負性生活事件與兒童反應性攻擊性之間的關系：一個有多重中介變量的結構方程模型 *

劉 昕 劉曉雯

(1 首都醫科大學附屬北京潞河醫院保健科，北京 101149) (2 美國康涅狄格大學教育學院，斯托爾斯 06066)

1 引言

反應性攻擊性是基于對攻擊性形成的認知特點及情緒反應進行分類而得到的一種攻擊性類型。具有反應性攻擊性的個體被認為具有“情緒化的”和“高情緒反應”的特點（Crick & Dodge,1996；Dodge & Coie, 1987）。反應性攻擊性往往是由于感知到自己已經或將要受到威脅而形成的攻擊性（Crick & Dodge, 1996； Dodge & Coie, 1987），其理論基礎來源于挫折-攻擊假設模型（frustrationaggression model）（Berkowitz, 1989,1993）。這一模型強調攻擊性是因感知到挫折，隨之被喚醒負面情緒（如憤怒、敵意等），進而產生防御的一種反應。

根據挫折-攻擊假設模型的觀點，當個體在實現某個預期的目標受挫的時候，攻擊性行為會在特定情境下被激起。也就是說，日常生活中發生的一系列讓個體感到預期目標受挫的事件，有極大可能會導致個體出現攻擊性行為，尤其是一些意料之外的生活事件。負性生活事件被認為是激發反應性攻擊性形成的一個重要外部環境因素（王美萍, 張文新, 2015），當它以足夠強度出現時，會對個體產生持續的不良影響（Dohrenwend,Krasnoff, Askenasy, & Dohrenwend, 1978）。負性生活事件對個體的刺激強度，不僅與負性事件本身有關，還與不同個體間情緒穩定性的差異有重要關系（趙連俊, 吳國蘭, 葛維, 李朝君, 李晶, 2016）。在挫折-攻擊假設模型中，針對事件刺激如何引發攻擊性做出了解釋：一些負性生活事件會導致負性的情緒反應（如恐懼、憤怒等），接著會引發與之關聯的感受、想法、行動或記憶，而其中憤怒的表達就與攻擊性相伴而生。從上述解釋中可以發現，負性生活事件對反應性攻擊性的影響過程中，可能存在一系列中介變量的作用，因此通過研究找出這些中介變量，能夠幫助個體在不得不經歷某些負性事件的情況下，通過控制某些中介因素，降低甚至抑制其反應性攻擊性，具有積極的實踐意義。本研究依據Berkowitz（1989, 1993）提出的挫折-攻擊假設模型，結合Crick 和Dodge（1996）描述的關于反應性攻擊性形成的認知特點，將個人情緒穩定性特質以及自尊納入中介變量，探索負性生活事件對反應性攻擊性影響的關系模型。

Berkowitz（1989, 1993）在挫折-攻擊假設的理論描述中也指出，負性生活事件會先引發情緒反應，進而帶來后續的行為或認知改變。同時反應性攻擊性的理論描述中也強調了情緒喚起對于此類型攻擊性行為產生的重要影響。當個體在生活中遭受到負性生活事件，便會應激性地激發負性情緒，若情緒強度超出個體自行調節的能力范圍，情緒不穩定的個體會陷入一種持續的消極情緒體驗之中（陳海燕, 姚樹橋, 明慶森, 侯嬋娟,2012）。這種消極的情緒體驗可能會使個體做出沖動性、情緒化的行為反應。而反應性攻擊性，就被證明是個體因經歷了負性生活事件，從而體驗到挫折、敵意、羞愧等情緒，而引發的一種行為模式（Crick & Dodge, 1996； Dodge & Coie, 1987）。

