大学生自尊与愤怒的关系：有调节的中介作用

牛改霞， 邓 欢

(淮北师范大学 教育学院， 安徽 淮北 235000)

0 引言

愤怒是生活中常见的一种负性情绪[1]，Spielberger等[2]认为愤怒包括状态愤怒和特质愤怒两种，状态愤怒是短暂的并且伴随有不同程度生理唤醒的且强度不同的愤怒情绪；特质愤怒被广泛认为是一种人格特质，通常表现在个体对不同情境中愤怒线索的感知以及个体表现，并随之而产生相应的负性情绪.大学生目前处于情绪和人格的形成阶段，不适当的愤怒情绪的表达和控制会严重影响个体的身心健康、社会适应甚至会导致更高的暴力犯罪倾向[3].

自尊是对自我的态度体验以及情感性的评价，反映了个人对社会以及重要他人关系的主观判断[4].研究表明，自尊与愤怒密切相关，自尊可以负向地预测特质愤怒和状态愤怒，即个体自尊越高，状态愤怒和特质愤怒情绪表现得越少[5].但自尊是如何影响愤怒情绪的，有研究认为这可能是因为低自尊的个体更容易受到情绪性信息的影响，因此在面对情绪性信息时，低自尊的个体更容易产生愤怒的情绪[6]，但其潜在的作用机制，以期进一步的探讨.

社会比较是一个选择社会参照的过程，即个体将自己的某些方面与周围他人进行比较，从而做出诸如人格、能力等特征的自我评价.诸多研究表明，社会比较会影响人的情绪，相比于无比较组，个体的下行社会比较即消极的社会比较条件下，会表现出更高的愤怒情绪[7].此外，个体会基于社会比较而评估自己的能力以及管理自身情绪和维持自尊[8].影响社会比较的因素包括个体因素和环境因素两部分.自尊作为个体内因素，对个体的认知、情绪、动机、个性发展、心理健康以及社会行为都表现出重要影响和预测作用.已有研究表明，大学生自尊水平对社会比较倾向有一定的预测作用；且自尊、观念倾向对综合幸福感有显著的正向作用[9]，而愤怒情绪与个体幸福感存在显著的负相关[10].Festinger[11]的社会比较理论提出，社会比较的发生与自我概念或自我评价有关，个体对自我的态度体验以及情感性的评价即自尊的形成过程中，社会比较会作为动机去推动个体做出对自身的评价，从而形成对自己价值的认定和判断.当个体对自己价值的认定和判断在与他人进行社会比较的过程中出现偏差时，会造成个体对环境中他人的与自我的认知失调，在此基础上，个体的心理状态会发生一定的改变，尤其是长期消极的即下行社会比较过程中，在一定程度上会增加个体对自身的否定，从而引起个体的消极甚至是愤怒的情绪状态[12].据此，我们假设自尊和下行社会比较都会影响个体的愤怒情绪，同时，自尊又影响个体的社会比较倾向水平.因此，下行社会比较可能在大学生自尊和愤怒情绪之间起到中介作用.

情绪调节是指个体通过使用相应的策略和调节机制，使得自己或他人情绪在主观体验和外部表现上发生改变从而达到情绪管理和改变的目的[13].罗利等[14]的研究发现，自尊与情绪调节中的表达抑制存在显著的负相关，与认知重评存在显著的正相关.通常情况下，人们倾向于与自己相似的人进行比较作为自我评价的来源[11].有研究表明，高自尊的人倾向于进行上行社会比较作为动机的来源，而低自尊的人倾向于进行下行社会比较来提升自我价值[15].此外，影响社会比较的因素除了人格特性如自尊外，还取决于个体在生活中使用的情绪调节策略，使用表达抑制策略的个体会避免他人的不赞成或社会排斥，并使用倾向于与内在自我不同的方式表现自己[16]，因此，表达抑制较高的个体，更倾向于进行下行的社会比较，从而保护自己.此外已有研究表明，表达抑制在情绪形成的过程中相对较晚，主要是用于改变情绪的反应倾向，且表达抑制对于负面情绪的体验是没有正向影响的[16].因此本研究假设情绪调节的表达抑制在自尊与下行社会比较之间具有调节效应，在下行社会比较与愤怒情绪之间没有调节效应.

综上，本研究提出以下假设：(1)大学生自尊对愤怒有显著的负向预测作用；(2)社会下行比较在上述两个变量之间存在中介效应；(3)表达抑制在自尊与社会下行比较之间具有调节效应，即使用更多表达抑制的情绪调节策略时，自尊水平对下行社会比较的影响越大，基于以上假设，本研究构建了一个有调节的中介模型(如图1).

