社会支持对社区矫正青少年的增权作用研究
摘要：社会支持能够有效促进社区矫正青少年的增权，进而促进其矫治效果的改善。本文利用全国性调查数据，基于线性回归模型和结构方程模型的方法，对社会支持的内在结构关系及其对社区矫正青少年增权作用的影响路径进行研究。结果显示:首先，社会支持对于社区矫正青少年的增权作用产生显著作用，其中情感支持和支持利用度对其产生显著促进作用，而工具支持则产生显著抑制作用。第二，工具支持和情感支持都对支持利用度产生显著正向促进作用。第三，情感支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进效果。第四，工具支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进作用。
关键词：社会支持结构；社会矫正青少年；增权作用；影响路径
1、导论
当前犯罪低龄化趋势明显，针对青少年犯罪的行刑方式发生了从惩罚到矫正的转变。因而社区矫正成为我国青少年犯罪主要的行刑方式。保护优先原则、刑罚的年龄适用以及行刑社会化的趋势是促成这种转变的主要因素。对于社区矫正制度，社会支持是其本质性特征。故社会支持能够有效提升社区矫正对象的矫治效果。那么，研究社会支持对于社区矫正青少年的作用机制具有较大的理论和实践意义。
回顾以往研究可概括为三方面:第一，支持状况分析。社区矫正青少年的社会支持呈现断裂与重构特征，从物质生活、求职就业、精神需求三方面，家人给予极大的支持，但社区、政府和社会组织的支持较少。整体而言，社区矫正青少年面临社会支持资源不足、力度不强、缺乏整合的困境。第二，影响因素分析。性别、年龄、婚姻状况、居住状况、矫正时问等因素与社区矫正青少年的社会支持显著相关，其中男性、己婚者以及与家人同住者拥有更多的社会支持，年龄与社会支持呈负相关，而矫正时问与社会支持呈正相关。第三，作用机制分析。社会支持能够促进社区矫正青少年的有效矫治和处境改善。完善的社会支持系统促进社区服刑人员回归社会。客观社会支持、主观社会支持以及社会支持利用度对于社区矫正青少年的精神健康具有显著改善作用。
青少年社区矫正是社会工作服务的重要领域。社会工作的理念和实践强调对于服务对象的增权(Empowermen），即自发的和内生性的行动能力及改变意愿的提升，并将其付诸实践用于改善自身处境和促进自我发展。增权是社区矫正所要达到的目标，社会支持对于社区矫正具有重要促进作用。司一以说，社会支持本身就是对社区矫正青少年增权的过程。那么社会支持与社区矫正青少年的增权之问具有怎样的关系呢?以往的研究中较少涉及，赵海林、金钊（2006）以青少年社区矫正为例，认为充权是弱势群体社会支持的新视角，但并未涉及社会支持与增权的关系。郑永君（2017）考察社区矫正青少年的社会支持的增权机制，但对于社会支持的内部结构关系及其对增权的作用缺乏细致考察。有鉴于此，本文将利用大规模调查数据，运用定量研究方法，通过回归分析和路径分析，研究社会支持对社区矫正青少年的增权作用。
2、研究设计
2.1变量设计与测量
本文的因变量是社区矫正青少年的增权状况。增权是一个复杂的社会工作学概念，包括不同层次。一些学者认为增权包括个人、人际和政治层面，另一些学者认为增权涉及个人、组织和社区层面。本文以社区矫正青少年为调查对象，关注于社区矫正青少年自身的增权状况，是个人层面的增权。个人层面的增权聚焦于个人发展、个人权力感和自我效能感③。具体而言，包括参与行为、施加控制的动和以效能和控制感④。总结以往研究，个体层面的增权实质上是服务对象自我权能的提升和增长的过程，我们利用社区矫正青少年自我效能表示其增权状况。通过“感觉自己被信任、感觉自己被尊重、感觉自己被理解、能够得到他人的帮助、感觉自己对他人有帮助”五个问题进行测量，其中选项“完全不符合、不太符合、不确定、比较符合、完全符合”分别计为1-5分。对五个项目进行可靠J胜分析，Cronbach's Alpha值为0.923，表明具有较好的内部一致性和可靠性。通过主成分法因子分析后，提取出一个因子，命名为社区矫正青少年的增权效果。该因子的特征值为3.958，能够解释79.168%的方差变化，五个项目因子载荷分别为0.907 , 0.896 , 0.929 , 0.870 , 0.845 0
