中職生攻擊性與懷舊類型的關系：自尊的中介作用

史明鑫， 郭成， 繆華靈， 田蓮， 張瑤瑤， 劉鑫

1. 西南大學 心理學部/心理健康教育研究中心,重慶 400715； 2. 重慶市龍門浩職業中學校,重慶 400010

攻擊性是指故意實施的對有意逃避傷害的個體造成傷害的行為[1],分為身體攻擊、 言語攻擊、 憤怒和敵意[2].未成年人攻擊行為會對個體產生不良影響,甚至與更高的犯罪性水平指數相關[3].中職生作為未成年人中較為特殊的群體,通常來源于社會經濟地位較低群體(如流動家庭或農村居民),學業成績不佳[4],情緒體驗強烈,無法有效運用和控制自己的情緒,憤怒體驗強烈,有更多的攻擊行為[5,6].例如,有研究發現中職生的高攻擊性檢出率達13.62%[7],而初中和普高學生的高攻擊性檢出率僅為4.40%[8].職業教育是我國教育體系中的重要組成部分,是培養高素質技能型人才的基礎工程[9].2020年,全國共有中等職業學校9896所,招生644.66萬人,占高中階段教育的42.38%[4].因此,關注中職生攻擊性問題迫在眉睫．

懷舊是個體對客體(人、 地方或事物)的一種偏好(總體喜愛,積極態度或贊許的情感),而這些客體更常見(流行、 時髦或廣泛流傳)于個體更年輕的時候(成年早期、 青春期、 兒童時代甚至出生前)[10],懷舊包含了情感[11]、 認知(回憶)和動機(渴望)成分[12-14],貫穿人一生的各個階段[11,15],具有跨年齡、 跨文化、 跨群體的特點.研究指出,接近80%的人每周至少懷舊一次[11],具有普遍性.懷舊分為個人懷舊、 家庭懷舊與人際懷舊[16].個人懷舊具有較強的自我認知特性和個體特征,強調過去有關的經歷(童年)、 感官體驗(視覺、 嗅覺、 味覺等相關)、 事件(側重于事件本身)、 物件等； 家庭懷舊特指個體與家人之間的經歷、 情感的懷舊； 人際懷舊是指個體對集體(群體成員等)、 物理環境、 過去某個時代的懷舊[17],富有鮮明的社會特征和強烈的群體特質．

當代技術進步帶來了時空變革,從根本上改變了人們的生活狀態和生存意識,而心理距離并非隨著時空距離的淡化而消失,反而在現代社會中日益強化,加劇個體生存的不確定性、 不安全感和疏離感[18].曾經的服飾、 歌曲、 物件等成為追憶的對象,人們試圖用美好的記憶圖式撫慰現實,因而懷舊逐漸成為全民性文化景觀．

一般攻擊模型 (The General Aggression Model,GAM) 指出,個體變量和情境變量作為輸入變量會通過3條路徑(認知、 情感和喚醒)促使攻擊行為輸出[19].而懷舊心理體驗作為個體變量會因記憶的引發而產生情緒或認知上的轉變[20].那么不同類型的懷舊對中職生攻擊性是否會產生不同作用？

大多數中職生因學業成績落后而不得不進入職業學校[4,21],學校氛圍中人際疏離感明顯,加之社會對中職生的污名化,導致中職生產生較多自我否定經歷,面對現代社會的不確定性會產生不安全感和孤獨感,可能促發人際懷舊[18],對比過去的社會與人際關系,降低生活滿意度[22],增加心理落差感,進而增加中職生的攻擊性.家庭是未成年人主要的精神生活和物質生活的寄托,發揮著精神慰藉功能,對于每個個體都有獨特的意義[23],而家庭懷舊通過對家庭記憶的美化和粉飾作用讓個體感受到歡愉[24].針對大學生懷舊的研究指出,相比于控制組,懷舊組被試報告有更低的依戀焦慮和回避[11].由此推斷,家庭懷舊有助于中職生緩沖不良依戀關系,領悟到最核心的家庭支持力量[25],降低個體攻擊性.個人懷舊作為與自我高度相關[11]的心理資源[26],有助于聯結過去和現在,維持自我連續性[27].一項以歌曲為懷舊啟動材料的研究指出,懷舊在親社會行為上存在正效應[28].可見,個人懷舊可能降低攻擊性.由此提出以下假設：

