中学生受害者敏感性与攻击行为的关系：有调节的中介模型

赵卫国，翟雯琦，丁 雯，赵 琪

（山东师范大学，山东 济南 250358）

一、引言

攻击行为（Aggressive Behavior）是指个体或群体故意伤害他人的行为，[1]在中小学是一种常见的问题行为，[2]并严重影响青少年的身心发展。[3]海内外学者一致认为，研究青少年攻击行为的影响因素和发生机制是科学预防和有效控制攻击行为的基础。[4]

Anderson 在认知新联结理论、社会学习理论和生物学理论的基础上进行整合、拓展，提出了攻击性一般模型GAM[5]（The General Aggression Model），该模型的作用路径大致为：输入变量→激活个体内在状态→评价并决策近端过程→结果行为。其中，输入变量主要分为个人因素和情境因素，个人因素包括人格特质、态度和能力等。受害者敏感性（Victim Sensitivity）作为一种独立、稳定的人格特质，它表现为个体知觉不公正的难易程度以及对不公正所做出反应的强烈程度，[6]根据GAM 模型，受害者敏感性在路径的最前端，与攻击行为的形成存在直接关系，具体表现为，青少年越容易知觉不公正并对其反应越强烈，其出现攻击行为的概率越大。[7]除此之外，Rebecca 的研究[8]表明，在儿童和青少年群体（6～15 岁）中，受害者敏感性和攻击性行为之间存在正相关。鉴于以上论述，本文将从攻击行为的内部机制出发，尝试回答以下问题:（1）受害者敏感性与攻击行为的关系及发生的心理机制是什么？（2）该机制又会受到什么因素的调节？

Anderson 等人提出在攻击行为的形成机制中，除人格特质外，激活个体内在能力是攻击路径的关键环节。自我控制（Self-control）是指个体可以自主调节自身的行为，并使其与个人价值和社会期望相匹配的能力。[9]根据自我控制资源理论，当个体遭遇不公正事件时，对负性事件的判断、人际交互和感知都会消耗心理资源，而可利用资源的多少决定了自我控制的成败。[10]有研究表明，攻击行为在一定程度上是由自我控制的失败引起的。[11]受害者敏感性高的个体在不公的境遇中，很容易判断并知觉到不公正体验，且消极反应较为强烈，此过程会消耗心理资源，自控能力下降，[12]进而增加攻击行为发生的概率。因此，基于自我控制资源理论和以往研究，本研究提出假设H1：受害者敏感性通过自我控制的中介作用对攻击行为产生影响。

即便在受害者敏感性一样的情况下，对自我控制的作用也不同，因此可能存在调节变量。特质愤怒（Trait anger）是一种持久而稳定的人格特质，包括在愤怒的频率、持续时间和强度上稳定的个体差异。[13]根据自我控制双系统理论，[14]当冲动系统力量强于控制系统时，高特质愤怒的个体，在负性事件中很容易将捕捉到的敌意信号编码成对自身不利的信息，激发和强化个体的冲动倾向，[15]个体的自我控制失败。[16]然而，当控制系统力量强于冲动系统时，即使不公境遇不断刺激低特质愤怒的个体使其产生负面情绪，但控制系统会抑制其冲动倾向，自我控制成功。据此，本研究提出假设H2：“受害者敏感性—自我控制—攻击行为”这一中介效应的前半段受到特质愤怒的影响（图1）；与低特质愤怒的个体相比，受害者敏感性对高特质愤怒个体自我控制的影响更大。

图1 特质愤怒和自我控制在受害者敏感性与攻击行为间的假设模型

二、对象与方法

（一）对象

采用方便取样法，选取山东省两所中学的中学生835 人，剔除无效问卷后剩余806 人，有效率为96.5%。被试年龄分布为14～18 岁（15.18±1.68），其中男生415 人（51.5%），女生391 人（48.5%）；初一年级157 人（19.5%），初二年级255人（31.6%），高一年级206 人（25.6%），高二年级188 人（23.3%）；独生子女占总人数的26.8%。

（二）方法

1.攻击行为问卷（Aggression Questionnaire，AQ）[17]

选用Buss 和Perry（1992）编写的攻击行为问卷中的身体攻击（Physical Attack，PT）和言语攻击（Verbal Aggression，VA） 分量表，该量表共包括29 个项目。1～14 个项目是身体攻击和言语攻击分量表，是面对面直接攻击的形式来衡量个人攻击行为；15～29 个项目是愤怒和敌意分量表，用于衡量个人攻击的内部状态。因为本研究中讨论的攻击行为是指面对面直接攻击的形式，即身体攻击和言语攻击等外部攻击，也为避免特质愤怒量表与该问卷中的愤怒维度项目存在重叠，因此在数据分析过程中，我们仅选用攻击行为的身体攻击（Physical Attack, PT） 和言语攻击（Verbal Aggression, VA）子量表，共14 个项目。问卷采用1～5 五点计分（“1”= 完全不符合，“5”= 完全符合），得分越高表明个人倾向于表现出更大的攻击倾向。身体攻击与言语攻击分量表的Cronbach’s α 系数分别为0.84 和0.76。

