外显自尊与攻击的关系:内隐自尊的调节作用

何朝峰

(河池学院教师教育学院，广西宜州 546300)

一、引言

自尊与攻击的关系为许多研究者所争论。传统的观点认为，低自尊者容易在现实生活中表现出许多问题行为，如反社会或行为不良。多项研究表明自尊与攻击有显著的负相关［1－2］。但是，一些研究者提出高自尊者更容易表现出攻击［3］。这些研究者认为攻击需要勇气和信心，是一种带有冒险性的行为。而寻求冒险是高自尊者的典型特征，因而高自尊的个体更可能表现出攻击。此外，一些研究者认为自尊和攻击没有显著的相关，真正与攻击有关的是自恋［4］。自恋者的自我评价具有高度赞许性，总觉得自己比他人优越，一般其自尊水平比较高。但是，他们具有自我膨胀的特点，还具有不现实、脆弱、不稳定、自我防卫等特性。当面临自我威胁时，自恋个体是高度脆弱的，可能运用攻击作为机制来重新确立自己的自尊或者是惩罚威胁源;如果遭到别人或周围的争议，这种膨胀的、不稳定的自我很可能会对别人发出威胁，甚至导致暴力事件的发生。Bushman和Baumeister的研究发现，自尊和三种攻击之间均无显著相关，而自恋与攻击却有显著的正相关［5］。

有关自尊与攻击之间关系的研究，在结论上存在很大的差异。辛自强、郭素然、池丽萍的研究发现社会地位在自尊与攻击之间的关系中起调节作用［6］。社会地位只是在强度上影响二者之间的关系，这并不足以解释自尊与攻击之间的复杂关系。自尊与攻击的关系是否还受其他变量的影响还有待进一步的研究。

随着内隐社会认知研究的发展，研究者区分了内隐自尊和外显自尊。内隐自尊一经提出，研究者们就开始重新审视以往外显自尊与心理和行为的关系，将外显自尊与内隐自尊结合起来进行研究，探讨其不同的组合方式对心理和行为预测作用，发现内隐自尊在外显自尊与自我增强倾向［7］、心理健康［8］、自恋［9］、完美主义［10］之间具有调节作用。而内隐自尊是否在外显自尊与攻击之前起调节作用尚有待进一步的探讨。杨福义的研究发现外显自尊和内隐自尊标准分数的差值与显性自恋呈显著负相关，外显自尊和内隐自尊标准分数的差值与隐性自恋水平呈极其显著的正相关［8］。外显自尊和内隐自尊标准分数的差值与攻击有什么样的关系尚待进一步的探讨。

本研究主要探讨内隐自尊是否在外显自尊与攻击之间起调节作用，以及外显自尊与内隐自尊标准分数的差值与攻击之间的关系。

二、研究方法

(一)被试

210名高一、高二、高三学生自愿参加了该研究。测验完成后，赠送每位被试一个日记本以示感谢。其中26名被试在内隐自尊测验中错误率超过20%，按照内隐联想测验的计算原则，删除这26名被试的数据，有效被试共184名。有效样本基本情况分布见表1。

表1 有效被试的分布

(二)研究工具

1.内隐自尊IAT

内隐联想测验(Implicit Association Test，简称IAT)的测验程序采用美国Inquisit专业软件。该软件下载自http://millisecond.com网站的免费试用版本。测验中所用的属性概念词和目标概念词参照蔡华俭研究中所用词汇［11］。积极属性词和消极属性词包括评价性词语和情感性词语，且均与人的特质和情感有关。

2.Rosenberg自尊量表

Rosenberg是目前应用最为广泛的测量总体自尊的工具，大量研究表明该量表信效度良好。根据田录梅(2006)的建议，本研究将第8题正向记分。在本研究中，该问卷的内部一致性系数为0.726，分半信度为 0.747。

