青少年自尊与攻击的关系：中介变量和调节变量的作用，本文主要内容关键词为：变量论文,青少年论文,中介论文,作用论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
分类号 B844
1 问题提出
如同Baumeister所认为的，自尊（self-esteem）是对自我进行的整体积极性评价，这种整体的自尊对个体行为发展有重要影响[1]。例如，它可能影响个体的攻击性（aggression）。攻击性往往伴有敌意和愤怒等情绪，并体现为言语攻击和身体攻击等外部行为[2]。然而，关于整体自尊和攻击性的关系却为当前很多研究者所争论。
一般传统的观点认为，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。Donnellan认为对低自尊与攻击性的关系有以下三种主要理论解释取向[2]。Rosenberg的社会连接理论（social-bonding theory）认为，低自尊削弱社会连接，从而减少了与社会规范的一致性，增加了犯罪。人本主义心理学家Rogers认为，缺乏无条件的积极自我关注会导致心理问题，包括攻击性。新弗洛伊德主义者也提出了低自尊导致攻击的观点，如Horney和Adler的理论认为，侵犯和反社会行为产生于自卑感，而自卑感源于童年期经历的拒绝和羞辱；Tracy和Robins认为，个体要保护自己免受由失败带来的外部斥责造成的自卑和羞耻，这导致了对他人的敌意和愤怒，从而产生了攻击行为。总之，这三种理论都认为，攻击部分地源于低自尊。并且也有多个实证研究表明低自尊与高攻击性有关[2，3]。例如，Donnellan用三个子研究考察了自尊与攻击之间的关系，对自尊的测量都采用了Rosenberg的自尊量表，对攻击性的测量有所不同，在前两个子研究中分别用问题行为量表中与攻击有关的项目进行测量，都表明自尊与攻击呈负相关，在第三个子研究中采用。Buss和Perry编制的攻击量表进行测量，结果也表明低自尊与高攻击有关，二者的相关系数为－0.30[2]。
但是传统的观点现在遭到了质疑，有研究者提出了高自尊预测高攻击的观点[4]。这些研究者认为攻击行为如打架，是一种需要勇气和信心、并且带有冒险性的行为，而寻求冒险是高自尊者的典型特征，他们更可能表现出攻击性。低自尊的个体相反对自己的能力缺乏信心，在许多带有冒险以及挑战性的情境中，首先想到的是失败，因此他们往往是避免而非主动寻求这种情境，即便是做出一些攻击性的行为，其攻击目标往往是那些相对自身来说比较无助或身体不强壮的人，如成年人选择孩子作为攻击对象，在学校中找低年级孩子的茬[4]。因此总体上是高自尊者的攻击水平相对较高。但一项关于欺负的研究表明欺负／受害类（即被试表现出攻击行为，但是在攻击行为中充当的是受害者的角色）的自信程度较低[5]。这间接表明有攻击性的个体其自尊水平不一定高。
关于自尊和攻击的第三种观点认为自尊和攻击没有关系。例如，“受威胁的自我”理论（threatened egotism theory）指出，真正和攻击性有关的是自恋，而非自尊[1]。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，虽然一般其自尊水平比较高（也有极少数较低），但是与高自尊不同，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、不稳定的自我肯定很可能对别人产生威胁，甚至导致暴力事件的发生。Baumeister和Bushman在1998年的研究中，采用Rosenberg的问卷以及Janis和Field的有关问卷测量了自尊，采用Raskin和Terry的问卷测量了自恋人格，并将攻击分为三种类别，即针对侮辱的报复性攻击、转移性攻击（即被试被侮辱却攻击另外的人）、无缘无故性攻击（即被试被称赞而非侮辱却去攻击称赞者），然后考察了自尊、自恋与攻击的关系。结果表明，在三种攻击之中，自尊和攻击之间均无显著相关，而有自恋人格特质的被试攻击性较高[6]。这说明影响攻击的不是自尊而是自恋。
综上，目前关于自尊与攻击的关系，研究者或者认为二者有负相关，或者有正相关，或者认为二者完全没有关系。为确定孰是孰非，有必要重新检验二者的关系。更重要的是，关于同一问题形成的三种观点之所以差异如此之大，其中的原因之一或许在于没有深入考察影响二者关系的“第三变量”，即中介变量和调节变量。
