外顯自尊與攻擊的關系:內隱自尊的調節作用

何朝峰

(河池學院教師教育學院，廣西宜州 546300)

一、引言

自尊與攻擊的關系為許多研究者所爭論。傳統的觀點認為，低自尊者容易在現實生活中表現出許多問題行為，如反社會或行為不良。多項研究表明自尊與攻擊有顯著的負相關［1－2］。但是，一些研究者提出高自尊者更容易表現出攻擊［3］。這些研究者認為攻擊需要勇氣和信心，是一種帶有冒險性的行為。而尋求冒險是高自尊者的典型特征，因而高自尊的個體更可能表現出攻擊。此外，一些研究者認為自尊和攻擊沒有顯著的相關，真正與攻擊有關的是自戀［4］。自戀者的自我評價具有高度贊許性，總覺得自己比他人優越，一般其自尊水平比較高。但是，他們具有自我膨脹的特點，還具有不現實、脆弱、不穩定、自我防衛等特性。當面臨自我威脅時，自戀個體是高度脆弱的，可能運用攻擊作為機制來重新確立自己的自尊或者是懲罰威脅源;如果遭到別人或周圍的爭議，這種膨脹的、不穩定的自我很可能會對別人發出威脅，甚至導致暴力事件的發生。Bushman和Baumeister的研究發現，自尊和三種攻擊之間均無顯著相關，而自戀與攻擊卻有顯著的正相關［5］。

有關自尊與攻擊之間關系的研究，在結論上存在很大的差異。辛自強、郭素然、池麗萍的研究發現社會地位在自尊與攻擊之間的關系中起調節作用［6］。社會地位只是在強度上影響二者之間的關系，這并不足以解釋自尊與攻擊之間的復雜關系。自尊與攻擊的關系是否還受其他變量的影響還有待進一步的研究。

隨著內隱社會認知研究的發展，研究者區分了內隱自尊和外顯自尊。內隱自尊一經提出，研究者們就開始重新審視以往外顯自尊與心理和行為的關系，將外顯自尊與內隱自尊結合起來進行研究，探討其不同的組合方式對心理和行為預測作用，發現內隱自尊在外顯自尊與自我增強傾向［7］、心理健康［8］、自戀［9］、完美主義［10］之間具有調節作用。而內隱自尊是否在外顯自尊與攻擊之前起調節作用尚有待進一步的探討。楊福義的研究發現外顯自尊和內隱自尊標準分數的差值與顯性自戀呈顯著負相關，外顯自尊和內隱自尊標準分數的差值與隱性自戀水平呈極其顯著的正相關［8］。外顯自尊和內隱自尊標準分數的差值與攻擊有什么樣的關系尚待進一步的探討。

本研究主要探討內隱自尊是否在外顯自尊與攻擊之間起調節作用，以及外顯自尊與內隱自尊標準分數的差值與攻擊之間的關系。

二、研究方法

(一)被試

210名高一、高二、高三學生自愿參加了該研究。測驗完成后，贈送每位被試一個日記本以示感謝。其中26名被試在內隱自尊測驗中錯誤率超過20%，按照內隱聯想測驗的計算原則，刪除這26名被試的數據，有效被試共184名。有效樣本基本情況分布見表1。

表1 有效被試的分布

(二)研究工具

1.內隱自尊IAT

內隱聯想測驗(Implicit Association Test，簡稱IAT)的測驗程序采用美國Inquisit專業軟件。該軟件下載自http://millisecond.com網站的免費試用版本。測驗中所用的屬性概念詞和目標概念詞參照蔡華儉研究中所用詞匯［11］。積極屬性詞和消極屬性詞包括評價性詞語和情感性詞語，且均與人的特質和情感有關。

2.Rosenberg自尊量表

Rosenberg是目前應用最為廣泛的測量總體自尊的工具，大量研究表明該量表信效度良好。根據田錄梅(2006)的建議，本研究將第8題正向記分。在本研究中，該問卷的內部一致性系數為0.726，分半信度為 0.747。