與挫折-攻擊假設模型有關的一些實驗研究也證實了挫折與攻擊性之間存在其他心理變量。例如，人格類型會與挫折事件相互影響，在反應性攻擊性中發揮作用（Robinson & Wilkowski, 2010）。本研究在眾多人格特質中選擇了“情緒穩定性”這一特質。情緒穩定性是艾森克人格中的一個維度，被用來測量個體的情緒性或情緒穩定性，以及對壓力事件的易感性。情緒穩定性受個體的情緒控制所影響，決定了個體在遇到應激事件后的情緒反應強度。雖然在一些研究中，情緒穩定性能夠被用來預測攻擊性水平的發展（Sun et al.,2016； Velotti, Elison, & Garofalo, 2014），同時攻擊性也被認為與情緒反應高度相關（Garofalo &Velotti, 2017），但截至目前，還沒有研究從人格結構層面來探討、研究與情緒反應相關的情緒穩定性和反應性攻擊性之間的關系。相關研究發現，在青少年初期，人格發展會出現一個向成熟階段轉變的不穩定傾向，直到青少年中期開始趨于成熟穩定（Soto, John, Gosling, & Potter, 2011）。本研究選取9～14 歲這一年齡段的個體作為研究對象，其在人格發展上尚存在可發展性，尤其體現在情緒穩定性這一維度上。有研究指出，在9～14 歲兒童的人格發展過程中，個體的情緒穩定性會呈現上升趨勢（Klimstra, Hale, Raaijmakers,Branje, & Meeus, 2009）。因此，對處在這一人格發展過渡時期的個體進行研究，從行為特征、人格表現以及心理特征等維度，可以有效地預防個體在成熟穩定后可能會產生的不良心理行為。

在從兒童到青少年的過渡階段，自尊是幫助個體進行自我評價與建立自我概念的重要部分，是心理健康水平的核心要素之一。有研究表明，消極事件與自尊呈顯著相關（蔣佩, 胡運鑫, 李琪,毛一迪, 竇增瑞, 2019； 吳明證, 楊福義, 2006），這意味著自尊水平可以在某種程度上受到負性生活事件的影響。同時，低自尊也被認為是攻擊性行為的重要預測變量，與攻擊性形成密切相關（Boden, Horwood, & Fergusson, 2007；Sultana &Khanam, 2020；Walker & Bright, 2009）。然而，也有研究發現，自尊會通過其他心理變量的中介效應，對攻擊性行為產生非直接的影響作用，比如自尊會通過與情緒調節有關的自我效能感影響攻擊性的發生和發展（曹杏田, 張麗華, 2018）。除此之外，自尊也被認為在外部因素與青少年心理問題之間起到中介作用。有研究表明，自尊除了會受到負性生活事件的影響之外，其作為與情緒穩定性有關的間接變量，通過情緒的中介作用，影響著攻擊性行為的形成（Garofalo & Velotti, 2017；Garofalo, Holden, Zeigler-Hill, & Velotti, 2016）。因此本研究假設：除了負性生活事件對反應性攻擊性的直接作用以外，情緒穩定性在負性生活事件與反應性攻擊性之間起中介作用；同時，自尊與情緒穩定性也在負性生活事件與反應性攻擊性之間起到多重中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

于2018 年8 月采用整群抽樣方式，選取北京市2 所小學、2 所中學中的9～14 歲的學生為調查對象。由經過統一培訓的心理教師或團體活動組織者對被試進行團體施測，要求被試在認真閱讀指導語后按要求完成問卷并由測評者當場回收。研究共發放問卷996 份，其中有效問卷977 份，有效率為98.1%。在所有有效問卷中，男生占比50.4%，女生占比49.6%；城鎮學生占比89.6%，農村學生占比10.4%；9 歲學生占比1.5%，10 歲學生占比26.4%，11 歲學生占比29.4%，12 歲學生占比22.3%，13 歲學生占比18.7%，14 歲學生占比1.6%，平均年齡11.34 歲（SD=1.15 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 反應性與主動性攻擊性問卷

采用由Dodge 和Coie（1987）編制的反應性與主動性攻擊性問卷（Reactive and Proactive Aggression Questionnaire, RPQ）。該量表包括測量反應性攻擊性維度的11 個條目，及主動性攻擊性維度的12 個條目。各條目采用3 點評分，評分越高代表該條目所描述的內容發生越頻繁。該問卷已經被翻譯為中文版，信效度已得到檢驗（尤曉慧, 陳雪明, 劉拓, 2019）。該問卷在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.90。本研究所使用的反應性攻擊性維度的Cronbach’s α 系數為0.80，結構效度和效標關聯效度都得到良好驗證。