中节变量和调节变量都能够解释预测变量与因变量之间的关系，但是二者有差别。如果在考察预测变量对因变量的影响时，预测变量通过变量M来影响因变量，就称M为中介变量[7]。中介变量所起的作用是间接效应，用来说明预测变量是怎样通过它而影响因变量的。在检验中介效应或者中介作用时就要考察三个变量之间的关系。首先假定预测变量与因变量之间有显著的相关，预测变量与中介变量也存在显著的相关，当中介变量加入时如果预测变量与因变量之间的相关或者回归系数显著降低，就可以认为中介效应较为明显，当该回归系数降低到0时，称为完全中介作用[8，9]。而调节变量的含义与此不同。如果预测变量与因变量的关系是变量M的函数，就称M为调节变量[7]。具体说，调节变量能影响预测变量与因变量之间关系的方向（正或负）以及强度[10]，调节变量可以是定性的（如性别、种族、学校类型），也可以是定量的（如年龄、受教育年限等）[8]。当预测变量与因变量的关系强度时强时弱、或者方向上有所改变时，常常要考虑到调节效应[11，12]。如前所述，关于自尊与攻击性的关系的方向和强度的结论并不一致，如果能加入某些重要的中介或调节变量一并考察，可能会更好地说明二者之间的关系。
基于对有关理论和研究结果的分析发现，自控和同伴关系或许是影响自尊和攻击之间关系的“第三变量”，有可能分别发挥中介或调节作用。Gottfredson关于犯罪的一般理论（the general theory of crime）指出，所有的犯罪以及问题行为的核心在于缺乏自控（self-control）[13]。家庭环境首先对其成员自控的形成与否负有主要责任，如果缺乏亲社会的教育，儿童或青少年很难发展其自控能力。而缺乏自控的个体是冲动的、目光短浅的、不上进的、固执的、易冒险且粗鲁的，并且不关心对他人造成的痛苦，倾向于自我中心或者对他人感觉迟钝。该理论还指出，低自控的个体在现实生活中倾向于表现出不稳定的婚姻、同伴关系以及工作，并且在形成与保持友谊方面存在困难，倾向于与他人结束友谊关系，而加入由缺乏自控的个体组成的群体，并表现出较多的攻击行为。只有通过改善自控这种内部心理特质，犯罪以及问题行为才能得以阻止[13]。这一理论被证实能够解释东方人的犯罪以及问题行为[14]。按照Gottfredson的理论，我们认为自控与攻击等问题行为有着直接的联系，而其他心理特质对攻击的影响可能得通过自控才能其作用。因此，本研究将探讨青少年被试的自控在自尊与攻击的关系中是否起着中介作用，即自尊是不是通过自控才能实现对攻击的影响。
同伴关系在青少年个性与社会性的发展过程中起着很重要的作用，与攻击行为的发展也密切相关。同伴关系不良的儿童缺乏向同伴学习社交技能的机会，致使缺乏运用问题解决策略来处理人际冲突的方法和技巧，并且控制自身行为的能力得不到锻炼；而且由于遭到同伴拒绝会对别人的信息产生错误的归因，对别人产生敌对的态度，这些都强化了攻击行为的表现。研究表明，同伴拒绝与随后的攻击等外部行为问题有关[15]；对10岁儿童4年的追踪研究表明，关系攻击与高社会影响、低社会喜好有关，而身体攻击与社会影响有关[16]。Gottfredson指出低自控的儿童更有可能被其同伴拒绝，并选择进入相似的、有问题行为的群体，而更倾向于表现出问题行为[13]。因此，本研究将探讨同伴关系对于自尊和攻击性之间的关系是否有调节效应，同时考察其对自控——这一假设的中介变量是否有调节作用。
综上，本研究主要探讨青少年自尊与攻击之间的关系，以及自控在自尊和攻击之间可能的中介作用，同伴关系对自尊和攻击关系可能的调节效应，同时研究同伴关系是否对于自控有调节效应。
2 方法
2.1 被试
从河北省某县城的一所初中和一所高中的每个年级（初一至高三）分别整班选取两个班的学生为被试，共获有效被试705人，其中男生309人，女生396人；初中一、二、三以及高中一、二、三年级的被试分别为124、108、107、130、120和116人，其平均年龄分别为15.01±0.49、15.84±0.78、16.63±0.76、16.97±4.15、18.81±0.76和19.85±0.78岁，所有被试平均年龄为17.19岁。
2.2 工具
