自尊對青少年攻擊行為的影響同伴關系的調節作用

發布時間：2019-10-19所屬分類：教育論文瀏覽：1次

摘 要： 摘要 本研究采用自尊量表(SES)、同伴關系量表(同伴接納、交往恐懼、交往自卑三個分量表)、攻擊行為問卷(AQ)對 397 名高二學生進行測試.探究自尊水平對青少年攻擊行為的影響，尤其是考察同伴關系對于自尊預測攻擊行為的調節作用.結果表明:1)自尊、同伴關系與

　　摘要 本研究采用自尊量表(SES)、同伴關系量表(同伴接納、交往恐懼、交往自卑三個分量表)、攻擊行為問卷(AQ)對 397 名高二學生進行測試.探究自尊水平對青少年攻擊行為的影響，尤其是考察同伴關系對于自尊預測攻擊行為的調節作用.結果表明:1)自尊、同伴關系與攻擊行為均存在顯著負相關;自尊與同伴關系存在顯著正相關;2)同伴接納能調節自尊與攻擊行為之間的關系，低同伴接納時，自尊對攻擊行為無顯著預測作用;高同伴接納時，自尊對攻擊行為有顯著負向預測作用，即高同伴接納減少了高自尊青少年的攻擊行為。

　　關鍵詞 自尊; 攻擊行為; 同伴關系; 青少年

　　1、引 言

　　攻擊行為(Aggressive Behavior)是指個體意在傷害他人的行為[1]，是一種在兒童和青少年身上都普遍存在的問題[2].有攻擊行為的個體往往具有適應不良的特征[3-6]，而且早期的攻擊行為還是日后諸多行為問題的良好預測指標[7].因此，有必要探討攻擊行為的影響因素及其影響機制，這將有助于對其進行科學預防和控制.

　　自尊是個體對自我價值的整體評價[8]，與攻擊行為有密切關系.Ostrowsky [9]總結了自尊與攻擊行為間的兩種可能關系:1) 低自尊導致攻擊行為:低自尊者會把自己的自卑和失敗外化為對別人的攻擊行為;或者說攻擊行為的來源是低自尊者希望通過攻擊他人來提升自己的力量感，甚至是借此方式提高自尊.這一觀點已得到國內外不少研究[10-16]的支持.2) 高自尊導致攻擊行為:攻擊作為一種具有冒險屬性的行為，是需要足夠勇氣來支持的，勇敢、自信等正是高自尊者的典型特征，因此總體上高自尊者的攻擊水平相對較高[9].而低自尊個體由于害怕失敗往往避免自己的攻擊行為[17].Bushman 等人[18]、Thomaes 等人[19]和羅貴明[20]的研究均支持了這一觀點.

　　可見，自尊和攻擊行為的關系仍舊充滿爭議，并且不同觀點都得到了一些證據支持.Ostrowsky [9]總結了研究結果不一致的多種可能原因，其中之一是自尊與攻擊行為之間可能并非簡單的線性關系.換言之，自尊與攻擊行為的關系可能存在調節變量，因為調節變量水平不同，自尊對攻擊行為的預測方向出現差異.但對于這一理論假設還缺乏足夠的實證證據，尤其是調節變量的多樣性和被試群體的復雜性使得這一假設的檢驗存在一定困難.

　　青少年正處于發展的特殊時期，其身體、社會技能的發展變化以及來自他人的評價(特別是同伴的評價)等因素都會影響青少年自我認同和自尊的發展[21].同伴關系(Peer Relationship)在青少年的發展中日趨重要，是影響青少年發展的重要環境變量.消極的同伴關系可能導致他們難以適應學校環境，產生高危行為以及行為障礙等，對同伴表現出更多的攻擊行為.而良好的同伴關系有助于青少年獲得更多歸屬感[22]、情感支持[23，24]、掌握更多社會技能[25]等，能夠調節危險因素和青少年問題行為之間的關系[26]，有助于緩解外界不良環境給個體社會適應帶來的不良影響，如內外化問題[27，28]，并起著保護性作用，比如，緩解不良家庭教養方式[29]、親子關系[30]對人格發展的消極影響等.可見，良好的同伴關系不僅直接影響青少年的發展與適應 (如攻擊行為)，也會調節其他因素與青少年適應間的關系.不過以往研究更多關注不同環境間的作用而忽略了個體因素(如自尊)與環境因素(如同伴關系)對適應的交互作用.

　　那么同伴關系是不是也可以調節自尊與攻擊行為之間的關系以及是如何調節的呢? 辛自強等[12]在探討影響青少年自尊與攻擊行為關系的中介變量和調節變量時，發現社會地位調節著兩者關系的強度而非方向，而本研究中探討的是同伴關系對于兩者關系方向的調節作用.根據 Harris 的群體社會化理論[31]，良好的同伴關系意味著個體能夠以相對和平方式解決與同伴的沖突，不良同伴關系的個體會對同伴表現出更多攻擊行為.基于此，同伴關系良好時，高自尊個體與高同伴接納兩種積極表現的良性互動使得個體適應性更好，相比低自尊個體發生更少的攻擊行為，而同伴關系不良的青少年缺少同伴的支持與保護，高自尊個體所擁有的勇氣、自信等特質成為個體攻擊行為的主要影響因素，其實施攻擊行為的可能性比低自尊個體更大.換句話說，同伴關系良好時，高自尊者可能有更少的攻擊行為;同伴關系不良時，高自尊者反而更有可能表現出攻擊行為.

　　綜上所述，本研究將以高二學生為青少年被試檢驗研究假設，綜合考察個體因素(自尊)與環境因素(同伴關系)對青少年攻擊行為的交互影響，以期為青少年攻擊行為的預防和干預研究提供一定的參考價值.