2.2.2 Rosenberg 自尊量表

采用由Robins，Hendin 和Trzesniewski（2001）編制的Rosenberg 自尊量表（Self-Esteem Scale, SES），楊燁和王登峰（2007）對該量表中文版進行了因子結構的再驗證。該量表共10 個條目，各條目采用4 級評分。不同條目分為正向計分及反向計分，即正向計分的題目得到的分數從勾選的分數1 到4 分別對應1 到4，而反向計分的題目得到的分數從勾選的分數1 到4 分別對應4 到1。最終對應的得分加總，總分越高表明自尊程度越高。Rosenberg 量表的中文版已經被證實在自我肯定和自我否定二因素維度上具有較好的區分效度。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為0.91。

2.2.3 青少年生活事件量表

采用劉賢臣和劉連啟（1997）編制的青少年生活事件量表（Adolescent Self-Rating Life Events Checklist, ASLEC）。該量表共27 個條目，各條目采用5 級評分，評分越高代表該事件對青少年的心理或生理產生的負面影響越大。因子分析結果證明該量表具有良好的結構效度（劉賢臣, 劉連啟,1997）。在本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.85，分半信度的相關系數為0.79，重測信度相關系數為0.69。

2.2.4 艾森克人格問卷（兒童版）

采用龔耀先（1984）根據艾森克人格問卷（兒童版）（Eysenck Personality Questionnaire,EPQ）修訂的中文版問卷。該問卷共88 個條目，分為四個分量表：內外傾向（E），情緒性傾向（N），神經質傾向（P）和掩飾性（L）。被試根據每個條目作出“是”或“否”的選擇。分為正向計分題目及反向計分題目，即正向計分答“是”計1 分，答“否”不加分，反向計分答“是”不加分，答“否”計1 分。最終各分量表的分數為該分量表的計分總和。本量表的重測信度的相關系數表現良好（龔耀先, 1984）。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數為0.92。本研究選取神經質傾向這一維度作為情緒穩定性的測量，這一維度表現為情緒穩定的一端至情緒不穩定一端的一個連續維度的描述（錢銘怡, 武國城, 朱榮春, 張莘, 2000； Eysenck & Eysenck, 1965），符合研究中所假設的中介變量的主要內容。

2.3 統計方法

采用Excel2010 軟件建立數據庫，運用Mplus8軟件使用結構方程模型來建立多重中介模型。選取多重中介模型是基于其特有的優勢，如可以控制其他中介變量來研究某一特定中介效應；對比不同中介變量的作用的大小（Preacher & Hayes,2008）。本文利用偏差校正的百分位Bootstrap 和添加輔助變量的方法進行中介效應分析，其中輔助變量應用于研究兩個中介效應的差異（方杰, 溫忠麟, 張敏強, 孫配貞, 2014； Cheung, 2007； Hayes,2009；Lau & Cheung, 2012）。取雙側檢驗，以p＜0.05為差異有統計學意義。

3 結果

3.1 描述性統計與相關分析

描述性統計與相關分析呈現于表1。相關分析結果表明，負性生活事件與自尊呈顯著負相關，與神經質、反應性攻擊性呈顯著中等正相關；自尊和神經質、反應性攻擊性呈顯著負相關；神經質和反應性攻擊性呈顯著中等正相關。

表 1 變量的描述性統計與相關分析

3.2 測量模型和假設模型

應用驗證性因子分析檢測測量模型，顯變量為負性生活事件、自尊、神經質、反應性攻擊性量表內的題目，潛變量為負性生活事件、自尊、神經質、反應性攻擊性。結果顯示除卡方檢驗以外，擬合程度良好，可以進行結構方程模型擬合。擬合結果顯示，χ2/df=1.816（χ2=4121.81,df=2269,p＜0.01），RMSEA=0.03，CFI=0.91，TLI=0.91，SRMR=0.05。當數據樣本量大時，卡方檢驗對于模型擬合通常會顯示統計學顯著的結果。本研究基于大樣本，故卡方檢驗不作為模型擬合的重要指數。