对攻击的测量采用Buss和Perry编制的攻击量表（The Aggression Questionnaire）[17]。该量表采用5级评分，其中1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，2、3、4分别表示其间的不同程度。要求被试从中选择最合适的一个数字代表自己实际情况与所描述的攻击行为的相符程度。量表共29个项目，其中两个项目反向记分，即项目9（我是一个比较冷静的人）和项目16（我认为根本没有任何理由去打别人），在对这两个项目进行反转处理之后，所有项目得分的平均分越高表示攻击性越严重，较多包含身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意等方面的内容。此量表在攻击性的测量中表现出很好的信效度[18]。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.80。
采用Rosenberg编制的自尊量表（SES）对青少年的自尊进行测量。该量表采用四级评分，1表示非常不符合，2表示比较不符合，3表示比较符合，4表示非常符合；量表由10个项目组成，其中项目3、5、9、10为反向计分题，在进行数据处理之前，将被试在这4个项目上的得分进行反转，求出所有项目的平均分代表被试的自尊水平，分数越高说明被试的自尊程度越高。该量表在关于自尊的测量中广泛使用并表现出很好的信效度[3]。在本研究中，自尊量表的内部一致性信度为0.81。
采用自编自控问卷对青少年的自控进行测量。该问卷采用4级评分，1表示完全符合，4表示完全不符合，2、3代表其间的不同程度。要求被试从中选择最合适的一个数字代表自己的实际情况。量表共有12个项目，包含检测情绪自控以及行为自控的项目，如“遇到让我很生气的事时，我担心自己会变得狂怒不已”这一项目主要考察被试对愤怒情绪的控制，而“我很难改掉自己鲁莽行事的毛病”一项主要考察被试对自己行为的控制。在处理之前对所有项目进行反转处理，而后求其平均分，分数越高表明自控能力越好。该量表在本研究中内部一致性信度为0.74。
采用同伴提名法对青少年的同伴关系进行测量。同伴提名包括正向提名和反向提名两部分，要求被试分别列出在本班中最喜欢和最不喜欢的三个同学的名字。根据有关程序[19] 计算出被试被正向提名（ML）和反向提名（LL）的次数，然后以班级为单位将正向、反向提名次数标准化，二者之差为社会喜好分数（SP），二者之和为社会影响分数（SI），在此基础上将被试的社会地位分成五类：受欢迎组（SP＞1，ML＞0，LL＜0），被拒绝组（SP＜－1，ML＜0，LL＞0），被忽视组（SI＜－1，ML＜0，LL＜0），有争议组（SI＞1，ML＞0，LL＞0）和普通组（所有其他青少年），各组人数分别为139、105、144、41、276。以往国内的研究表明该方法具备良好的有效性和可靠性[9]。
3 结果
3.1 自控的中介作用
对自尊和攻击两个变量进行相关分析，二者相关系数为－0.21，p＜0.01，这说明被试的自尊水平越低，攻击水平就越高。该结果还表明可以进行下一步的中介作用检验。
假定自控是自尊和攻击之间的中介变量，建立图1的模式图。根据中介变量的定义[7～9]，采用强迫进入法进行下列回归分析考察自控是否实际具有中介作用。首先，以攻击为因变量、自尊为预测变量进行回归分析时的未标准化的回归系数
＝－0.21（p＜0.001），决定系数
＝0.04；然后，以自控为因变量、自尊为预测变量的回归分析表明，未标准化的回归系数
＝0.44（p＜0.001），决定系数
＝0.10；最后，以攻击为因变量、自尊和自控为预测变量的回归分析的结果中，自尊对攻击的未标准化的回归系数
。这些结果表明，回归方程加入自控变量后，自尊对攻击的回归系数不再显著，说明自控在自尊对攻击的预测中起着完全中介作用。
图1 自控在自尊和攻击关系中的中介作用
除了直观地根据回归系数的变化说明中介作用外，采用下述统计方法可以对中介作用进行更为准确的检验。检验的方法有三种：Sobel检验，公式为Z＝ab／
；Goodman Ⅰ检验，公式为Z＝ab／
；GoodmanⅡ检验，公式为Z＝ab／
。其中a是预测变量到中介变量的未标准化的回归系数、b为与预测变量一起预测时，中介变量到因变量的未标准化的偏回归系数，