　　2 研究方法

　　2.1 被 試 采用整群取樣法，從河南省某普通高中選取高二學生 420 人，剔除無效問卷 23 份，得有效問卷 397 份，有效率為 94.5%.參與者年齡 M= 16.8，SD= 0.7.其中男生 156 人(M = 16.8，SD= 0.7)，女生 241 人 (M= 16.8，SD= 0.6).

　　2.2 工 具

　　2.2.1 自尊量表 采用 Rosenberg 自尊量表(SES)的中文版，該量表由季益富和于欣[32]引進和翻譯.量表共 10 個題目，采用四點計分(1 =“非常不符合”，4 =“非常符合”).根據田錄梅[33]的建議，由于第 8 題不適合測量中國人的自尊，在這里給予刪除，剩 9 個項目，其中第 3、5、9、10 題為反向計分，之后計算總得分，總分數越高說明被試的自尊水平越高.本次研究中該問卷的 Cronbach α 系數為 0.82.

　　2.2.2 同伴關系問卷 采用鄒泓[34]修訂的同伴關系量表，包括同伴接納、交往恐懼、交往自卑三個分量表，共 30 個項目.該問卷為四點計分(1 =“完全不符合”，4 =“完全符合”).由于反向方式陳述的項目(交往恐懼、交往自卑)為反向計分，所以交往恐懼、交往自卑的分數越高說明交往恐懼感越低，交往自卑感也越低.因此，該問卷總分越高，自我感覺的同伴關系越好.本次研究中測得的該問卷的 Cronbach α 系數為 0.90.同伴接納、交往恐懼、交往自卑三個分量表的 Cronbach α 系數分別為 0.89、0.68、0.70.

　　2.2.3 攻擊行為問卷 采用 Buss 和 Perry [35]編制的攻擊行為問卷(The Aggression Questionnaire).該問卷共 29 個項目，采用五點計分(1 =“完全不符合”，5 =“完全符合”).第 9 題和第 16 題為反向計分題，經反向計分后，計算所得分數得分越高代表攻擊程度越高.本次研究中測得的該問卷的 Cronbach α 系數為 0.85.

　　2.3 統計方法 采用 SPSS20.0 軟件進行數據的錄入與分析.運用 Pearson 積差相關分析青少年自尊、同伴關系以及攻擊行為之間的相關關系.通過調用 SPSS 宏程序 PROCESS V2.12 考察青少年的同伴關系(包括同伴接納、交往恐懼、交往自卑)在自尊預測攻擊行為中的調節作用.

　　3 結 果

　　3.1 共同方法偏差的控制 由于本研究采用被試自我報告方式收集數據，可能會存在共同方法偏差 (Common Method Biases)，在程序上進行相應控制，如向被試保證問卷保密性，部分項目采用反向計分，各問卷采用不同的指導語等.為進一步提高研究嚴謹性，應用 Harman 單因子檢驗法進行主成分分析，結果發現特征值根大于 1 的因子有 18 個，第一個因子解釋的變異量是 17.51%，小于 40%，說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題.

　　3.2 青少年自尊、同伴關系與攻擊行為的相關分析 以問卷總分平均得分以及維度均分為各變量，進行 Pearson 相關分析.結果(表 1)表明，自尊、同伴關系與攻擊行為均存在顯著負相關，自尊與同伴關系則存在顯著正相關.

　　3.3 青少年自尊與攻擊行為的關系: 同伴關系的調節作用 根據溫忠麟，劉紅云，侯杰泰[36]的說法，顯變量的調節效應使用帶有乘積項的回歸方程進行檢驗，即 Y = b0 +b1 x+b2 z+b3 xz+e( z 為調節變量，xz 為交互項，b0 為截距，e 為殘差)，若乘積項回歸系數 b3顯著則調節效應顯著.通過比較含有交互項方程與不含交互項方程的決定系數，可以得到交互效應效果量 ΔR2 .本研究通過調用 SPSS 宏程序 PROCESS V2.12 [37]，考察自尊對攻擊行為的預測作用是否受到同伴關系(包括同伴接納、交往恐懼、交往自卑)調節.首先對性別進行虛擬編碼(男= 1，女= 0)，將其和年齡作為控制變量，然后對要分析的變量進行標準化處理。

　　由表 2 可知，在同伴關系各維度中，只有同伴接納可以調節自尊與攻擊行為的關系，交往恐懼、交往自卑不能調節自尊與攻擊行為的關系.為確定同伴接納的具體調節作用，參照 Aiken 和 West [38]的建議進行簡單斜率檢驗，以攻擊行為平均得分為因變量，計算當同伴接納分別大于(高同伴接納)或小于(低同伴接納)平均值一個標準差時，自尊對攻擊行為的效應(圖 1).結果表明，在“低同伴接納組”，自尊對攻擊行為無顯著預測作用( simple slope = - 0. 02，t = -0.66，P>0.05);在“高同伴接納組”，自尊對攻擊行為有顯著負向預測作用(simple slope = -0.10，t = -2.84，P<0.01)，同時擁有高水平同伴接納和高自尊的青少年的攻擊行為最少.換言之，高同伴接納減少了高自尊青少年的攻擊行為.

　　另外，為檢驗是否存在不同的性別調節模式，我們也進行了性別差異的補充分析.首先，采用虛擬編碼后的性別、自尊和同伴接納的標準分生成兩項交互項和三項交互項;然后在此基礎上使用分層回歸，將各預測變量及其交互項依次放入回歸方程.結果發現，性別與自尊、同伴接納的兩兩交互作用、三項交互作用均不顯著(ps>0.05)，說明交互影響模式沒有顯著的性別差異。

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