图1 下行社会比较、表达抑制在自尊与愤怒之间中介作用的假设模型

1 研究方法

1.1 被试

在山西某高校采用方便取样的方法收集数据，对回收到的问卷进行筛查，剔除有明显反应倾向的、答案以某种规律出现的或明显胡乱作答的以及用时非常短的问卷；最终保留有效问卷共294份，有效问卷回收率为93%.其中，男生100人(占34%)，女生194人(占66%)；年龄范围为18～24岁，平均年龄为21.37±1.09岁；独生子女118人(占40.0%)，非独生子女176人(占59.9%).

1.2 研究工具

1.2.1 自尊量表

采用1965年Rosenberg[17]编制的SES量表.共10个题项，采用四级评分，从“很不符合”到“非常符合”分别记1-4分，3、5、9、10题反向计分.总分高低表示自尊程度的高低.本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.796，信效度良好.

1.2.2 状态—特质愤怒表达量表

采用刘惠军等[18]修订的大学生状态—特质愤怒表达量表，该量表分为两个维度，一个维度是状态愤怒，包含15道题，从“1=一点也不”到“4=非常”；另一个是特质愤怒，包含10道题，从“1=完全不符合”到“4=完全符合”，该量表总共25道题.在本研究中，状态愤怒量表Cronbach’s α系数为0.973，特质愤怒量表Cronbach’s α系数为0.853.

1.2.3 社会比较量表

采用白学军等[19]修订的社会比较量表(iowa-netherlands comparison orientation measure, INCOM)的部分量表，该量表分为两个维度，共12道题，采用五点评分，从“1=非常不符合”到“5=非常符合”，中间程度的计分分别为2、3、4分；一个维度是上行社会比较，另一个维度是下行社会比较，包含6道题.将各维度内所有项目的得分相加，得到该维度的总分，分数越高代表个体越倾向于采用该比较方式.在本研究中，上行比较量表Cronbach’sα系数为0.884，下行比较量表Cronbach’sα系数为0.908.

1.2.4 情绪调节量表

采用2003年Gross等[16]编制的情绪调节问卷(ERQ)中的认知重评和表达抑制两个分量表.该问卷由10个项目组成，其中认知重评共包括6个项目，表达抑制共包括4个项目，量表采用7点评分，各个量表的总分高低表示个体使用该种情绪调节策略的多少.在本研究中的认知重评的Cronbach’sα系数为0.750，表达抑制的Cronbach’sα系数为0.651.

1.3 研究过程及数据处理

本研究采用方便取样的方法收集数据.对收集回来的数据使用SPSS22.0软件进行信度分析、描述统计、相关分析、Harman单因素检验和多重共线性的检验，并采用SPSS22.0以及Hayes的PROCESS宏程序对数据进行处理与分析[20].

2 研究结果

2.1 共同方法偏差的控制与检验

本研究对收集的数据通过匿名收集、反向项目计分等方法控制共同方法偏差并采用Harman单因素检验对共同方法偏差进行检验[21]，未旋转的探索性因子分析结果提取出特征根大于1的因子共8个，最大因子方差解释率为28.08%，小于40%的临界标准，因此本研究不存在显著的共同方法偏差.

2.2 主要变量的描述统计与相关分析

大学生自尊、社会比较、情绪调节以及状态-特质愤怒的描述统计结果见表1.

表1 大学生自尊、社会比较、情绪调节以及状态-特质愤怒的描述统计与相关分析结果

为了排除人口学变量的影响，采用偏相关统计方法，即控制年级专业等变量，考察主要变量之间的相关性，结果见表1.自尊与上行社会比较和表达抑制的相关关系不显著，与下行社会比较、状态愤怒、特质愤怒和认知重评呈现显著负相关关系.上行社会比较与下行社会比较、特质愤怒、表达抑制和认知重评呈现显著正相关关系，上行社会比较与状态愤怒的相关关系不显著；下行社会比较与特质愤怒和状态愤怒呈现显著负相关关系，与表达抑制呈现显著正相关关系.下行社会比较与认知重评的相关关系不显著.特质愤怒与状态愤怒呈现显著正相关关系，与认知重评和表达抑制的相关关系不显著.状态愤怒与表达抑制呈现显著正相关关系，与认知重评的相关关系不显著；认知重评与表达抑制呈现显著正相关关系.