本文的自变量是社区矫正青少年的社会支持。本文将社会支持分为工具支持、情感支持和支持利用度三个维度，利用李克特量表进行测量。其中工具支持包括教育学习、心理辅导、职业技能、人际能力、工作和L会、公共服务六个项目，其Cron-bath's Alpha值为0.944，内部一致性较好。通过主成分法因子分析后，提取出一个因子，命名为工具支持。该因子的特征值为4.696，能够解释78.261 %的方差变化，六个项目因子载荷分别为0.85歇0.936 , 0.848 , 0.812 , 0.921 , 0.927。情感支持包括接纳、信任、倾听、尊重、理解五个项目，其Cronbach'sAlpha值为0.920，内部一致性较好。通过主成分法因子分析后，提取出一个因子，命名为情感支持。该因子的特征值为3.805，能够解释76.094%的方差变化，五个项目因子载荷分别为0.786,0.751,0.906 , 0.941 , 0.957。支持利用度包括社会互动和活动参与两个项目，其Cronbach's Alpha值为0.773 0通过主成分法因子分析后，提取出一个因子，命名为支持利用度。该因子的特征值为1.652，能够解释82.595%的方差变化，两个项目因子载荷分别为0.909 , 0.909。
2.2研究假设
社会支持对于社区矫正青少年的有效矫治具有促进作用，能够有效提升社区矫正青少年的内在权能感和效能感，改善其弱势地位，进而达致对于社区矫正青少年的增权作用。据此提出研究假设:
假设1:社会支持能够有效促进社区矫正青少年的增权作用。
社会支持包括工具支持、情感支持和支持利用度三个维度，因而假设1司一以细化为三个假设:
假设1.1:工具支持能够促进社区矫正青少年的增权作用。
假设1.2:情感支持能够促进社区矫正青少年的增权作用。
假设1.3:支持利用度能够促进社区矫正青少年的增权作用。
社会支持的三个维度之问存在内在逻辑结构，其内生性关系对于社区矫正青少年的增权作用产生影响，同时既有研究中己经发现支持利用度的中介效应。在社会支持的结构中，依据时序逻辑应该先有工具支持和情感支持的供给，才司-能对这些社会支持进行利用。因此支持利用度是工具支持和情感支持的产物。据此提出研究假设:
假设2:社会支持的内在结构对社区矫正青少年的增权作用产生影响。
假设2.1:工具支持与支持利用度正相关。
假设2.2:情感支持与支持利用度正相关。
假设2.3:支持利用度在工具支持和情感支持对社区矫正青少年增权作用的影响中，起到正向的中介作用。
2.3研究方法
本文主要利用问卷数据进行定量研究分析。依据研究问题和研究假设的差异，选取不同的分析方法。对于研究假设1，主要分析社会支持与社区矫正青少年增权状况的关系，我们选取回归分析方法。自变量和因变量均为数值型变量，具体分析中采取线性回归分析方法，同时将个体特征、家庭状况以及矫正特征作为控制变量纳入回归模型，利用SPSS 19.0软件进行分析。对于研究假设2，主要分析社会支持的内在结构关系以及对社区矫正青少年增权状况的影响，我们选取路径分析方法。结构方程模型（SEM）是进行路径分析的有效统计方法，基于变量的协方差矩阵来分析变量问关系，融合了因素分析和路径分析两种统计技术优势。具体分析中我们利用AMOS21.0软件进行分析。
本文数据来源于研究团队在2015年针对社区矫正对象的社会支持状况所做的全国性抽样调查。本文选取其中年龄范围从16岁至35岁的青少年社区矫正对象问卷，共计1536份调查数据进行分析。
3、社会支持对社区矫正青少年增权作用的回归分析
将社区矫正青少年的增权状况作为因变量，个体特征、家庭状况以及矫正特征作为自变量纳入线性回归分析，得到模型1作为基准模型。模型R方为0.369. F值为56.524，且模型显著，表明模型较好，解释力为36.9070。模型1结果显示，女昏姻、生育、收入、教育年限四个变量与社区矫正青少年增权状况之问不存在显著关系。性别、年龄、居住状况、民族、矫正类型和矫正时问六个变量与社区矫正青少年增权状况显著相关。具体影响机制，男J胜比女性增权状况好;年龄越大增权状况越差;自有房产者的增权状况好于租房者好于亲友借住者;少数民族好于汉族的增权状况;矫正时问越长增权状况越好。