1a： 人際懷舊與攻擊性呈顯著正相關；

1b： 家庭懷舊與攻擊性呈顯著負相關；

1c： 個人懷舊與攻擊性呈顯著負相關．

自尊是個體在社會化過程中形成的對自我價值的情感體驗和評價[29].根據資源保存理論,對個體而言,有價值的資源,個體總是積極主動地付出一切努力去維護、 保持和尋求,而當資源已經流失或是未來可能流失時,會被個體視為一種威脅,并采取有效措施去優先阻止資源損耗[30,31].增值螺旋效應指出如果個體資源較多,就會利用已有的資源去獲取更多的資源[30].懷舊作為個體可以憑借它獲取重要資源的條件性心理資源,會影響自尊這一人格特質類資源的獲取,影響個體行為.同時,一項基于生態效度視角的研究表明,由人際關系引發懷舊的個體自尊水平有所下降[22].家庭支持作為中職生生活滿意度的最佳預測指標,起著不可替代的作用,且正向預測心理素質[25],我們推斷,家庭懷舊作為一種愿望無法企及時的替代性手段,能有效幫助個體從家庭中汲取力量,增加個體對自身的積極認知評價,提升自尊.個人懷舊中自我占據核心位置,個體通過肯定自我有價值的方面建立和保持積極的自我認知[11],有助于增加對自我的理解,從而促進成長,增強個體自尊．

根據資源保存理論,心理資源越高的中職學生,攻擊行為越少[21].元分析結果顯示,個體的自尊水平與攻擊性存在中等程度的相關[32,33],低自尊導致更高攻擊性[34].針對留守青少年的研究表明,自尊與攻擊性顯著負相關[35].實證研究指出,自尊在自我概念清晰度[36]、 公正世界信念[37]等這類個體資源與心理健康之間起中介作用.基于此,懷舊作為條件性心理資源,我們推斷,自尊將會在不同懷舊類型與攻擊性之間發揮中介作用.由此提出以下假設：

2a： 自尊在人際懷舊與攻擊性之間起中介作用；

2b： 自尊在家庭懷舊與攻擊性之間起中介作用；

2c： 自尊在個人懷舊與攻擊性之間起中介作用．

圖1 理論假設模型

基于以上理論支持與實證研究結果,本研究將探究不同懷舊類型與中職生攻擊性的關系,并以自尊為中介,探究自尊在二者之間的作用,以期為中職生攻擊性的預防和干預提供依據.本研究假設模型如圖1所示．

1 對象與方法

1.1 對象

采用方便取樣法,選取重慶市某職業中學,以班級為單位通過問卷星發放問卷,累計回收4 003份問卷,剔除不認真作答、 重復作答問卷422份,剩余3 581份,問卷有效率為89.46%.其中,男生1 977名(55.20%),女生1 604名(44.80%)； 居住地為城鎮學生2 637名(73.60%),農村學生944名(26.40%)； 留守學生905名(25.30%),非留守學生2676名(74.70%).學生平均年齡16.19歲(SD=0.83)．

1.2 工具

1.2.1 主觀社會經濟地位量表

采用修訂版麥克阿瑟主觀社會地位量表進行評估[38].該量表是一張有 10個等級的梯子圖,被試被要求從中選擇一個最能代表他們的梯級．

1.2.2 懷舊量表

采用何佳訊開發的懷舊量表(Chinese Nostalgia Scale,CHINOS)[16],該量表共14個條目,包括個人懷舊、 家庭懷舊和人際懷舊3個維度.采用5點評分,從“完全不同意”到“完全同意”計為1～5分,得分越高說明越懷舊.本研究中總量表的Cronbach’sα系數為0.92,人際懷舊、 家庭懷舊、 個人懷舊分量表的Cronbach’sα系數分別為0.90，0.89，0.92．