分别为a与b的标准误。这三种检验在严格程度上有所不同，Goodman Ⅰ检验最严格，Sobel检验次之，GoodmanⅡ检验与前两者相比严格程度较小，但是其本质相同。表1提供了自控在自尊与攻击之间中介作用检验的结果，三种统计检验都一致表明了自控作为中介变量的显著作用。表1中的a（0.44）与b（－0.43）的乘积为－0.19，这即为中介效应，而自尊作为预测变量对因变量攻击的回归系数（－0.21）即为总效应，中介效应与总效应的比值为0.90，这说明中介效应能非常有效地解释预测变量和因变量的关系。
3.2 社会地位的调节作用
如2.2部分所述，我们根据同伴提名将被试分成了五组，分别为受欢迎组、被拒绝组、被忽视组、有争议组和普通组，然后对这五种社会地位的被试进行以自尊为自变量、攻击为因变量的多组回归分析，以检验同伴关系的调节作用，结果见表2。
从表2可以看出自尊与攻击之回归方程，其解释率以及其显著性水平随着被试分组的不同而有所改变，其顺序为被拒绝组解释率最高，然后分别是普通组、受欢迎组、被忽视组，有争议组最低。可见，虽然社会地位不影响自尊和攻击二者关系的方向，但影响二者关系的强度，这说明社会地位对自尊与攻击的关系存在调节作用。
3.3 社会影响对自控中介作用的调节
社会影响指个体被同伴注意的程度，在本研究所用同伴提名法中用标准化后的正向提名与反向提名之和表示。在此，主要检验社会影响这一同伴关系的指标对中介变量自控的调节作用。Muller、Judd和Yzerbyt[20]指出有调节的中介效应是指中介变量对预测变量与因变量关系的中介作用的大小依赖于调节变量。具体来讲，有调节的中介效应体现为预测变量对中介变量的影响程度取决于调节变量，或者是体现为中介变量对因变量的影响程度取决于调节变量，或者是两者兼有。图2提供了社会影响对中介变量自控的调节作用示意图（图中实线代表确证的路径，虚线表示可能有但实际未被证实的路径）。具体通过如下步骤考察这种有调节的中介效应。
图2 社会影响对中介变量自控的调节作用
首先，在进行对中介作用的调节效应分析之前对中介变量自控、调节变量社会影响以及预测变量自尊进行中心化处理（减去各自的均值），以避免多重共线性的影响，以此为基础计算自尊与社会影响、自控与社会影响的交互作用项。
然后，以自尊、社会影响以及这两者的交互作用项一起作为预测变量，以自控为因变量采用强迫进入法进行回归分析。结果表明，整体模型具有统计显著性，但是交互作用项对自控的影响未达到显著水平（p＜0.05），这说明社会影响在自尊与自控之间未存在调节效应。
最后，以自尊、社会影响、自控、自尊与社会影响的交互作用项以及自控与社会影响的交互作用项一起作为预测变量，以攻击为因变量进行回归分析，主要考察社会影响对自控与攻击的调节作用，具体结果见表3。从表3可以看出，自控与社会影响的交互对攻击的预测作用显著，这说明社会影响对自控与攻击的关系存在调节作用。前面的结果分析已经表明，对自尊与攻击的关系而言自控是一个中介变量，而这里的分析表明这个中介变量对攻击的影响为社会影响所调节，因此可以认为社会影响对自控的中介效应起着调节作用。
表3 社会影响对自控中介作用的调节
预测变量 B(SE)
常数项
2.35(0.02)***
自尊 -0.01(0.04)
自尊与社会影响交互
-0.01(0.03)
社会影响 0.04(0.01)**
自控 -0.43(0.02)***
自控与社会影响交互
-0.07(0.02)***
4 讨论
本研究表明低自尊与高攻击性有关（r＝－0.21），而Donnellan等人的研究[2]所发现的二者的相关为－0.30，虽然两个研究中相关数字的大小略有差异，但是本研究支持了低自尊的个体易表现出攻击行为[2，3]的说法。对于这一现象，如前文所提及的，社会连接理论、人本主义理论和精神分析理论都作了特定的解释。总体上看，低自尊个体与社会联系较少，对社会规范的认识以及掌握比较滞后，移情能力以及社会问题解决能力也不充分。这些使得在面临相同的挫折情景时，与其他人相比低自尊个体更容易产生攻击情绪，加之其解决问题的方式比较单一，而且对社会规范认识不清晰，因此更倾向于表现出攻击行为。
虽然本研究结果支持了Donnellan等人的说法，但是前人关于自尊与攻击关系的研究结果表现出不一致性，如有些人为高自尊与高攻击性有关[4]，有些人为自尊与攻击性没有任何关系[6]。为了说明这种不一致现象存在的原因以及二者之间关系的本质，我们加入了除自变量、因变量之外的第三种变量即中介变量或调节变量，以求在三者关系甚至是四者关系的检验中重新审视自尊与攻击两者之间的关系。