将社区矫正青少年增权状况作为因变量，社会支持状况作为自变量，同时将个体特征、家庭状况、以及矫正特征作为控制变量进入线性回归分析，得到模型2作为研究模型。模型R方为0.640.OR方为0.270. F值为138.834，且模型显著，表明模型较好，解释力为64.0070，自变量社会支持单独的解释力为27.0070。模型2结果显示，控制变量中，J胜别、年龄、生育、收入、民族、矫正类型、矫正时问等七个变量都与因变量之问不存在显著关系。女昏姻、居住方式、教育年限三个变量对社区矫正青少年的增权状况具有显著影响，具体影响机制:未婚比己婚者增权状况好;亲友借住者的增权状况差于自有房产者差于租房者;受教育程度越高增权状况越好。
同时，模型2结果显示自变量中，工具支持、情感支持和支持利用度都与社区矫正青少年的增权作用之问显著相关。其中工具支持与社区矫正青少年的增权作用之问呈负相关，系数值为一0.076，表明工具支持增加i个单位，增权作用降低0.076个单位，与假设i.i相反;情感支持与社区矫正青少年的增权作用之问呈正相关，系数值为0.610，表明情感支持增加i个单位，增权作用增加0.610个单位，假设1.2得以证实;支持利用度与社区矫正青少年的增权作用之问呈正相关，系数值为0.307，表明支持利用度增加1个单位，增权作用增加0.307个单位，假设1.3得以证实。
总结上述分析，假设1基本得到证实，社会支持对于社区矫正青少年的增权作用具有正向的促进作用。但工具支持对社区矫正青少年的增权状况却产生抑制作用，与研究假设不符合，其内在和机制如何，我们将在卜文进一步分析。
4、社会支持对社区矫正青少年增权作用的路径分析
将社会支持中的工具支持和情感支持作为自变量，支持利用度作为中介变量，社区矫正青少年的增权作用作为因变量，依照理论分析模型，进入结构方程模型分析。模型结果显示:工具支持对于支持利用度产生显著影响，标准化参数估计值为0.127，表明工具支持增加1个单位，支持利用度增加0.127个单位，假设2.1得以证实。情感支持对于支持利用度产生显著影响，标准化参数估计值为0.794，表明情感支持增加1个单位，支持利用度增加0.794个单位，假设2.2得以证实。支持利用度对于社区矫正青少年增权作用产生显著影响，标准化参数估计值为0.186，表明支持利用度增加1个单位，增权作用增加0.186个单位。情感支持对于社区矫正青少年增权作用产生显著影响，标准化参数估计值为0.798，表明情感支持增加1个单位，增权作用增加0.798个单位。工具支持对于社区矫正青少年增权作用产生显著影响，标准化参数估计值为-0.123，表明工具支持增加1个单位，增权作用减小0.123个单位。
上述分析结果用路径图表示如卜图所示。图中清晰显示社会支持对社区矫正青少年增权作用的影响路径。首先，工具支持、情感支持和支持利用度分别对社区矫正青少年的增权作用产生显著影响作用，其中情感支持和支持利用度为正向相关，而工具支持为负向相关，与前文线性回归分析结果一致。第二，情感支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进效果。第三，工具支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进作用。
5、基本结论
利用全国性调查数据，运用回归分析和路径分析方法，对社会支持的内在结构关系及其对社区矫正青少年增权作用的影响机制进行研究。首先，社会支持对于社区矫正青少年的增权作用产生显著作用，其中情感支持和支持利用度对其产生显著促进作用，而工具支持则产生显著抑制作用。第二，工具支持和情感支持都对支持利用度产生显著正向促进作用。第三，情感支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进效果。第四，工具支持通过支持利用度的正向中介作用对社区矫正青少年的增权作用产生显著促进作用。
上述结论对于促进社区矫正青少年的增权和有效矫治具有重要政策意义。工具支持更多的是正式支持，来自于社区与政府部门，情感支持更多的是非正式支持，来自于家人、亲戚和朋友，支持利用度则源自社区矫正青少年自身。第一，情感支持和支持利用度显著促进社区矫正青少年的增权作用。同时，情感支持通过支持利用度的正向中介作用显著促进社区矫正青少年的增权作用。故而家庭、亲戚和朋友等主体应当促进对于社区矫正青少年的情感性社会支持，并提升其利用度。第二，工具支持对于社区矫正青少年的增权作用具有显著抑制作用，但通过支持利用度的正向中介作用又会显著促进社区矫正青少年的增权作用。因此，社区与政府部门不仅仅只需要提供就业培训、就业机会等工具支持，更为重要的是提升社区矫正青少年的支持利用度，将工具支持真正传递落实，才能有效提升其权能，促进矫治效果。