基于現有理論和研究，本研究假設負性生活事件水平通過三個中介效應（見圖1）作用于反應性攻擊性：（1）負性生活事件通過改變情緒穩定性而作用于反應性攻擊性，即a1×b1；（2）負性生活事件通過改變自尊水平來影響情緒穩定性，從而作用于反應性攻擊性，即a2×a3×b1；（3）負性生活事件通過改變自尊水平來作用于反應性攻擊性，即a2×b2。此外，負性生活事件水平作用于反應性攻擊性的直接效應為c’。

圖 1 假設模型

3.3 結構方程模型

經過擬合檢驗，自尊水平作為中介變量對反應性攻擊性的直接作用不顯著（p＞0.05），故不將其作為負性生活事件直接作用于反應性攻擊性的中介變量。最終模型見圖2，擬合結果顯示χ2/df=1.87（χ2=4247.69,df=2273,p＜0.01），RMSEA=0.03，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.05。除卡方檢驗，其他模型擬合指數均顯示模型擬合度良好。模型中的標準化結構方程模型系數均具有顯著的統計學意義。

圖 2 實際模型

偏差校正的百分位Bootstrap 方法對多重中介效應和直接效應的分析結果見表2。表中所示為標準化結果。結果顯示，負性生活事件通過改變情緒狀態而作用于反應性攻擊性，其中介效應a1×b1 為0.06。即當負性生活事件出現時，情緒狀態會傾向不穩定，進而提高反應性攻擊性的水平。負性生活事件也會通過降低自尊水平，進而提高情緒狀態的不穩定性，從而提高反應性攻擊性，其中介效應a2×a3×b1 為0.06。此外，負性生活事件的增加會直接提高反應性攻擊性的水平，其直接效應c’為0.44。間接效應占總效應的比率為21.73%。

表 2 多重中介效應和直接效應的標準化分析結果

輔助變量結果顯示兩個中介效應（a1×b1 和a2×a3×b1）沒有顯著性差異（β=0.00,SE=0.01,p=0.72），即負性生活事件通過情緒穩定性直接作用于反應性攻擊性、負性生活事件通過自尊水平作用于情緒穩定性進而影響反應性攻擊性，這兩個中介效應在大小上沒有顯著的統計學差異。

4 討論

4.1 負性生活事件對于反應性攻擊性的直接作用

本研究首先證實負性生活事件對反應性攻擊性的形成有直接關系。反應性攻擊性往往是由于感知到自己將要或已經受到威脅而形成的攻擊性—挫折-攻擊假設模型中對反應性攻擊性形成的解釋支持了這一結論（Crick & Dodge, 1996；Dodge &Coie, 1987）。本研究的結果可以理解成，個體在日常生活中經歷了某些負性生活事件后，感到某些目標實現受挫，甚至感到自己的利益或安全受到威脅，會逐漸發展出反應性攻擊性來防御或保護自己。同時，以往針對反應性攻擊性的研究也指出，包括學習困難、同輩排擠、社交壓力等在內的很多常見的負性生活事件，通常發生在學業表現及人際交往上表現不佳的個體身上，而這些人也往往更容易具有高水平的反應性攻擊性（Fite, 2013）。

4.2 情緒穩定性的中介作用

本研究得到的結構方程模型支持了本研究的假設，情緒穩定性作為與反應性攻擊性密切相關的心理特征變量，在其與負性生活事件的關系中起到了中介作用，即情緒穩定性的程度能夠作為中介變量解釋一部分負性生活事件對反應性攻擊性形成帶來的影響。這可以解釋為，較多暴露在負性生活事件影響下的個體在神經質人格特質中的得分越高，也就更容易產生形成情緒不穩定的特質，而這種人格特質是在負性生活事件影響中促進反應性攻擊性形成的一個重要因素。根據理論描述，反應性攻擊性是一種由情緒介導的攻擊性類型，也就是說，是一種帶有敵意、沖動、憤怒的攻擊性反應（Dodge & Coie, 1987）。挫折-攻擊假設模型也解釋，在攻擊性形成的早期，恐懼、憤怒等一系列情緒體驗開始發展。此刻，認知過程并未開始發揮作用；而對具有神經質傾向的人來說，情緒穩定性通常處在較低水平，當情緒被喚起后，很容易在未經情緒穩定性控制或認知加工的情形下采取沖動行為，表現為防御性地采取攻擊性行為來保護自己免受傷害（Berkowitz,1993）。同時，已有的關于反應性攻擊性的研究表明，具有該類型攻擊性的個體常常具有憤怒特質和沖動性，以及負面情緒的高易感性（Poulin &Boivin, 2000），而這些與情緒穩定性有關的特質很可能是個體被生活中的負性生活事件刺激所引發。同時，某些負性生活事件的刺激（例如學業受挫、家庭矛盾、同輩沖突等）均可能降低情緒被喚醒的域限，或加劇情緒喚醒的水平。這也就解釋了負性生活事件如何通過情緒穩定性的中介作用，影響反應性攻擊性的形成（Fite, Hendrickson,Rubens, Gabrielli, & Evans, 2013； Fite, Wimsatt, Elkins, &Grassetti, 2012）。也就是說，情緒穩定性可作為中介變量，即一方面個體情緒穩定性在負性生活事件的應激源刺激下降低，另一方面，個體因此傾向于采用具有沖動性、情緒性的反應性攻擊性行為方式進行應對。