3.攻擊問卷

對Buss和Perry(1992)攻擊問卷進行修訂，修訂后的問卷包括軀體攻擊、語言攻擊、憤怒和敵意4個維度，其中軀體攻擊維度包括10個項目，敵意維度包括8個項目，憤怒維度包括6個項目，語言攻擊維度包括4個項目，共28個項目。在本研究中該問卷的內部一致性系數分別為:軀體攻擊為0.794，語言攻擊為 0.704，憤怒為 0.716，敵意為0.724，總問卷內部一致性系數為 0.850。

(三)研究程序

被試在一個單獨房間里接受IAT測驗，房間安靜，照明適中，測驗在計算機上進行。主試把測驗及其要求向被試作簡要介紹，然后離開房間。被試完成測驗之后，接著完成計算機旁邊的紙質問卷。測驗完成后，主試回到房間，對被試表示感謝，并贈送被試一個小禮品以示感謝。

在測驗中，被試序號由1～210依次進行，為平衡相容任務和不相容任務的順序效應，計算機測驗程序作如下設置:序號為奇數的被試相容任務在前，不相容任務在后;序號為偶數的被試不相容任務在前，相容任務在后。

(四)統計處理

把每個被試內隱測驗第四部分和第七部分的反應時導入到Excel中，對數據進行初步的整理，計算出每個被試的內隱自尊值。數據的整理遵循Greenwald等人(1998)的數據處理模式:(1)反應時低于300 ms的以300 ms計，高于3 000 ms的以3 000 ms計;(2)每一組的前兩次測試不納入分析;(3)反應錯誤的數據不納入分析;(4)任何一個IAT，測試錯誤率超過20%的被試，不納入分析;(5)對數據進行自然對數(ln)轉化。將不相容組和相容組的反應時之差作為內隱自尊的指標。

采用SPSS13.0分別進行相關分析考察外顯自尊、內隱自尊與攻擊的關系;考察外顯自尊與內隱自尊的差值與攻擊之間的關系;進行多元逐步回歸分析對內隱自尊的調節作用進行檢驗。

三、結果與分析

(一)高中生自尊與攻擊的相關分析

采用Pearson積差相關分析的統計方法，對內隱自尊、外顯自尊、攻擊總分及其各個維度進行相關分析，結果見表2。

如表2所示，內隱自尊與外顯自尊無顯著相關;外顯自尊與攻擊總分及憤怒和敵意維度呈顯著的負相關(P＜0.01);內隱自尊與攻擊總分及憤怒、敵意、語言攻擊維度無顯著的相關，但內隱自尊與軀體攻擊有顯著的正相關(P＜0.05)。

(二)內隱自尊在外顯自尊與攻擊之間的調節作用

根據溫忠麟、侯杰泰、張雷(2005)提出的檢驗程序對內隱自尊的調節作用進行檢驗:首先，將外顯自尊和內隱自尊做中心化變換;然后，分別以攻擊各個維度和總分因變量，以外顯自尊(X)、內隱自尊(M)、內隱自尊與外顯自尊的乘積(XM)為自變量進行多元逐步回歸分析［12］。在這些因變量中，只有當敵意為因變量時，XM項能夠進入到回歸方程中。

由表3可知，當XM項進入到回歸模型，模型的測定系數由 0.163 增至 0.184，F(1，181)=4.652，P ＜0.05，即第二個回歸方程的R2顯著大于第一個回歸方程的R2，這表明內隱自尊在外顯自尊與敵意之間有顯著的調節作用。

為了更好地解釋內隱自尊的調節作用，以內隱自尊的平均分為界線，把被試分為高內隱自尊組和低內隱自尊組，以外顯自尊為自變量，以敵意為因變量分別對高內隱自尊組和低內隱自尊組被試進行分組回歸分析，結果見表4。

由表4可知，在低內隱自尊組被試中，外顯自尊不能夠顯著預測敵意;而在高內隱自尊組被試中，外顯自尊能夠顯著的負向預測敵意(t=－0.563，P=0.000)，外顯自尊可以解釋敵意總變異的31.7%。