对自控中介效应的检验说明存在完全中介效应，即自控在自尊与攻击的关系中处于完全中介变量的地位。但是中介效应以及中介变量包含更多的是统计学意义，而本研究重点探讨的是自控这种中介效应在心理学层面上的意义。中介变量的作用在于自尊通过自控对攻击产生影响。具体来说，低自尊个体由于缺乏社会交往的机会，其亲社会教育不够充分，因此其自控能力较弱。而Gottfredson认为所有问题行为的中心在于缺乏自控，任何心理特质对攻击性的影响需通过自控才能起作用[13]，可见自控在其他心理特质与攻击之间起着桥梁的作用，自尊也不例外。可以说，低自尊者由于降低了自控的水平而表现出较高的攻击性水平。
本研究还考察了同伴关系对自尊与攻击关系的调节效应。从结果可以看出，对五种社会地位被试的回归方程未标准化的回归系数以及解释率有所不同，表明由于进行了社会地位的区分使得自尊与攻击之间的关系强度产生了改变或波动。具体讲，被拒绝组自尊和攻击的关联强度最强，然后是受欢迎组和普通组，被忽视组再次之，最后是有争议组。由此可见，社会地位对自尊与攻击的关系有调节效应。以往研究也表明被拒绝的儿童其攻击性较强[14]，可以解释为被同伴拒绝的个体缺乏正常的同伴交往，而同伴在个体社会化进程以及亲社会行为的发展中起着较重要的作用，当面对社会问题情境时被拒绝者往往只是采用攻击这种本能的保护机制。对于有争议组被试，自尊和攻击的关系不显著，可见，至少对于这一特殊群体而言，Baumeister所提出的自尊与攻击无关的观点[6] 是适用的；对于其他组被试而言，低自尊与高攻击性有关的观点都是适用的，虽然二者关联程度不一。
本研究最后还考察了有调节的中介效应，其中自控是中介变量，社会影响是中介变量的调节变量，即社会影响对自控中介效应的调节作用。由于中介的作用类似于桥梁的作用，联系预测变量与因变量，它可以体现在与自变量的关系和与因变量的关系这两方面，所以对中介效应的调节作用也表现在对这两方面是否有改变或影响上。本研究检验了社会影响对自尊和自控关系的影响、以及对自控和攻击关系的影响，结果表明对中介的调节作用主要体现在对中介变量自控与因变量攻击关系的调节上。
通过对中介作用和调节作用的检验能够更为清晰地理解自尊与攻击之间的关系，同时中介变量和调节量的含义与应用也比较明了，下面结合本研究对中介变量以及调节变量进行比较以加深对其理解。首先，中介变量自控的介入是为了说明自尊是如何影响攻击的，三者之间在逻辑上有比较明确的因果关系，即：自尊影响自控，自控影响攻击，自尊通过自控影响攻击；而调节变量同伴关系的介入是为了说明自尊在什么时候对攻击的影响较大，三者之间不一定要有严密的因果关系。其次，两种变量在模型中的位置也不尽相同。中介变量与预测变量、因变量严密的因果关系决定了它在预测变量之前、因变量之后；而调节变量和预测变量在因变量之前，调节变量可以在预测变量前也可在预测变量后。最后，中介变量与调节变量的功能也有所不同。中介变量主要是代表一种内部机制，通过这种内部机制预测变量对因变量起作用，而调节变量主要是影响预测变量与因变量之间关系的强弱与方向。但是，两者也有统一的时候。如果调节变量通过某一中介变量起作用，就称此调节变量为有中介的调节变量（mediated moderator）[8]，如果中介变量的效应受到某一变量的调节影响，则称这个中介变量为有调节的中介变量（moderated mediator）。本研究证明了后一种情况，那就是社会影响能调节自控的中介效应。
综上所述，本研究对自尊和攻击关系的考察，如果在最简单的二变量关系意义上看，二者有负相关，即低自尊预测高攻击。如果在三变量关系层次上看，自控可以被视为自尊影响攻击的一个中介或桥梁；而被试的社会地位不同会调节或改变自尊和攻击关联的强度。如果在四变量关系层次上考察，研究还发现自控对自尊和攻击关系的中介作用受到社会影响变量的调节。由此推而广之，研究所考察的同时有关联的变量的数量或性质的不同将影响结论。今后对自尊和攻击关系的研究，如果引入不同的第三或第四变量，乃至更多的变量，都将影响我们对自尊和攻击的关系的认识，这正是将来值得尝试的研究思路。
5 结论
（1）低自尊与高攻击有关；
（2）自控在自尊与攻击的关系中起着中介作用，即自尊通过自控影响攻击；
（3）同伴关系，具体来讲社会地位对于自尊与攻击的关系起着调节作用，影响二者关联的强度而非方向；
（4）社会影响对于自控的中介效应起着调节的作用。
收稿日期：2006—09—26
国家社会科学基金资助项目（05CSH014）。