2.受害者敏感性量表（Victim Sensitivity）[18]

采用陈勃、杨瑞娟等修订的公正敏感性问卷（Justice Sensitivity Questionnaire）中的受害者敏感性（VS）分量表，该量表中包含10 个项目，采用1～6 六级计分（“1=完全不同意，6=完全同意”），得分越高说明受害者敏感性倾向越高。具体题目有：“当别人从我这获利而我不能从他那获利时，我不易忍受。”“当别人的情况不应该比我更好时，我会生气。”等10 个问题。本研究中，受害者敏感性子量表的Cronbach’s α 系数为0.90。

3.特质愤怒量表中文版（The Trait Anger Scale）[19]

采用Spielberger（1999）等编制，罗亚莉、张大均、刘云波和刘衍玲（2011）翻译修订的特质愤怒量表中文版（TAS），该量表共包含10 个项目，气质型愤怒和反应型愤怒两个分量表。气质型愤怒分量表有4 个项目，反应型愤怒分量表有6 个项目，所有项目均采用1～4 四级计分（“1= 几乎不”，“4”=总是），分数越高表示其越容易愤怒。本研究中，总量表的Cronbach’s α 系数为0.81，气质型愤怒和反应型愤怒分量表的Cronbach’s α系数分别为0.73 和0.72。

4.中学生自我控制能力问卷[20]

采用王红姣和卢家楣（2004）编制的中学生自我控制能力问卷，该问卷包含情绪自我控制，行为自我控制和思维自我控制三个分量表，共36 个项目。所有项目均采用1～5 五级计分（“1”=完全不符合，“5”= 完全符合）。本研究中，总量表的Cronbach’s α 系数为0.82，情绪控制、行为控制与思维控制子量表的Cronbach’s α 信度分别为0.93，0.87，0.83。

（三）施测与统计处理

采用统一指导语，在征得学校领导和中学生本人知情同意后，由经过专业培训的心理学专业研究生以班级为单位进行团体施测，并向被试说明问卷的保密性、填写的真实性、填写的注意事项以及填写方法，完成后当场收回问卷。整个测试流程大约20 分钟。使用SPSS17.0 进行数据处理与分析。

三、结果

（一）共同方法偏差

本研究中所有变量数据均是来自于同一个体自评报告，较易产生共同方法偏差效应。为消除同源偏差对结果的影响，对数据进行Harman 单因子检验。[21]未旋转的主成分因素分析结果表明，KMO=0.83，第一个主因子解释的变异量为23.32%，小于40%的标准要求。因此，本研究不存在明显的共同方法偏差。

（二）变量的描述统计和相关分析

各变量的描述性统计及相关矩阵如表1 所示。由表可知，受害者敏感性与特质愤怒呈显著正相关，受害者敏感性与自我控制呈显著负相关，受害者敏感性与攻击行为呈显著正相关。此外，性别、年级与研究变量显著相关，因此在后续分析中作为控制变量处理。

表1 各主要变量之间的相关关系

（三）有调节的中介检验

将所有变量进行标准化处理并控制性别和年级变量，进行有调节的中介效应分析，所有分析过程均采用SPSS 宏程序PROCESS[22]进行。采用偏差校正的百分位Bootstrap 方法检验，重复取样5000 次，计算95%的置信区间，具体结果见表2。

表2 受害者敏感性与攻击行为之间的关系：有调节的中介模型

第一步，先对简单中介模型进行检验。回归分析表明，受害者敏感性对攻击行为具有显著的正向预测作用显著（β=0.15，P＜0.001）；将自我控制纳入回归方程以后，受害者敏感性对攻击行为的预测作用不再显著（β=-.003，P＞.05），受害者敏感性负向预测自我控制（β=-0.10，P＜0.001），自我控制能够显著负向预测攻击行为（β=-0.36，P＜0.001）。95%的置信区间为[-0.52，-0.21]，说明自我控制在受害者敏感性与攻击行为之间的中介作用显著。

第二步，采用Process 插件检验有调节的中介作用（特质愤怒）（model 7）。回归分析表明，受害者敏感性能够显著负向预测自我控制（β=-0.14，P＜0.001），特质愤怒能够显著负向预测自我控制（β=-0.33，P＜0.001），受害者敏感性与特质愤怒的交互项对自我控制行为具有显著的负向预测作用（β=-0.01，P＜0.001），95%的 置 信 区 间 为[0.003，0.014]，不包含0。这一结果说明，特质愤怒对“受害者敏感性→自我控制→攻击行为”这一中介路径的前半段起调节作用。

