特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的影響：基于綜合認(rèn)知模型的視角

侯璐璐 江 琦 王煥貞 李長燃

(1西南大學(xué)心理學(xué)部, 心理健康教育中心, 重慶 400715) (2南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院心理學(xué)系, 南京 210023)

1 引言

2016年3月17日, 最高人民法院對(duì)2015年全國法院審理的案件信息進(jìn)行公布, 數(shù)據(jù)顯示暴力犯罪案件雖有下降, 但是仍然占刑事案件的13.71%。暴力行為是攻擊行為的極端形式(Anderson &Bushman, 2002), 研究表明, 攻擊行為較多的個(gè)體更容易產(chǎn)生暴力行為乃至暴力犯罪(Kabasakal &Ba?, 2010)。因此, 長期以來, 攻擊行為都是心理學(xué)和社會(huì)學(xué)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)和難點(diǎn)問題。

攻擊行為(aggressive behavior)是指指向另一個(gè)個(gè)體, 意圖并對(duì)其造成實(shí)質(zhì)性傷害的行為(Anderson& Bushman, 2002)。Anderson 和 Bushman (2002)認(rèn)為個(gè)人因素和情境因素共同影響認(rèn)知過程, 進(jìn)而引發(fā)攻擊行為。個(gè)人因素包括個(gè)體的信念、態(tài)度、人格特質(zhì)等, 其中, 特質(zhì)憤怒作為一種重要的人格特質(zhì), 對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用受到廣泛的關(guān)注(Bettencourt, Talley, Benjamin, & Valentine, 2006;Ramírez & Andreu, 2006)。Spielberger (1988)在狀態(tài)?特質(zhì)憤怒理論(State-Trait Anger Theory)中把憤怒分為狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒, 并將特質(zhì)憤怒(trait anger)定義為存在于個(gè)體內(nèi)部的穩(wěn)定的去情境化的憤怒的傾向, 是一種在憤怒的頻率、持續(xù)時(shí)間和強(qiáng)度上持久而穩(wěn)定的人格特質(zhì)。已有研究表明, 青少年暴力犯的特質(zhì)憤怒得分顯著高于正常群體(陶琳瑾, 2011), 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為具有顯著的預(yù)測(cè)作用(劉文文, 江琦, 任晶晶, 李樹芳, 徐雅珮, 2015),高特質(zhì)憤怒個(gè)體更容易在駕駛、工作和家庭中出現(xiàn)攻擊行為(Maldonado, Watkins, & DiLillo, 2015;Nesbit & Conger, 2012; Hepworth & Towler, 2004)。

但是, 在生活中, 面對(duì)同樣的沖突情境, 為什么那些特質(zhì)憤怒水平較高的人傾向于選擇拍案而起, 而那些特質(zhì)憤怒水平較低的人卻能夠泰然處之呢？綜合認(rèn)知模型(Integrative Cognitive Model,ICM; Wilkowski & Robinson, 2008a)在整合已有理論模型和實(shí)證依據(jù)的基礎(chǔ)上, 探討了在情境的刺激下, 不同人格特質(zhì)(特質(zhì)憤怒)的個(gè)體在敵意解釋、反思注意和努力控制過程等方面的差異, 并進(jìn)一步分析了這些差異如何導(dǎo)致不同的行為結(jié)果, 從而構(gòu)建了一個(gè)綜合的模型來解釋特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)攻擊行為的內(nèi)部認(rèn)知機(jī)制。無疑, ICM為我們理解特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的影響提供了新的視角。

1.1 敵意認(rèn)知與憤怒沉思的多重中介作用

ICM認(rèn)為當(dāng)敵意情境出現(xiàn)時(shí), 個(gè)體首先對(duì)情境進(jìn)行自動(dòng)化加工, 形成一個(gè)整體的解釋, 如果該情境被解釋為敵意的, 則會(huì)出現(xiàn)憤怒和攻擊行為。在此過程中, 存在個(gè)體差異, 高特質(zhì)憤怒的個(gè)體更容易對(duì)情境形成帶有敵意偏見的解釋, 敵意解釋形成之后可以直接誘發(fā)憤怒情緒, 進(jìn)而導(dǎo)致攻擊行為的表達(dá)。實(shí)證研究的結(jié)果也表明, 在模糊情境下, 特質(zhì)憤怒水平較高的個(gè)體更容易形成帶有敵意偏見的解釋(de Jong, 2014; Wilkowski & Robinson,2008b), 這種敵意解釋的傾向是攻擊行為的一個(gè)重要預(yù)測(cè)變量(Dodge et al., 2015)。研究者將個(gè)體這種自動(dòng)化和長期性的敵對(duì)想法和敵意解釋偏向稱作敵意認(rèn)知(hostile cognition; Snyder, Crowson, Houston,Kurylo, & Poirier, 1997)。