2.3 不同社会比较在自尊与特质愤怒和状态愤怒之间的中介效应分析

在控制了年级和专业等变量后，自尊对特质愤怒(β=-0.48,p< 0.001)和状态愤怒(β=-0.43,p<0.001)均有显著的负向预测作用.本研究采用Hayes开发的PROCESS程序中的模型4检验社会比较中的下行社会比较在自尊与特质愤怒以及状态愤怒之间的中介效应[20].检验中使用了偏差校正的百分位Bootstrap方法来确定中介效应的显著性，结果见表2.下行社会比较在自尊与特质愤怒以及自尊与状态愤怒间的中介作用的95%的置信区间不包含0，说明下行社会比较在自尊与特质愤怒以及状态愤怒之间的中介效应显著，且分别占总效应的14.89%和14.29%.

表2 各中介效应值及95%偏差校正置信区间

2.4 表达抑制对下行社会比较中介效应的调节效应分析

由于在上述中介效应分析中仅发现社会比较中的下行社会比较在自尊与特质愤怒和状态愤怒的中介作用显著，因此，接下来仅探究情绪调节的表达抑制对自尊与特质愤怒和状态愤怒中介效应的调节效应.

2.4.1 表达抑制对自尊与特质愤怒中介效应的调节效应

依据温忠麟等[22]推荐的有调节的中介模型检验方法，先将所有变量均做标准化处理.然后，采用Hayes[20]开发PROCESS程序检验调节过程模型，检验过程中使用偏差校正的百分位Bootstrap方法来确定调节效应的显著性.首先，检验自尊与特质愤怒的关系及总效应是否受表达抑制的调节.结果显示，自尊对特质愤怒有显著的预测作用(t=-6.32，p<0.001)，此外自尊与表达抑制的交互项对特质愤怒的交互作用也显著(t=-2.68,p<0.01)(表3，方程1).然后，建立有调节的中介模型，检验下行社会比较在自尊与特质愤怒之间的中介作用的前半路径是否受表达抑制的调节.结果表明，自尊对特质愤怒的直接预测作用显著(t=-5.22,P<0.001)(方程2).自尊能显著负向预测下行社会比较(t=-3.57,p<0.001)，表达抑制对下行社会比较的主效应显著(t=5.55,p<0.001)，自尊与表达抑制的交互项对下行社会比较的预测作用也显著(t=-2.87,p<0.01)(方程3).模型估计结果验证了下行社会比较在自尊与特质愤怒起中介作用，且这一中介作用的前半路径(自尊与下行社会比较的关系)受表达抑制的调节.

表3 表达抑制对社会比较中下行社会比较中介的调节作用检验

2.4.2 表达抑制对自尊与状态愤怒中介效应的调节效应

依据温忠麟等[22]推荐的有调节的中介模型检验方法，先将所有变量均做标准化处理.然后，采用Hayes[20]开发PROCESS程序检验调节过程模型，检验过程中使用偏差校正的百分位Bootstrap方法来确定调节效应的显著性.首先，检验自尊与状态愤怒的关系及总效应是否受到表达抑制的调节.结果显示，自尊对状态愤怒有显著的预测作用(t=-5.60,p<0.001)，此外自尊与表达抑制的交互项对状态愤怒的交互作用也显著(t=-2.73,p<0.01)(表4，方程4).然后，建立有调节的中介模型，检验下行社会比较在自尊与状态愤怒之间的中介作用的前半路径是否受表达抑制的调节.结果表明，自尊对状态愤怒的直接预测作用显著(t=-4.66,p<0.001)(表4，方程5).自尊能显著负向预测下行社会比较(t=-3.57,p<0.001)，表达抑制对下行社会比较的主效应显著(t=5.55,p<0.001)，自尊与表达抑制的交互项对下行社会比较的预测作用也显著(t=-2.87,p<0.01)(表4，方程6).模型估计结果验证了下行社会比较在自尊与状态愤怒起中介作用，且这一中介作用的前半路径(自尊与下行社会比较的关系)受表达抑制的调节.

表4 表达抑制对社会比较中下行社会比较中介的调节作用检验

为了厘清表达抑制对下行社会比较的中介效应的调节作用的实质，本研究还进行简单斜率检验，并绘制简单效应分析图(图2).结果显示，在表达抑制较高的群体中，自尊对下行社会比较的预测作用显著(β=-0.68,t=-4.36，95%的置信区间为[-0.99,-0.37],p<0.001)；在表达抑制较低的群体中，自尊对下行社会比较的预测作用不显著(β=-0.14，t=-0.99，95%的置信区间为[-0.42，0.14],p>0.05).该结果表明表达抑制可以调节自尊与下行社会比较的关系，即“自尊→下行社会比较→特质愤怒”这一中介效应的前半段仅仅在表达抑制较高的群体中显著.

