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父母依恋与犯罪（节选）
约瑟夫·h·兰金（东密歇根大学）
罗杰·克恩范德堡大学（美国田纳西州大学）
摘要：本文利用1972年全国青年调查的数据,分别从亲密交流，情感鉴别，监督和家庭活动等维度对母亲依恋和父亲依恋进行了分析。我们共检测了两个假设:（1）如果一个孩子非常依恋他/她父母中的其中一方,那么他/她父母亲中的另一方将在减少或预防犯罪中扮演更加微不足道的角色。（2）只要孩子与监护者父亲（或母亲）具有强依恋，那么单亲家庭这一因素与犯罪无关,。一般来说，对父母双方都非常依恋的孩子，比起只对父母亲其中一位有强烈依恋的孩子，具有更低的自我报告犯罪的概率。另外，生活在单亲家庭并对监护者父亲（或母亲）有强烈依恋的孩子，比起生活在完整家庭并与父母双方都有着紧密依恋的孩子，通常有着更大的产生犯罪行为的可能性。
社会控制理论一般都关注家庭因素，如依恋的初源、犯罪以及在预防犯罪方面的纪律控制（如, Briar and Piliavin，1965； Hirschi，1969； Nye， 1958； Reckless，1967； Reiss，1951)。根据这些模型发现,家庭通过提供一种基础关系的来源和对传统秩序的承诺，缓冲着越轨行为的产生。父母不仅提供持续的动力来源应和并规范儿童的正确行为，他们在监督和惩罚孩子不恰当行为方面，还具备重要的强制性功能。因此,父母通过遵照以及限制越轨行为来鼓励孩子们服从规范（Wells和Rankin, 1986)。
在各种社会控制理论中, Hirschi(1969)的版本在家庭与犯罪方面的研究可能是最权威的。它相对明确,发展良好并经得起经验测试。他的理论核心是亲子依恋和犯罪之间的负相关关系。依恋指的是青少年与重要他人尤其是父母的情感关系。积极的亲子依恋会影响更少的越轨行为，因为孩子不愿使其关系陷于危境。弱依恋减弱了孩子对父母意见的灵敏度，从而“释放” 了儿童偏离情境需求的反应以及同伴犯罪的刺激。因此,依恋是一个涉及社会认可价值观的心理学概念（Rankin和Wells，1994; Wells和Rankin，1988)。实证研究普遍支持Hirschi的基本命题, 弱父母依恋会增加犯罪的可能性,尽管这种关系的力量比较温和（如，Canter，1982；Wells和Rankin，1988）。
要说社会控制理论不正确，不如说他不完整，研究者也在试图扩展、澄清和完善它的基本原则。大多数研究在经验解释的视角下，修改了操作测量的方法和概念性的描述，没有直接拒绝或改革整个理论。我们的研究也试图通过检验依恋的问题来阐明控制理论(如，Agnew，1991；Canter，1982；Cernkovich和Giordano，1987； Johnson，1987；Krohn和Massey，1980；Matsueda和Heimer，1987；Rankin，1977；Rankin和Wells，1990； Seydlitz，1990)。我们认为先前的研究集中在对父母中单一方的依恋或对双亲依恋的相对重要性，这都是不够的。相反,未来的研究应该集中在父母依恋对越轨行为的共同影响上。
父母依恋
Hirschi（1969：85 - 94）提出了三个主要的亲子依恋的维度: (1)情感上的识别——孩子对父母的爱和尊重；(2)亲密的沟通——孩子与父母分享个人问题和观点；(3)监督——当犯罪机会出现时，父母的普遍“心理”。还有一些研究人员以各种方式操作化亲子依恋的概念，包括感情和爱的指标、兴趣和关心,支持和帮助,关心和信任,鼓励,不拒绝,渴望身体亲密的互动,积极沟通、控制和监督,父母冲突、认同父母,和同一性支持（Rankin 和Wells，1990）。尽管在精确数值和家庭互动维度的类型上存在分歧（Cernkovich和Giordano，1987），但研究普遍发现，与父母的亲密关系和自我报告犯罪存在适度的负相关 (不管他们是如何测量)。
另一个概念性和操作性的问题是强亲子依恋的父母数量。即对父母双方的强依恋对犯罪的有额外的影响，还是对父母单一方的强烈依恋犯罪的有额外的影响呢？Hirschi（1969：103-104）使用普通最小二乘法(OLS)回归方程分别对母亲依恋变量、父亲依恋变量以及父母双方依恋变量进行了分析。可是他的样本局限于与亲生父母生活在一起白人男性，他通过方程式比较了多个相关系数的大小范围，包括两组父母依恋变量对单亲依恋变量的方程。当在回归方程中将父亲依恋变量添加到母亲依恋变量时，多个R增加了（0.35到0.36）。因此,Hirschi（1969：104）得出结论,“预测犯罪是不能依赖了解儿童对父母的态度这一途径的（最初的重点）”。