其次, ICM認(rèn)為高特質(zhì)憤怒的個(gè)體更容易進(jìn)入與敵意情境相關(guān)的沉思中, 并很難從這種沉思過程中分心, 憤怒沉思放大了憤怒情緒和攻擊行為的表達(dá)。憤怒沉思(anger rumination)是指對(duì)憤怒事件進(jìn)行無意的反復(fù)思考的傾向(Sukhodolsky, Golub, &Cromwell, 2001), 包括對(duì)憤怒情緒的注意、對(duì)憤怒事件的原因和結(jié)果的反復(fù)思考以及對(duì)過去憤怒事件的回憶。已有的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn), 特質(zhì)憤怒與憤怒沉思關(guān)系密切(Sukhodolsky et al., 2001), 高特質(zhì)憤怒個(gè)體有對(duì)敵意刺激進(jìn)行注意的偏好傾向(羅亞莉, 張大均, 2011), 這種傾向會(huì)導(dǎo)致個(gè)體對(duì)憤怒事件相關(guān)的沉思(Wilkowski & Robinson, 2008a)。Peters等人(2015)的研究發(fā)現(xiàn)憤怒沉思可以有效預(yù)測(cè)攻擊行為。其他研究則采用自我報(bào)告(Denson,Pedersen, & Miller, 2006)、行為實(shí)驗(yàn)(Gerin, Davidson,Christenfeld, Goyal, & Schwartz, 2006)和腦成像(Denson, Pedersen, Ronquillo, & Nandy, 2009)的方法一致地表明了個(gè)體一旦進(jìn)入到憤怒沉思中, 憤怒情緒會(huì)被放大和延長, 攻擊行為也會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)。

綜上所述, 敵意認(rèn)知和憤怒沉思在特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)中起著重要的作用。有研究者進(jìn)一步認(rèn)為, 高特質(zhì)憤怒個(gè)體由于具有敵意認(rèn)知傾向,這種傾向也會(huì)促使他們更有可能有選擇地持續(xù)注意敵意事件發(fā)生的原因以及憤怒的情緒體驗(yàn), 并對(duì)這種過程進(jìn)行重復(fù)加工, 即進(jìn)入憤怒沉思, 憤怒沉思則繼續(xù)放大和增強(qiáng)攻擊行為(楊麗珠, 杜文軒,沈悅, 2011)。因此, 根據(jù)已有理論和實(shí)證研究結(jié)果,我們認(rèn)為, 高特質(zhì)憤怒個(gè)體傾向于對(duì)模糊情境進(jìn)行敵意解釋, 這種認(rèn)知傾向(即敵意認(rèn)知)一方面直接影響攻擊行為, 另一方面通過憤怒沉思的過程進(jìn)一步放大和增強(qiáng)了攻擊行為。據(jù)此, 我們嘗試提出假設(shè) H1：敵意認(rèn)知和憤怒沉思在特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間起著復(fù)雜的多重中介作用, 敵意認(rèn)知不僅直接影響攻擊行為還可以通過影響憤怒沉思進(jìn)而影響攻擊行為。