1.2.3 自尊量表

采用Rosenberg編制的自尊量表(Self-Esteem Scale,SES)中文版[39],共10個項目.采用李克特 4 點評分( 1 代表“非常不符合”,4 代表“非常符合”) ,得分越高說明自尊水平越高.參考前人研究,刪除存在文化差異的第8題[40].該量表的Cronbach’sα系數為0.78．

1.2.4 攻擊性量表

采用羅貴明修訂的Buss和Perry編制的攻擊行為問卷[41],包括身體攻擊、 言語攻擊、 憤怒和敵意4個維度.采用李克特5點計分,得分越高攻擊性越強.本研究中總量表的Cronbach’sα系數為0.94．

1.3 研究程序

在施測前已征得學校領導和教師以及學生本人的知情同意,以班級為單位通過問卷星進行集體施測,要求被試仔細閱讀指導語再作答,完成時間約為20分鐘．

1.4 數據處理和分析

經過整理并剔除無效數據后,采用SPSS 26.0對數據進行共同方法偏差檢驗、 描述統計和相關分析.再使用Mplus8.0建立結構方程模型檢驗自尊在不同懷舊類型與攻擊性之間的中介效應并比較效應大小．

2 結果分析

2.1 共同方法偏差

本研究采用Harman單因素因子分析[42]檢驗共同方法偏差.結果顯示,第一個因子解釋了26.73%的方差變異,遠小于40%的判斷標準,表明本研究共同方法偏差不嚴重．

2.2 各變量之間的均值、 標準差和相關系數

相關結果表明,除個人懷舊與攻擊性不存在顯著相關外,其余變量之間兩兩顯著相關(表1)．

表1 各變量平均數、 標準差及皮爾遜相關矩陣

2.3 自尊在不同懷舊類型與中職生攻擊性之間的中介效應檢驗

為考察中職生不同懷舊類型與攻擊性的關系,并揭示自尊的中介作用.首先,使用SPSS 26.0對數據進行正態性檢驗,結果表明,各變量偏度絕對值小于2且峰度(-3)絕對值小于7,數據近似于正態分布[43].因此,采用最大似然法(MLE)建立結構方程模型進行處理.其次,為控制人口學變量和主觀社會經濟地位對結果的影響,在進行中介效應檢驗時對性別、 居住地、 留守和主觀社會經濟地位進行控制.最后,以不同懷舊類型為自變量,自尊為中介變量,攻擊性為因變量建立模型,使用Mplus 8.0分析結果發現,模型擬合良好：χ2= 62.70、df=13、CFI=0.97、TLI=0.96、RMSEA=0.03(90%CI=[0.03,0.04])、SEMR=0.02．

圖2 自尊在不同懷舊類型與 中職生攻擊性之間的中介作用

結構方程模型結果表明,人際懷舊(β1=-0.30,p<0.001)負向預測自尊,家庭懷舊(β2=0.33,p<0.001)、 個人懷舊(β3=0.09,p<0.001)均正向預測自尊； 自尊負向預測攻擊性(β4=-0.28,p<0.001).在加入自尊后,人際懷舊(β5=0.24,p<0.001)正向預測攻擊性,家庭懷舊(β6=-0.09,p<0.001)負向預測攻擊性,個人懷舊(β7=0.05,p=0.054)對攻擊性預測作用不顯著(圖2)．

進一步分析發現,自尊在人際懷舊和攻擊性之間的中介效應顯著(β1β5=0.08,SE=0.01,p<0.001),間接效應為0.08,特定路徑的中介效應占局部總效應比例的25.94%； 自尊在家庭懷舊和攻擊性之間的中介效應顯著(β2β6=-0.09,SE=0.01,p<0.001),間接效應為-0.09,特定路徑的中介效應占局部總效應比例的51.98%； 自尊在個人懷舊和攻擊性之間的中介效應顯著(β3β7=-0.02,SE=0.01,p<0.01)．