(三)外顯自尊、內隱自尊標準分數的差值與攻擊的關系

為了進一步探索自尊與攻擊之間的關系，考察內隱自尊與外顯自尊一致性與攻擊的關系，本研究分別計算出每個被試的內隱自尊和外顯自尊得分在該群體中的標準分數，然后以各被試外顯自尊的標準分數(ZsumS)減去內隱自尊的標準分數(ZIAT)。然后將外顯自尊、內隱自尊標準分數的差值與攻擊進行相關分析，結果見表5。

表2 自尊與攻擊性的相關分析矩陣

表3 內隱自尊的調節效應分析

表5 外顯自尊、內隱自尊標準分數的差值與攻擊的相關分析

由表5可知，外顯自尊、內隱自尊標準分數的差值與軀體攻擊呈顯著的正相關(P=0.037)，與憤怒呈非常顯著的正相關(p=0.003)，與敵意呈極其顯著的正相關(P=0.000)，與攻擊的總分呈極其顯著的正相關(P=0.000)，與語言攻擊的相關不顯著。

四、討論

(一)內隱自尊的調節作用

本研究表明，內隱自尊在外顯自尊與攻擊的敵意維度之間的調節作用顯著，對于低內隱自尊組，外顯自尊不能顯著預測敵意;而對于高內隱自尊組，外顯自尊能顯著地負向預測敵意。這一結果表明外顯自尊與攻擊的敵意維度之間的關系受內隱自尊的調節，有助于解釋自尊與攻擊之間的不一致關系。個體社會地位和內隱自尊這些調節變量的探討，使我們更好地理解了自尊與攻擊之間的關系。當然，自尊與攻擊之間的關系可能還受其他變量的調節作用。在今后的研究中，可以進一步探索影響自尊與攻擊關系的其他變量。

但在本研究中，內隱自尊只是在外顯自尊與攻擊的敵意維度之間有顯著的調節作用，在外顯自尊與攻擊總分之間并沒有顯著的調節作用。這也許可能是本研究中被試的數量較少的緣故，但這種解釋有待進一步的檢驗。內隱自尊在外顯自尊與攻擊之間的關系中所起的調節作用并不像在外顯自尊與自我增強傾向［7］、心理健康［8］、自戀［9］、完美主義［10］之間那樣顯著。這也進一步說明了自尊與攻擊之間關系的復雜性，這種復雜關系還有待進一步的研究。

(二)自尊與攻擊的關系

在本研究中，外顯自尊、內隱自尊的標準分的差值與攻擊總分、敵意維度有極其顯著的正相關，與憤怒維度有非常顯著的正相關，與軀體攻擊有顯著的正相關，這表明外顯自尊越高于內隱自尊，個體的攻擊越強。

在現實生活當中，那些父母離異家庭青少年更多地表現出一些問題行為，比如打架等。這些兒童自尊結構可以幫助我們理解離異家庭青少年表現出的暴力和攻擊。生長在離異家庭中的孩子，他們與父母之間的關系在父母離婚前及離婚以后都是不正常的，父母離異也會給個體帶來更多的人際排斥，使個體對人際排斥更加敏感。自尊的社會學模型認為，不良的親子關系以及人際排斥等因素帶來的長期負面影響會逐漸被內化，最終導致個體形成低的內隱自尊;自尊的情感模型認為，如果父母離異發生在個體生命的早期，會影響個體安全型依戀的形成，從而產生消極的或不穩定的心理工作模型，形成不穩定的依戀風格，繼而使個體形成低內隱自尊，這些工作模型將主導人們的思想、情感和人際關系中的行為。但在意識層面上，自我增強可能使個體以理性的方式對父母離異所帶來的不良生活經驗重新進行解釋，并通過形成積極的外顯自我評價進行補償。最后，父母離異帶來的不良的早期經驗可能得到合理化的解釋，從而對外顯自尊幾乎沒有什么陰影。楊福義的研究表明來自離異家庭個體的內隱自尊顯著低于來自完整家庭的個體，但其外顯自尊并不低于來自完整家庭的個體［8］。也就是說，離異家庭的個體的外顯自尊與內隱自尊的標準分數的差值要大于來自完整家庭的個體二者之間的差值。根據本研究所得的結果，個體的外顯自尊越高于內隱自尊，則其攻擊越強，這可能是來自離異家庭或者單親家庭個體更多地表現出攻擊的原因之一。

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