1.2 認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用

不同于以往的理論模型(如, 一般攻擊模型,Anderson & Bushman, 2002)只考察了自動(dòng)化的認(rèn)知過程, 而忽略個(gè)體的主觀能動(dòng)性在攻擊行為產(chǎn)生過程中的作用, ICM提出了高、低特質(zhì)憤怒個(gè)體攻擊行為存在差異的第三個(gè)重要因素——努力控制。一項(xiàng)元分析研究表明, 努力控制與反社會(huì)的行為傾向之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系(Morgan & Lilienfeld, 2000)。高努力控制者可以壓制在敵意情境中憤怒和攻擊行為的自動(dòng)化優(yōu)勢(shì)反應(yīng)(Eisenberg, Smith, Sadovsky,& Spinrad, 2004)。具體來說, 在敵意情境中, 努力控制可以通過認(rèn)知重評(píng)、分心、反應(yīng)抑制三種方式分別干擾敵意認(rèn)知、憤怒沉思和攻擊行為的過程來減弱特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間的連接。認(rèn)知重評(píng)(cognitive reappraisal)是指以一種客觀、中性、積極的方式去思考事件(Gross & Thompson, 2007), 其主要特征是對(duì)當(dāng)前情境進(jìn)行重新評(píng)估。實(shí)證研究的結(jié)果也表明, 當(dāng)給被試呈現(xiàn)一些合理的額外信息(如, 收到挑釁者的道歉或者得知對(duì)方處于不好的情緒中)時(shí), 被試對(duì)挑釁者的攻擊行為會(huì)下降(Barlett& Anderson, 2011)。所以有研究者認(rèn)為, 認(rèn)知重評(píng)通過用合理的、非敵意的解釋代替自動(dòng)化的敵意解釋(即敵意認(rèn)知)可以有效地降低個(gè)體的攻擊行為(Denson, 2015)。據(jù)此, 我們提出假設(shè)H2：認(rèn)知重評(píng)在敵意認(rèn)知對(duì)攻擊行為的影響中起著調(diào)節(jié)作用。

然而, 正如楊麗珠等人(2011)所指出的那樣,由于 ICM 總體而言還是一個(gè)理論框架, 尚缺乏明確的實(shí)證證據(jù), 主要靠側(cè)面推論的理論假設(shè)也可能存在一定的局限性。例如, 認(rèn)知重評(píng)是否只能對(duì)敵意認(rèn)知過程進(jìn)行干擾呢？隨著樣本群體某些特質(zhì)(例如, 認(rèn)知重評(píng))的變化, 特質(zhì)憤怒影響攻擊行為的機(jī)制是否也會(huì)隨之發(fā)生變化呢？目前對(duì)認(rèn)知重評(píng)的研究主要集中在對(duì)情緒尤其是憤怒、焦慮等具體的負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)上。例如, 研究表明在外界環(huán)境激發(fā)的條件下, 當(dāng)給予認(rèn)知重評(píng)的指導(dǎo)語時(shí), 被試可以調(diào)節(jié)即時(shí)的狀態(tài)憤怒(Memedovic, Grisham,Denson, & Moulds, 2010; Mauss, Cook, Cheng, &Gross, 2007), 并且認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體有著更少的憤怒等負(fù)性情緒(Mauss et al., 2007)。根據(jù)評(píng)估理論的觀點(diǎn), 對(duì)當(dāng)前情境的思考和評(píng)估方式?jīng)Q定了情緒的類型和強(qiáng)度(Scherer, Schorr, & Johnstone,2001), 由于憤怒沉思與憤怒情緒的保持和放大有關(guān), 而認(rèn)知重評(píng)與憤怒情緒的向下調(diào)節(jié)有關(guān)(Ray,Wilhelm, & Gross, 2008), 因此我們推斷憤怒沉思的過程可能會(huì)因?yàn)檎J(rèn)知重評(píng)水平的不同而發(fā)生變化。也就是說, 對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較低的個(gè)體來說,特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的影響可能要通過敵意認(rèn)知和憤怒沉思的多重中介作用; 而對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體來說, 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用則僅通過敵意認(rèn)知的中介作用。因此, 在探討認(rèn)知重評(píng)在敵意認(rèn)知與攻擊行為之間關(guān)系的基礎(chǔ)上, 我們進(jìn)一步探討認(rèn)知重評(píng)是否影響特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)攻擊行為的作用機(jī)制。

綜上所述, 本研究擬探討特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思、認(rèn)知重評(píng)和攻擊行為之間的關(guān)系。根據(jù)ICM 的理論假設(shè), 結(jié)合已有的實(shí)證研究, 我們提出假設(shè)H1和H2。本研究旨在對(duì)特質(zhì)憤怒影響攻擊行為的機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)的探討, 以期為 ICM 提供綜合的實(shí)證依據(jù), 同時(shí)為有效控制高特質(zhì)憤怒個(gè)體的攻擊行為提供實(shí)踐上的指導(dǎo)。