Hirschi认为,在全双亲回归模型和单亲模型之间缺少多个R增长是由于在父亲单一方和母亲单一方之间存在特别高的相关性（零阶相关性范围值：0.68到0.80，根据依恋的特定维度；Hirschi 1969：105、表28）。如此高的相关性, 添加父亲依恋变量到包含了并没有增加多个R的母亲依恋OLS回归方程中，因为母亲项和父亲项解释了犯罪中出现的相同的方差值。由于发现对单亲的强依恋和对双亲的强依恋同样可以有效的预测犯罪，所以Hirschi（1969）得出结论，保持儿童和父母双亲的强依恋对有效抑制犯罪是没有必要的。
因此,Hirschi还认为破碎的家庭应该不影响犯罪，只要孩子与照顾者（父亲或母亲）有强依恋 (但没有测实证检验) 。因为他发现对单亲的强依恋和对双亲的强依恋同样可以有效的预测犯罪，Hirschi(1969:103)认为“单亲家庭和双亲家庭是几乎一样有效的犯罪控制机构······”来自单亲家庭并对照顾者（父亲或母亲）有强依恋的儿童，其犯罪的可能性并不比来自双亲家庭并对双亲都有强依恋的儿童的可能性大。
然而,Hirschi(1969)没有为他的假设提供直接测验，这实际上是母亲依恋和父亲依恋之间相互作用的预测。即在儿童对父母中的其中一个有强依恋的条件下，那么对另一个也有强依恋会不会对犯罪有额外的影响？Hirschi未能在他的OLS方程中列入一个母亲依恋和父亲依恋之间的交互式(或乘法)项。相反,他测试了以下内容:当对母亲（或父亲）(不管它是低的、中等的还是高的)的依恋连同对父亲（或母亲）(不管它是低的、中等的还是高的)的依恋一起进入回归模型，那么对父亲（或母亲）的依恋会使得犯罪预测效果显著增加吗？
显然,研究者发现Hirschi的论点和证据是令人信服的，尽管没有人进一步检验这个问题。以下是纳金和帕特诺斯特（1991;175）所做的陈述:
在构建父母依恋的测量中,我们认为只要与父母一方的感情是伪造的，那么它将成为犯罪的有效抑制剂。由于这个原因,通过衡量对父母的依恋，证实了不管是对父亲还是对母亲的依恋分数如何,都可以证明儿童与父母的情感关系。
一般的研究都是调查孩子对“父母”的依恋，而不是将对父亲的依恋和对母亲的独立出来（Agnew，1991；Canter，1982；Cernkovich和Giordano，1987；Conger，1976；Marcos和Bahr，1988；Seydlitz，1990；Van Voorhis等，1988）。戈弗雷等（1991），兰金和富国（1990、1994），和Wiatrowski等（1981）分别测量了对母亲和对父亲的依恋,但只采取了总数和或平均数作为测量父母依恋的指标。詹森（1972） 只测量了父子依恋，戈夫和科兰驰菲尔德（1982）调查了父母对他们孩子的依恋而不是反过来提问孩子对父母的依恋。
欣德朗(1973)，詹森和布朗菲尔德（1983)，约翰逊（1987)，克罗恩和梅西(1980)将对父亲的依恋和对母亲的依恋独立出来检测其对犯罪的影响。然而,他们首要关心的是母亲变量和父亲变量在预防犯罪方面的相对重要性 (例如，父母对犯罪有着更大的影响)，而不是关心双亲纽带的交互影响。这些研究产生了不一致的结果。例如，约翰逊(1987)发现在预测犯罪方面父亲的作用比母亲的作用大，而克罗恩和梅西(1980)则发现在预测犯罪的问题上,测量与母亲情感关系的量表比相应地用来测量与父亲情感关系的量表更好。
模棱两可的结论可能是两个因素影响的结果。首先，研究者在分析中不一定分析了父母和孩子的性别。社会学习理论(强调建模和模仿)预测，对父亲的弱依恋影响着男孩子的犯罪行为，而对母亲的弱依恋则影响着女孩子的犯罪行为。另一方面,心理动力学模型预测跨性别的亲子依恋会产生有更大的影响(Johnson，1987；Wells和Rankin，1986)。其次, 早期的研究可能夸大了性别差异的重要性。例如,不知是约翰逊（198），还是克罗恩和梅西（1980）,在他们的分析中含有一个在统计上存在显著差异的测试。每个被分析的男孩和女孩分别被简单地报道说他们有很高的相关性。如果当这种差异的大小适度,那么统计测试的结果可能就会表明他们之间的差异是微不足道的。