為更進一步探索多個中介效應之間的差異,發揮不同中介效應的作用[44],采用結構方程模型進行分析,結果表明,人際懷舊與家庭懷舊通過自尊作用于攻擊性的中介效應存在顯著差異,95%CI為[0.12,0.16]； 人際懷舊與個人懷舊通過自尊作用于攻擊性的中介效應存在顯著差異,95%CI為[0.07,0.10]； 家庭懷舊與個人懷舊通過自尊作用于攻擊性的中介效應存在顯著差異,95%CI為[-0.08,-0.03]．

3 討論

本研究依據一般攻擊模型和資源保存理論,揭示了不同懷舊類型、 自尊與中職生攻擊性的關系.一方面闡釋了人際懷舊、 家庭懷舊和個人懷舊對攻擊性“起什么作用”； 另一方面剖析了“如何起作用以及起不同作用”,即不同懷舊類型通過自尊對中職生攻擊性起不同作用,且家庭懷舊的中介效應最大．

3.1 不同懷舊類型與攻擊性的關系

研究結果發現,人際懷舊與攻擊性呈顯著正相關,與假設1a一致.根據一般攻擊模型[19],人際懷舊喚醒了個體過去人際關系和時代相關的記憶,激發愉悅與向往之感,但也使得個體將過去與現狀進行對比.例如,進入職業學校之前與當下“中考失敗的職業中學生”標簽相比,中職生往往會產生“上一所技校是無能的表現”這樣的想法,降低生活滿意度,增加個體當下的孤獨感與悲傷,產生苦樂兼有之的心理體驗[22],造成攻擊性上升．

其次,家庭懷舊與攻擊性呈顯著負相關,與假設1b一致.中國文化的視角下,基于生育與血親、 共同生活、 慈愛教養基礎上的家庭,對個體而言是時空性、 精神性的存在,通過懷念與家人相處的過往成為了現代人心靈的歸宿[23].研究指出,中職生父母雙方都更傾向于采用情感溫暖的教養方式[45],這為中職生家庭懷舊提供了基礎.對家庭的懷念為中職生提供了精神慰藉感以及與家人的聯結感,增加了溫暖的體驗[26],從而降低攻擊性．

此外,個人懷舊與攻擊性不存在顯著相關,與假設1c不一致.可能的原因是,個人懷舊高度關注自我特征的成分,其作用主要發揮于個體內部(提升積極情緒、 自尊、 意義感、 自我連續性以及感知到的社會支持[26]),并非向外直接對他人產生影響．

3.2 自尊的中介作用

本研究發現,自尊在不同懷舊類型與攻擊性間均起到中介作用,這支持了假設2a，2b，2c.一方面,自尊負向預測攻擊性,與以往研究一致[32-35].一般攻擊模型指出自尊作為認知性路徑會影響攻擊性的產生[19],且根據資源保存理論[30],擁有較少資源的中職生會產生危機感,并采取有效措施去優先阻止資源損耗,攻擊性則是個體采取的一種舉措．

另一方面,不同類型的懷舊均能顯著預測自尊,并通過自尊的中介作用進一步對攻擊性起作用.具體地,自尊在人際懷舊與攻擊性之間起中介作用,且人際懷舊負向預測自尊.根據資源保存理論,人際懷舊作為資源的價值逐漸流失,只會讓中職生產生更嚴重的不安感和不可控感,并將其視為威脅[30],加劇自我否定,降低自尊．