3.攻击问卷

对Buss和Perry(1992)攻击问卷进行修订，修订后的问卷包括躯体攻击、语言攻击、愤怒和敌意4个维度，其中躯体攻击维度包括10个项目，敌意维度包括8个项目，愤怒维度包括6个项目，语言攻击维度包括4个项目，共28个项目。在本研究中该问卷的内部一致性系数分别为:躯体攻击为0.794，语言攻击为 0.704，愤怒为 0.716，敌意为0.724，总问卷内部一致性系数为 0.850。

(三)研究程序

被试在一个单独房间里接受IAT测验，房间安静，照明适中，测验在计算机上进行。主试把测验及其要求向被试作简要介绍，然后离开房间。被试完成测验之后，接着完成计算机旁边的纸质问卷。测验完成后，主试回到房间，对被试表示感谢，并赠送被试一个小礼品以示感谢。

在测验中，被试序号由1～210依次进行，为平衡相容任务和不相容任务的顺序效应，计算机测验程序作如下设置:序号为奇数的被试相容任务在前，不相容任务在后;序号为偶数的被试不相容任务在前，相容任务在后。

(四)统计处理

把每个被试内隐测验第四部分和第七部分的反应时导入到Excel中，对数据进行初步的整理，计算出每个被试的内隐自尊值。数据的整理遵循Greenwald等人(1998)的数据处理模式:(1)反应时低于300 ms的以300 ms计，高于3 000 ms的以3 000 ms计;(2)每一组的前两次测试不纳入分析;(3)反应错误的数据不纳入分析;(4)任何一个IAT，测试错误率超过20%的被试，不纳入分析;(5)对数据进行自然对数(ln)转化。将不相容组和相容组的反应时之差作为内隐自尊的指标。

采用SPSS13.0分别进行相关分析考察外显自尊、内隐自尊与攻击的关系;考察外显自尊与内隐自尊的差值与攻击之间的关系;进行多元逐步回归分析对内隐自尊的调节作用进行检验。

三、结果与分析

(一)高中生自尊与攻击的相关分析

采用Pearson积差相关分析的统计方法，对内隐自尊、外显自尊、攻击总分及其各个维度进行相关分析，结果见表2。

如表2所示，内隐自尊与外显自尊无显著相关;外显自尊与攻击总分及愤怒和敌意维度呈显著的负相关(P＜0.01);内隐自尊与攻击总分及愤怒、敌意、语言攻击维度无显著的相关，但内隐自尊与躯体攻击有显著的正相关(P＜0.05)。

(二)内隐自尊在外显自尊与攻击之间的调节作用

根据温忠麟、侯杰泰、张雷(2005)提出的检验程序对内隐自尊的调节作用进行检验:首先，将外显自尊和内隐自尊做中心化变换;然后，分别以攻击各个维度和总分因变量，以外显自尊(X)、内隐自尊(M)、内隐自尊与外显自尊的乘积(XM)为自变量进行多元逐步回归分析［12］。在这些因变量中，只有当敌意为因变量时，XM项能够进入到回归方程中。

由表3可知，当XM项进入到回归模型，模型的测定系数由 0.163 增至 0.184，F(1，181)=4.652，P ＜0.05，即第二个回归方程的R2显著大于第一个回归方程的R2，这表明内隐自尊在外显自尊与敌意之间有显著的调节作用。

为了更好地解释内隐自尊的调节作用，以内隐自尊的平均分为界线，把被试分为高内隐自尊组和低内隐自尊组，以外显自尊为自变量，以敌意为因变量分别对高内隐自尊组和低内隐自尊组被试进行分组回归分析，结果见表4。

由表4可知，在低内隐自尊组被试中，外显自尊不能够显著预测敌意;而在高内隐自尊组被试中，外显自尊能够显著的负向预测敌意(t=－0.563，P=0.000)，外显自尊可以解释敌意总变异的31.7%。