2 研究方法

2.1 研究被試

采用隨機(jī)抽樣的方式選取重慶市西南大學(xué)的800名大學(xué)生為被試, 共發(fā)放問卷800份, 回收777份, 回收率為 97%, 剔除部分問卷回答不完整、答案全部一致或者具有明顯規(guī)律的虛假作答問卷, 最終獲得有效問卷742份。其中男生164人, 女生572人, 還有5人未標(biāo)明性別。被試年齡在16～25歲之間, 平均年齡為19.98 (

SD

= 1.02)歲。其中, 大一年級(jí)173人, 大二年級(jí)531人, 大三年級(jí)19人, 大四年級(jí)18人, 其中一人未注明年級(jí)。

2.2 研究工具

2.2.1 特質(zhì)憤怒量表(TAS)

采用 Spielberger (1988)編制的特質(zhì)憤怒量表(The Trait Anger Scale, TAS), 包含氣質(zhì)型憤怒和反應(yīng)型憤怒兩個(gè)分量表, 共10個(gè)條目。量表采用Likert 4 點(diǎn)計(jì)分方式, 從“幾乎不” (得 1 分)到“總是” (得 4分), 得分越高表明其越易憤怒。經(jīng)過中文版的修訂(羅亞莉, 張大均, 劉云波, 劉衍玲, 2011), 該量表在大學(xué)生群體中有良好的信度和效度。總量表、氣質(zhì)型憤怒量表、反應(yīng)型憤怒量表的 α系數(shù)分別為0.80、0.80、0.69。4周后的重測(cè)信度分別為0.83、0.80、0.70。經(jīng)檢驗(yàn), 總量表、氣質(zhì)型憤怒量表、反應(yīng)型憤怒量表在本研究中的 α系數(shù)分別為 0.84、0.85、0.75, 問卷修訂后的結(jié)構(gòu)效度良好, 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：c

/df

= 4.63, GFI = 0.96, CFI =0.95, TLI = 0.93, RMSEA = 0.07。

2.2.2 敵意認(rèn)知問卷

對(duì)敵意認(rèn)知的測(cè)量參照以往研究者的做法(劉文文等, 2015), 采用攻擊性問卷的敵意維度, 共 8個(gè)條目。問卷的計(jì)分方法與攻擊性問卷一致(見下文)。該量表具有良好的信度, 敵意認(rèn)知分量表的α系數(shù)為0.77 (Buss & Perry, 1992)。經(jīng)檢驗(yàn), 本研究中, 敵意認(rèn)知量表的α系數(shù)為0.76。

2.2.3 憤怒沉思問卷(ARS)

采用 Sukhodolsky等人(2001)編制的憤怒沉思問卷(Anger Rumination Scale, ARS), 包含事后憤怒、報(bào)復(fù)想法、憤怒記憶和事因理解四個(gè)分量表, 共19個(gè)條目。采用Likert 4點(diǎn)計(jì)分的方式, 從“從不”(得 1 分)到“總是” (得 4 分), 得分越高, 代表個(gè)體的憤怒沉思水平越高。該量表具有良好的信度和效度,總量表、事后憤怒量表、報(bào)復(fù)想法量表、憤怒記憶量表和事因理解量表的α系數(shù)分別為0.93、0.86、0.72、0.85、0.77。1個(gè)月之后總量表的重測(cè)信度為0.77。由于報(bào)復(fù)想法的題目與攻擊行為存在很高的共線性, 因此考慮將其刪除, 在本研究中使用事后憤怒、憤怒記憶和事因理解3個(gè)維度。經(jīng)檢驗(yàn), 刪除“報(bào)復(fù)想法”這一維度后, 本研究中總量表、事后憤怒量表、憤怒記憶量表和事因理解量表的α系數(shù)分別為0.90、0.81、0.80、0.70。問卷修訂后的結(jié)構(gòu)效度良好, 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：c

/df

= 4.43,GFI = 0.93, CFI = 0.93, TLI = 0.91, RMSEA = 0.07。

2.2.4 認(rèn)知重評(píng)問卷

采用Gross和John (2003)編制的情緒調(diào)節(jié)問卷(Emotion Regulation Questionnaire, ERQ)中的認(rèn)知重評(píng)分量表, 共6個(gè)條目。采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分的方式, 從“非常不同意” (得 1 分)到“非常同意” (得 7分), 得分越高表示越多的使用這種情緒調(diào)節(jié)方式。經(jīng)過中文版的修訂(史寧, 2012), 有較好的信度, 認(rèn)知重評(píng)分量表的α系數(shù)為0.79。經(jīng)檢驗(yàn), 在本研究中, 認(rèn)知重評(píng)量表的α系數(shù)為0.84。