同時,自尊在家庭懷舊與攻擊性之間起中介作用,且家庭懷舊正向預測自尊.在中國傳統“孝”文化下,個體對家庭賦予了特殊意義,根據一般攻擊模型,家庭懷舊讓中職生重新評估過去與家人相處的經歷,有助于重整和接納過去[20],美化記憶[46],提升與家庭成員的親密之感,領悟到家庭的支持性作用[26],進而提升自尊.同時,在3條中介效應中,自尊在家庭懷舊與攻擊性中的中介效應值最大,因此,本文中家庭懷舊可以作為預測中職生自尊與攻擊性的最佳指標,與以往對家庭支持研究的結論一致[25],這與價值觀念的作用密不可分．

最后,自尊在個人懷舊與攻擊性之間起中介作用,且個人懷舊正向預測自尊,與以往研究一致[26].當前快節奏的社會使個體愈發懷念與自我特征有關的過往,而在懷念重要事情時,會更關注事件的目標而非具體細節,這有助于提升樂觀水平,產生更高的趨近動機[46],肯定自我價值,進而對自身產生更積極的整體性評價.根據資源保存理論,當中職生發揮了個人懷舊的作用,把握住對自身而言有價值的資源后,會產生增值螺旋效應,以尋求更多的人格特質類資源[30],即自尊,資源充足的中職生將產生更積極的情緒并采取積極應對方式[21],進而有效降低攻擊性．

總的來說,根據一般攻擊模型和資源保存理論,懷舊作為一種條件性的心理資源不僅可以對攻擊性起作用,還可以通過自尊這一人格特質資源進而影響攻擊性．

3.3 實踐啟示

懷舊是不斷發展的動態系統,不僅關注過去,也關注未來[47].有針對性地、 適宜地激發懷舊對個體有重要作用.首先,要充分發揮家庭懷舊的作用,例如職業教育學校中班主任可以圍繞“我最懷念的家庭時光”開展班級活動,既能有效發揮家庭懷舊對中職生心靈的撫慰作用,又能讓中職生在回憶過去的過程中將過往的記憶客體化,由“主觀個體記憶”到“客觀、 集體歷史意識”,將過去轉變成為可供流傳、 分享、 共賞的集體意識[24],增加班級成員的親密感和凝聚力.其次,對于家庭來說,家庭成員可以通過一同觀看老照片等方式懷念過去的時光,增加親密感.再次,可根據年齡特征尋求具有典型年代特征的懷舊內容(例如歌曲或動畫片等)觸發個人懷舊,發揮其積極作用.最后,盡量避免與人際懷舊相關的內容,人際關系的疏離感加之個體對過去朋友甚至是久遠年代的懷念會加重攻擊性的產生,因此,需要充分發揮家庭懷舊和個人懷舊的作用以替代人際懷舊的不足.例如若個體懷念舊友,教育工作者可以適當引導,強調中職生看到自身在人際關系技巧上的優勢,提升自我效能感,避免僅看到過去人際關系的美好和當前關系的淡漠．

3.4 研究不足與未來展望

本研究揭示了自尊在不同懷舊類型與攻擊性之間的中介作用,有助于為中職生攻擊性的教育干預提供依據.但本文尚存在一些局限,有待未來研究改善.本研究采用橫斷研究設計,初步揭示了不同懷舊類型、 自尊與攻擊性的同時性關系,鑒于懷舊的普遍性、 自尊的穩定性和變化性以及攻擊性的多樣表現方式,未來研究可以采取實驗法或者從生態效度的視角進一步探討三者的關系.同時,未來研究可以進一步深化自尊在懷舊與攻擊性之間的關系,探討內隱自尊在其中的作用．

4 結論

本研究得出如下結論：

1) 人際懷舊與攻擊性呈顯著正相關,家庭懷舊與攻擊性呈顯著負相關,個人懷舊與攻擊性不存在顯著相關.自尊與攻擊性呈顯著負相關．

2) 自尊在人際懷舊、 家庭懷舊和個人懷舊與攻擊性之間起中介作用.其中,人際懷舊負向預測自尊； 家庭懷舊與個人懷舊正向預測自尊； 自尊負向預測攻擊性．