت والدین بالا، متوسط و پایین است.
در انتها، مطالعه حاضر شواهدی از عوامل بافتی منحصر به فردی ارائه می دهد که یک نشان گر کاملا تثبیت شده خطر شخصیتی: هیجان خواهی را تشدید می کنند و همین طور کاهش می دهند. ما به این نتیجه رسیدیم که هیجان خواهی، گروه همسالان منحرف و نظارت والدین در کنار هم قرار گرفته و بزهکاری نوجوانان را پیش بینی می کنند: هیجان خواهی در کنار همسالان منحرف تر و نظارت پایین تر والدین بیشتر از هر زمان دیگری موجب بزهکاری می شود. این نتایج بر اهمیت در نظر گرفتن اثر مشترک عوامل بافتی و درون فردی، در هنگام توضیح مسیرهای منتهی به بزهکاری نوجوانان تاکید دارد.
[1] اگرچه به طور معمول در تحلیل های رفتاری ژنتیکی از نمونه های متشکل از دوقلوها استفاده می شود اما تمرکز مقاله حاضر بر ارتباط فنوتیپی (ژنتیکی-ارثی) بین ساختار های مطالعه است. در نتیجه از شباهت جفت های دوقلو برای استنتاج درباره تاثیرات ژنتیکی استفاده نمی شود. (خطاهای استاندارد و تخمین پارامترها از نظر آماری طوری تصحیح شدند که مشاهدات بین جفت دوقلوها از هم مستقل نباشد).
[2] Brief Sensation Seeking Scale
ملاقات با خویشتن