2.2.5 攻擊行為問卷

采用Buss和Perry (1992)編制的攻擊性問卷(The Aggression Questionnaire, AQ), 包含身體攻擊、言語攻擊、憤怒和敵意認(rèn)知四個(gè)分量表, 共 29個(gè)條目。前 14個(gè)項(xiàng)目包含身體攻擊、言語攻擊兩個(gè)維度測(cè)量個(gè)體攻擊行為, 后 15個(gè)項(xiàng)目包含憤怒和敵意兩個(gè)維度測(cè)量個(gè)體攻擊性的內(nèi)在狀態(tài), 即攻擊性情緒和認(rèn)知。由于本研究中探討的攻擊行為是指采用面對(duì)面的直接攻擊形式, 即身體攻擊和言語攻擊等外部攻擊行為。因此, 采用攻擊性問卷的前兩個(gè)維度——身體攻擊和言語攻擊, 共14個(gè)題目。問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分方式, 從“完全不符合” (得1分)到“完全符合” (得5分), 得分越高表明攻擊行為越頻繁。該量表具有良好的信度和效度?？偭勘怼⑸眢w攻擊量表、言語攻擊量表的α系數(shù)分別為0.89、0.85、0.72。9周之后的重測(cè)信度分別為0.80、0.80、0.76。經(jīng)過探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析, 其中身體攻擊的第 16題因素載荷極低, 因此考慮將其刪除。經(jīng)檢驗(yàn), 在刪除該題后, 總量表、身體攻擊量表、言語攻擊量表在本研究中的α系數(shù)分別為0.79、0.76、0.62。問卷修訂后的結(jié)構(gòu)效度良好, 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：c

/df

= 4.04, GFI = 0.95,CFI = 0.90, TLI = 0.87, RMSEA = 0.06。

2.3 施測(cè)過程與數(shù)據(jù)處理

采用統(tǒng)一指導(dǎo)語, 由經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生對(duì)調(diào)查對(duì)象進(jìn)行集體或個(gè)體施測(cè), 并向被試說明問卷的保密性、填寫的真實(shí)性、填寫的注意事項(xiàng)以及填寫方法, 在被試?yán)斫夂髥为?dú)作答, 完成后當(dāng)場(chǎng)收回問卷。整個(gè)測(cè)試流程大約 10分鐘。對(duì)不符合條件的被試進(jìn)行剔除, 然后用SPSS 16.0和AMOS 17.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析。

首先, 進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析并且采用

Pearson

相關(guān)分析對(duì)各主要變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行探討。然后, 在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上, 采用結(jié)構(gòu)方程技術(shù),對(duì)特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間的關(guān)系以及敵意認(rèn)知與憤怒沉思的中介作用進(jìn)行分析 本研究所有中介效應(yīng)的分析采用間接檢驗(yàn), 即如果自變量到中介變量的路徑系數(shù)≠0且中介變量到因變量的路徑系數(shù)≠0, 則認(rèn)為中介效應(yīng)顯著, 否則 、中有一者為 0或者兩者均為0, 則判定為中介效應(yīng)不顯著。。最后, 根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)方法, 采用多群組分析對(duì)認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行分析。此外, 根據(jù)溫忠麟、侯杰泰和馬什赫伯特(2004)的建議, 將近似誤差均方根(RMSEA)在0.08以下, 比較擬合指數(shù)(CFI)、非規(guī)范擬合指數(shù)(TLI)等指數(shù)在0.90以上作為擬合指數(shù)良好的標(biāo)準(zhǔn)。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

為了避免共同方法偏差對(duì)結(jié)果的影響, 我們?cè)谑y(cè)過程中對(duì)問卷的反應(yīng)方式、反應(yīng)語句、作答時(shí)的匿名性、保密性等進(jìn)行程序控制。問卷回收之后, 我們進(jìn)行了Harman單因素檢驗(yàn)(Podsakoff, Mackenzie,Lee, & Podsakoff, 2003), 即對(duì)所有題目進(jìn)行探索性因素分析, 結(jié)果顯示, 未旋轉(zhuǎn)主成分分析共有11個(gè)因子的特征值大于1且第一個(gè)因子解釋的變異量僅為11.11%, 根據(jù)Ashford和Tsui (1991)的判定標(biāo)準(zhǔn),如果得到了多個(gè)特征值大于1的因子且第一個(gè)因子解釋的變異量不超過40%, 則表明共同方法變異不嚴(yán)重。因此, 本研究的共同方法偏差問題不嚴(yán)重。