4.3 自尊與情緒穩定性的多重中介作用

研究結果還證實了自尊水平以及情緒穩定性這一人格特質具有多重中介作用。結構方程模型結果表明，情緒穩定性以及自尊水平是受到負性生活事件影響的個體最終形成反應性攻擊性的重要原因。也就是說，負性生活事件發生時，自尊水平較低的個體容易受到負性生活事件的影響，而這類低自尊的個體會影響情緒穩定性，并進一步發展形成反應性攻擊性。在攻擊性相關的研究中，通常會把自尊受挫作為個體采取攻擊行為的動機（Garofalo et al., 2016； Garofalo & Velotti,2017）。反社會性人格障礙的研究指出，對自尊的傷害會給具有攻擊性傾向的人帶來極大的不安，甚至會喚起挫敗感與羞恥感；同時，情緒不穩定的低自尊個體則會用具有攻擊性的反應方式來補償自己的不安與挫敗感（Bateman, Bolton, &Fonagy, 2013）。由此可見，情緒反應與自尊在攻擊性的形成中起著重要作用。自尊會通過情緒喚起引發某些個體的攻擊性行為。而本研究的結果也證實，自尊水平在受到負性生活事件影響的同時，也會降低情緒穩定性，個體可能用反應性攻擊性來補償自己因負性生活事件而產生的不安、焦慮、挫敗感。需要注意的是，在最終模型中，并未得到自尊對反應性攻擊性的直接作用關系，這也與既往研究結果相類似，即自尊是通過情緒相關變量，而非直接對攻擊性行為發揮作用的（Garofalo et al., 2016； Garofalo & Velotti, 2017）。同時，有研究者把“自尊”作為一種“抗壓力”心理變量（Davydov, Stewart, Ritchie, & Chaudieu,2010），因為它可以在情緒健康水平上發揮作用。也就是說，自尊能夠作為一種保護個體度過生活中壓力事件或困難時刻的有效資源（Ambriz, Izal, &Montorio, 2012）。這也從另一方面支持了本研究的與自尊有關的多重中介效應的結論，在經歷負性生活事件所帶來的挫折或壓力時，如果個體的自尊較低，自我保護或復原力也較差，則其情緒穩定性便容易受到影響，進而引發沖動性的反應性攻擊行為。

4.4 局限與展望

本研究也存在一些局限性。首先，本研究采用了問卷調查的方式。在之后的研究中，可嘗試使用實驗法、干預研究法等方法得到更多能夠證明因果關系的證據。其次，由于填寫量表的被試為學生群體，其父母職業、家庭收入、居住環境等有關信息并未完整收集，而這些變量也可能在自尊形成和攻擊性成因中起到重要作用，尚需進一步探究。

5 結論

本研究可得到以下結論：（1）負性生活事件對反應性攻擊性有直接影響作用；（2）情緒穩定性能夠作為中介變量，在負性生活事件對反應性攻擊性的預測作用產生影響；（3）自尊對反應性攻擊性沒有直接作用，而是通過情緒穩定性的中介作用，在負性生活事件與反應型攻擊性中起到多重中介作用。