总之,先前的研究是支持控制理论的。然而,这种结论几乎完全基于对母亲一方的依恋分析,对父亲一方的依恋分析,或是对双亲共同依恋的综合测量。我们沿着几个维度测量儿童对母亲和父亲的依恋的，从而分析观察他们对不同犯罪类型的共同影响。我们在父母和儿童之间进行了性别交叉测试，为的是观察是否母亲或父亲对他们的儿子或女儿犯罪有更显著的影响。我们还检查了这样的假设，即对父母一方强依恋是否和对父母双方强依恋一样可以有效地预防犯罪。最后,我们测试了在单亲家庭中的儿童对监护人父亲（或母亲）的强依恋，是否和完整家庭中的儿童对父母双方共同强依恋一样可以有效控制犯罪的假设。
操作测量
单独变量
我们亲子依恋的指标存在很高的表面效度，并与其他研究中已被开发和使用的指标紧密对应。（如；Cernkovich和Giordano，1987；Hirschi，1969）。回答以下所有问题，都是按照李克特量表的从“一点也不对“到“完全正确”的五分法进行。
儿童与母亲和父亲的亲密沟通由“我的母亲/父亲使我容易相信他/她。”这个问题来测量。母亲和父亲的家庭活动由“我的母亲/父亲和我一起做我们都喜欢做的事情。”这一问题来测量。母亲和父亲的监督由以下两个问题测量：“如果我想去某个地方，我需要问一下我的母亲/父亲是否可以。”和“我的母亲/父亲让我制定我必须要遵守的规则。”标准化的alpha;可靠性系数two-item指数为0.66的母亲监督和0.60的父亲监督。母亲和父亲的情感认同测量由这三个问题索引:“我的母亲/父亲给我适量的感情,”“我想成为像我母亲/父亲的人,”和“我感觉我更接近的母亲/父亲”（对母亲的alpha;系数是.69，对父亲的alpha;系数是.75）。 最后,普通依恋包括所有项的组合（对母亲项的alpha;值是.66，对父亲的alpha;值是.65）。
控制变量
之前的研究表明,社会经济地位（SES）、性别、年龄、种族可能与犯罪有关（如：Canter，1982；Cernkovich和Giordano，1987；Herzog和Sudia，1973；Matsueda and Heimer ，1987）。年龄和性别也可能与家庭因素有关。例如，女孩和青少年可能被密切监督，或积极参与到家庭活动中。因此，比起男孩和大龄青年，家庭的任何因素可能会对女孩和青少年会有更大的负面影响。因此，我们在我们的多元分析中加入了年龄、SES（邓肯指数），性别和种族的讨论，控制后两个因素作为虚拟变量（0 =女孩， 1 =男孩 ,0 =白人,1 =非裔美国人）。
因变量
NSY面试官获得了最近的三个罪犯犯罪的完整描述，他们询问调查对象在过去三年里所犯的一些违法行为及次数。在那些详细描述的基础上,程序员将一些太过烦琐却不能被判定为犯罪的事件从频率估值中除去。其所阐述的犯罪事件大约80%在头三年发生，早于政府之前所做的调查（Gold和Reimer，1975）。
我们使用因子分析方法（主成分分析使用的是方差最大正交旋转法）减少个人犯罪的数量。从这个分析中显露出来四个犯罪因素。非严重犯罪（NSD）是四个项目的总和：（1）喝啤酒、葡萄酒或白酒；（2）吸食大麻；（3）使用其他药物（吸毒）；（4）旷课。通过以下两项测量财产犯罪：破坏和盗窃。严重的犯罪包括持枪或刀和盗窃汽车。家庭犯罪是离家出走和打父母的集合。总犯罪是所有这些自我报告的综合。
分析
尽管事实上独立性度量显示出从微不足道到非常严重的指标，但至少有一半，每个指标要么是0或1（仅生活在完整家庭儿童），超过90%的家庭犯罪和严重的违法犯罪显示为0或1。我们犯罪测量的扭曲本质违反了OLS的一个重要假设，即误差项应该是正态分布的。因此，我们将罪犯（一个或多个报告犯罪行为）和非罪犯（没有犯罪行为报道）一分为二，并使用逻辑回归即一种多元技术来分析数据 （分析二分因变量），在这里与随机分布错误的假设是不相关的。
逻辑回归系数被定义为概率的转换比率，即将要发生的事件（因变量=1）相对于将不会发生的事件的概率（因变量= 0）。这个比率通过自然对数来转换。如果比率的大小0和1之间，那么由此产生的系数（对数转换）则为负；如果比率大于1，那么其系数则为正。恰好数值是1的比率系数为0，因为将要发生的事件和将不会发生的事件之间没什么区别。瓦尔德估算了卡方分布的逻辑回归系数的意义。在分析中,系数概率大于0.05的统计是没有意义的。
讨论
我们的结果支持早期的研究发现，即对父母依恋进行适度的测量并发现其始终与犯罪有关。然而,我们提供了一个更完整的家庭依恋的要素详述,以及一个更严格的关于家庭过程如何影响犯罪的测试。我们的研究仅仅集中在控制理论的经验解释上——我们没有把它与其他竞争理论模型进行比较,如微分协会或应变理论。
而早期的研究（如Johnson，198
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