在 Harman單因素檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步使用了“控制未測(cè)單一方法潛因子法”對(duì)共同方法進(jìn)行檢驗(yàn)(熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞, 2012)。具體而言, 就是將所有題目除了負(fù)荷在所屬構(gòu)念因子上, 還負(fù)荷在同一未知的方法潛因子上, 然后比較兩個(gè)模型的差異。結(jié)果顯示, 原模型擬合指數(shù)為：c/

df

= 2.43, GFI = 0.85, CFI = 0.87, TLI = 0.86,RMSEA = 0.04; 加入共同方法因子后, 模型擬合指數(shù)為：c/

df

= 2.01, GFI = 0.87, CFI = 0.89, TLI =0.87, RMSEA = 0.04。雖然 Δc/Δ

df

顯著, 但是兩模型的擬合指數(shù)相差不大, 因此可以認(rèn)為本研究中的共同方法偏差問題不嚴(yán)重。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

對(duì)主要變量及其維度進(jìn)行

Pearson

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 除認(rèn)知重評(píng)以外, 各主要變量之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體而言, 特質(zhì)憤怒與敵意認(rèn)知、憤怒沉思、攻擊行為顯著正相關(guān); 敵意認(rèn)知與憤怒沉思、攻擊行為顯著正相關(guān); 憤怒沉思與攻擊行為顯著正相關(guān); 認(rèn)知重評(píng)與各主要變量之間相關(guān)均不顯著,如表1所示。

3.2 特質(zhì)憤怒影響攻擊行為的多重中介模型檢驗(yàn)和分析

根據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果可知, 特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思與攻擊行為之間兩兩相關(guān), 符合多重中介模型檢驗(yàn)的要求, 因此, 進(jìn)一步采用結(jié)構(gòu)方程模型, 以特質(zhì)憤怒為自變量、攻擊行為為因變量,探討敵意認(rèn)知與憤怒沉思的中介效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),該模型的擬合指數(shù)良好：χ

/df =

4.44, RMSEA =0.07, GFI = 0.98, AGFI = 0.95, IFI = 0.99, CFI =0.98, TLI = 0.96。進(jìn)一步對(duì)模型中的路徑進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)(見圖 1), 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為有顯著的預(yù)測(cè)作用(β

=

0.72,

t =

8.06,

p

< 0.001), 特質(zhì)憤怒到敵意認(rèn)知(β

=

0.50,

t =

11.28,

p

< 0.001)、敵意認(rèn)知到攻擊行為(β

=

0.36,

t =

7.11,

p

< 0.001)之間的路徑系數(shù)顯著, 特質(zhì)憤怒到憤怒沉思(β

=

0.48,

t =

9.60,

p

< 0.001)、敵意認(rèn)知到憤怒沉思(β

=

0.31,

t =

8.01,

p

< 0.001)之間的路徑系數(shù)顯著, 而憤怒沉思到攻擊行為之間的路徑系數(shù)不顯著(β

=

?0.11,

t =

?1.66,

p

= 0.10)。這一結(jié)果表明, 敵意認(rèn)知在特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間起到中介作用(中介效應(yīng)值

ab

= 0.18,

Z

= 6.99,

p

< 0.001), 中介效應(yīng)值占總效應(yīng)的19.8%。另外, 敵意認(rèn)知在特質(zhì)憤怒與憤怒沉思之間起到中介作用(中介效應(yīng)值

ab

= 0.16,

Z

= 6.12,

p

< 0.001),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25%。

表1 各主要變量之間的相關(guān)關(guān)系

3.3 認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用分析

Marsh, Wen和Hau (2004)認(rèn)為, 理想的調(diào)節(jié)變量與自變量以及因變量之間的相關(guān)都不高, 相關(guān)分析的結(jié)果顯示認(rèn)知重評(píng)與各主要變量之間相關(guān)關(guān)系都不顯著, 因此符合調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的要求。為了考察認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用以及調(diào)節(jié)模式, 以“認(rèn)知重評(píng)”作為分組變量, 進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程多群組分析。具體而言, 選取高認(rèn)知重評(píng)組、低認(rèn)知重評(píng)組分別與圖1的模型進(jìn)行擬合, 以此分析該模型在不同水平的認(rèn)知重評(píng)上是否有顯著差異。根據(jù)模型多組比較的要求(溫忠麟, 侯杰泰, 馬什赫伯特, 2003), 定義以下相互嵌套的3個(gè)模型：