(三)外显自尊、内隐自尊标准分数的差值与攻击的关系

为了进一步探索自尊与攻击之间的关系，考察内隐自尊与外显自尊一致性与攻击的关系，本研究分别计算出每个被试的内隐自尊和外显自尊得分在该群体中的标准分数，然后以各被试外显自尊的标准分数(ZsumS)减去内隐自尊的标准分数(ZIAT)。然后将外显自尊、内隐自尊标准分数的差值与攻击进行相关分析，结果见表5。

表2 自尊与攻击性的相关分析矩阵

表3 内隐自尊的调节效应分析

表5 外显自尊、内隐自尊标准分数的差值与攻击的相关分析

由表5可知，外显自尊、内隐自尊标准分数的差值与躯体攻击呈显著的正相关(P=0.037)，与愤怒呈非常显著的正相关(p=0.003)，与敌意呈极其显著的正相关(P=0.000)，与攻击的总分呈极其显著的正相关(P=0.000)，与语言攻击的相关不显著。

四、讨论

(一)内隐自尊的调节作用

本研究表明，内隐自尊在外显自尊与攻击的敌意维度之间的调节作用显著，对于低内隐自尊组，外显自尊不能显著预测敌意;而对于高内隐自尊组，外显自尊能显著地负向预测敌意。这一结果表明外显自尊与攻击的敌意维度之间的关系受内隐自尊的调节，有助于解释自尊与攻击之间的不一致关系。个体社会地位和内隐自尊这些调节变量的探讨，使我们更好地理解了自尊与攻击之间的关系。当然，自尊与攻击之间的关系可能还受其他变量的调节作用。在今后的研究中，可以进一步探索影响自尊与攻击关系的其他变量。

但在本研究中，内隐自尊只是在外显自尊与攻击的敌意维度之间有显著的调节作用，在外显自尊与攻击总分之间并没有显著的调节作用。这也许可能是本研究中被试的数量较少的缘故，但这种解释有待进一步的检验。内隐自尊在外显自尊与攻击之间的关系中所起的调节作用并不像在外显自尊与自我增强倾向［7］、心理健康［8］、自恋［9］、完美主义［10］之间那样显著。这也进一步说明了自尊与攻击之间关系的复杂性，这种复杂关系还有待进一步的研究。

(二)自尊与攻击的关系

在本研究中，外显自尊、内隐自尊的标准分的差值与攻击总分、敌意维度有极其显著的正相关，与愤怒维度有非常显著的正相关，与躯体攻击有显著的正相关，这表明外显自尊越高于内隐自尊，个体的攻击越强。

在现实生活当中，那些父母离异家庭青少年更多地表现出一些问题行为，比如打架等。这些儿童自尊结构可以帮助我们理解离异家庭青少年表现出的暴力和攻击。生长在离异家庭中的孩子，他们与父母之间的关系在父母离婚前及离婚以后都是不正常的，父母离异也会给个体带来更多的人际排斥，使个体对人际排斥更加敏感。自尊的社会学模型认为，不良的亲子关系以及人际排斥等因素带来的长期负面影响会逐渐被内化，最终导致个体形成低的内隐自尊;自尊的情感模型认为，如果父母离异发生在个体生命的早期，会影响个体安全型依恋的形成，从而产生消极的或不稳定的心理工作模型，形成不稳定的依恋风格，继而使个体形成低内隐自尊，这些工作模型将主导人们的思想、情感和人际关系中的行为。但在意识层面上，自我增强可能使个体以理性的方式对父母离异所带来的不良生活经验重新进行解释，并通过形成积极的外显自我评价进行补偿。最后，父母离异带来的不良的早期经验可能得到合理化的解释，从而对外显自尊几乎没有什么阴影。杨福义的研究表明来自离异家庭个体的内隐自尊显著低于来自完整家庭的个体，但其外显自尊并不低于来自完整家庭的个体［8］。也就是说，离异家庭的个体的外显自尊与内隐自尊的标准分数的差值要大于来自完整家庭的个体二者之间的差值。根据本研究所得的结果，个体的外显自尊越高于内隐自尊，则其攻击越强，这可能是来自离异家庭或者单亲家庭个体更多地表现出攻击的原因之一。

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