为了揭示特质愤怒是如何调节受害者敏感性对自我控制的影响，根据特质愤怒的取值进行高低分组（正负一个标准差上下）。当特质愤怒水平较低时（-1 SD），受害者敏感性对自我控制的负向预测作用较小（b=0.05，P=0.52），95% 的置信区间为[-.046，.0275]；当特质愤怒水平较高时（+1 SD），受害者敏感性对自我控制的负向预测作用较大（b=0.36，P＜.001），95%的置信区间为[.0079，.0130]（图2）。

图2 特质愤怒对受害者敏感性与自我控制之间关系的调节作用

四、讨论

（一）自我控制的中介作用

本研究结果表明，受害者敏感性通过自我控制的中介作用对攻击行为产生影响，这与袁玉等人的研究结果[23]一致，也与我们的假设H1 一致。首先，受害者敏感性越强，攻击行为发生的概率就越高。中学生在负性事件中，若对不公平境遇较为敏感且反应强烈，攻击行为就很有可能发生。其次，受害者敏感性通过自我控制来影响攻击行为。中学生经受不公正的负性刺激后，可能会产生消极的心理反应，[24]但并不意味着攻击行为一定会发生。根据综合认知模型，在个体较难知觉不公或反应较为平缓的情况下，心理资源充足，从而可以通过自我控制阻止攻击行为的发生。[11][25]受害者敏感性低的个体可以自主调节自身行为，暂时的自我控制能够压抑并控制不良行为，从而减少攻击行为发生的概率。[26]这启示学校、社会，首先要从源头尽可能避免不公正事件的发生，没有不公正事件，学生也不会对负性事件反应强烈，也就不会无法控制自我，攻击行为也就不会发生。其次还应培养中学生做自己情绪的主人，不能以暴制暴。在做出攻击行为之前，思考自己的行为是否符合社会规范，保持理性，进而化干戈为玉帛，减少攻击行为的发生。

（二）有调节的中介模型

本研究结果表明有调节的中介模型成立，即特质愤怒调节受害者敏感性与自我控制之间的关系，与低特质愤怒中学生相比，高特质愤怒中学生更容易受到受害者敏感性对自我控制的影响，特质愤怒越高，受害者敏感性对中学生自我控制的影响越大，这与Lotte 等人的研究[27]相一致。

以往研究表明，在相同的事件中，不同特质愤怒水平的个体会因为在敌意的加工过程方面存在差异，从而对其后续行为也产生不同的作用。[28]结合Maas 和Vanden Bos 基于认知—经验理论[29]提出的观点，如果个体处于理性状态，即低特质愤怒的个体在负性事件中，纵使会产生愤怒等负性情绪，但内心较为理智，所以个体保留了较多的心理资源去维持自控能力。若个体处于经验加工状态，即高特质愤怒的个体遭受不公正事件时，相关的经验系统被激活，若个体的受害者敏感性较低，则较难知觉到不公平，经验系统无法继续消耗心理资源，个体尚能保持自我控制能力；若个体的受害者敏感性较高，此时，心理资源被知觉评价，反应决策等过程消耗，自我控制几乎不起作用，经验加工将直接催化负性情绪产生，如愤怒等，继而出现相应的攻击行为。由于在心理成熟度，社会经历等方面的差异，青少年的表达更倾向于表达愤怒等负面情绪。[30]Deng 等人研究[31]发现，中国青少年更倾向于使用那些降低其情绪体验的调节策略，比如转移注意力、重新对问题做出思考等。这启示我们，在对中学生进行心理健康辅导时，要注意培养学生对愤怒情绪的解读[32]和控制，[33]运用理性分析的方式去干扰以感性的判断过程，[34]这样可以缓解中学生对不公正的愤怒情绪体验，[35]并培养学生将自己的愤怒情绪解读合理化，把愤怒反应降到最小。[36]

五、未来研究方向

首先，本研究关注于人格特质（受害者敏感性、特质愤怒）与能力（自我控制）对攻击行为的影响，但是在对攻击行为的内部作用机制的研究中还有更多潜在的中介以及调节变量，例如学校环境、学业压力、同伴交往等因素值得探讨。其次，本研究是基于学生自我报告的横断设计，未来可以考虑使用追踪研究来探讨受害者敏感性与攻击行为之间的关系，以及采用实验法考虑研究在不公正事件中，愤怒情绪爆发的临界值。最后，本研究仅选取了受害者敏感性，而公正敏感性包括受害者敏感性、得益者敏感性、犯过者敏感性和观察者敏感性，目前鲜有文献研究其余三种公正敏感性对于攻击行为的影响，所以这四种公正敏感性的影响作用可能不同，未来研究可以对此假设进行进一步论证。