图2 表达抑制对自尊与下行社会比较之间关系的调节作用

3 分析与讨论

研究探讨了大学生自尊与愤怒的关系及其内在机制，为大学生身心健康、社会适应甚至是减少暴力犯罪倾向提供了理论和实证证据.研究结果发现：(1)大学生自尊与愤怒存在显著的负相关；(2)社会下行比较在自尊与愤怒之间存在中介效应；(3)表达抑制在自尊与社会下行比较之间具有调节效应，表达抑制的程度越高，自尊对下行社会比较的程度越严重.

3.1 自尊、下行社会比较与愤怒的关系

本研究发现，自尊与愤怒存在显著的负相关关系，这与前人的研究结果一致[5].这说明自尊作为个性特征，对个体有保护和适应的功能，相比于低自尊的大学生，高自尊的大学生经常得到鼓励和肯定，因此他们更倾向于关注社会中的正性信息[19]，且更容易对冒犯自己的人产生宽恕的行为，从而他们体验到的愤怒情绪会相对较少[23].同时，不同自尊水平的个体对社会比较的倾向也不相同，尽管高自尊者和低自尊者都有自我保护与保持积极的自我形象的需要.但是相比而言，高自尊的个体更热衷社会比较以及观念比较，因此二者的社会比较存在差异，高自尊者更关注自我提高且较多追求精神成就上的充实与愉悦，其负性的愤怒情绪会相对较少[9].而低自尊者太过于保护自己，比较容易受到外界环境负面因素的影响，因此相比于高自尊的个体，低自尊的大学生更加倾向于进行下行的社会比较，但也因此产生的负性愤怒情绪较高[24].在大学这个特殊的成长期，个体常常会通过社会比较来评价自己的能力、观点以及管理个人情绪[8]，因此正确引导大学生进行社会比较对个体的情绪和身心健康有重要的价值和意义.

3.2 下行社会比较在自尊与愤怒之间起中介作用

本研究在证实了自尊可以显著负向预测大学生愤怒情绪之后，进一步对下行社会比较在自尊与愤怒之间起中介作用进行了探讨.研究发现，自尊间接通过社会比较中的下行社会比较对愤怒情绪产生作用，但是不通过上行社会比较对愤怒情绪产生影响，这与已有研究一致[24].具体来讲，当大学生的自尊程度较低时，会倾向于采取下行社会比较的方式，从而更容易导致愤怒情绪的产生.这说明社会比较的不同策略会间接影响个人的情绪和身心健康.根据Festinger[11]的社会比较理论，具体而言，在人类的社会生活中，我们需要考虑与自我相关的自我概念如自尊，并通过社会比较去影响人们对自己的想法和感受，社会比较在个人和群体之间的互动起着重要的作用，并且对自我存在积极或者是消极的引导作用，而消极的下行社会比较在一定程度上会增加个体对自身的否定，从而引起个体的消极甚至是愤怒的情绪状态.该研究对于大学心理健康教育具有很大的实践启示，如大学的心理健康教育和团体辅导可以通过改善低自尊个体的社会比较策略，在一定程度上减少低自尊个体的愤怒情绪，从而提高个体的校园生活适应和减少愤怒情绪带来的校园暴力事件的发生[25].

3.3 表达抑制对自尊与下行社会比较关系的调节作用

此外，本研究还发现，下行社会比较在自尊与愤怒情绪之间的中介作用(前半路径)会受到表达抑制的调节，即表达抑制在自尊与下行社会比较之间起调节作用.具体而言，自尊对下行社会比较预测作用在高表达抑制中显著，在低表达抑制中不显著，这和已有的研究结果类似[26].已有研究表明，个体间进行下行社会比较会产生直接的积极情绪后果[16]，但是如果个体长期使用这种下行比较的策略，会造成更多消极和矛盾的负面情绪[27]，因此低自尊的个体通常优先考虑即时的情绪状态从而选择下行社会比较，而高表达抑制者对情绪的调节依赖于一种调控策略，这种策略不允许他们表达他们真正感受到的情绪，这就会导致个体产生一种深刻的自我与行为之间的不协调感[16]，因此他们更多地使用下行比较策略，从而避免别人的不认同或社会排斥，但也会因此而造成更多的负面情绪如愤怒[15].

3.4 研究不足与展望

虽然本研究结果验证了假设，对自尊与愤怒情绪关系的具体机制具有一定的参考价值，但仍存在一些不足之处:其一，本研究采用横断实证研究框架探讨大学生自尊与愤怒情绪之间的关系，然而这种研究设计并不能直接提供两个变量之间的因果关系.未来研究可采用纵向或交叉滞后等设计探讨；其二，本研究选取的样本量较少，导致该结果的生态效度不高，即推广性较差.未来研究需要扩大样本量提高该结果的生态效度.

4 结论

下行社会比较在大学生自尊对愤怒情绪的影响中起中介作用，并且这一中介作用的前半路径受到表达抑制的调节.