模型1 (未設(shè)限模型)：對(duì)于不同的組別, 定義相同的模型結(jié)構(gòu), 對(duì)模型中的各個(gè)參數(shù)不加任何限制;

模型2 (測(cè)量模型)：在模型1的基礎(chǔ)上, 將不同組別的測(cè)量模型部分的路徑系數(shù)限制為相等;

模型3 (結(jié)構(gòu)模型)：在模型2的基礎(chǔ)上, 將不同組別的結(jié)構(gòu)模型部分的路徑系數(shù)限制為相等。

結(jié)果發(fā)現(xiàn), 模型1、模型2和模型3的“模型與數(shù)據(jù)擬合”情形較好(見表2), 進(jìn)一步分析顯示, 高、低認(rèn)知重評(píng)組在測(cè)量模型上差異不顯著, Δc/Δ

df

=2.34,

p

> 0.05; 在結(jié)構(gòu)模型上有顯著差異, Δc/Δ

df

=1.89,

p

< 0.05。參數(shù)匹配的結(jié)果表明, “敵意認(rèn)知”到“攻擊行為”的路徑系數(shù)在兩組之間存在顯著差異(

p

<0.05)。簡單斜率檢驗(yàn)的結(jié)果表明, 當(dāng)認(rèn)知重評(píng)水平較低時(shí)(

Z

≤ ?1), 隨著敵意認(rèn)知水平的增加,個(gè)體的攻擊行為呈上升趨勢(shì)(β

=

0.66,

t =

14.4,

p

<0.001), 即敵意認(rèn)知增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 攻擊行為增加0.66個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差; 當(dāng)認(rèn)知重評(píng)水平較高時(shí)(

Z

≥1), 隨著敵意認(rèn)知水平的增加, 個(gè)體的攻擊行為也呈上升趨勢(shì)(β

=

0.42,

t =

9.51,

p

< 0.001), 然而敵意認(rèn)知增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 攻擊行為增加0.42個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。即敵意認(rèn)知對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用隨著認(rèn)知重評(píng)水平的不同而不同。

此外, 路徑系數(shù)的結(jié)果顯示, 高、低認(rèn)知重評(píng)組均有多條路徑系數(shù)較低, 甚至路徑系數(shù)不顯著。因此, 有必要對(duì)高、低認(rèn)知重評(píng)組建立不同的結(jié)構(gòu)方程模型以進(jìn)一步考察特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思與攻擊行為之間的關(guān)系模式。

低認(rèn)知重評(píng)組與基準(zhǔn)模型的具體擬合結(jié)果見表 3。由表 3可知, 低認(rèn)知重評(píng)組的基準(zhǔn)模型(

M

1)擬合指數(shù)較好, 但是路徑分析的結(jié)果表明, 對(duì)于低認(rèn)知重評(píng)組, 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的直接預(yù)測(cè)路徑變得不顯著, 因此考慮將其刪除, 刪除后(

M

2), 各條路徑系數(shù)均顯著, 模型擬合指數(shù)也非常理想。因此, 最后確定

M

2為低認(rèn)知重評(píng)組的結(jié)構(gòu)模型, 具體結(jié)果見圖2。由圖2可知, 特質(zhì)憤怒對(duì)敵意認(rèn)知(β

=

0.60,

t =

5.48,

p

< 0.001)、敵意認(rèn)知對(duì)攻擊行為(β

=

0.68,

t =

5.75,

p

< 0.001)的預(yù)測(cè)作用顯著; 特質(zhì)憤怒對(duì)憤怒沉思(β

=

0.53,

t =

3.64,

p

< 0.001)、憤怒沉思對(duì)攻擊行為(β

=

0.26,

t =

2.15,

p

< 0.05)的預(yù)測(cè)作用顯著; 另外, 敵意認(rèn)知對(duì)憤怒沉思(β

=

0.26,

t =

2.34,

p

< 0.001)的預(yù)測(cè)作用也顯著。也就是說, 對(duì)于低認(rèn)知重評(píng)組來說, 敵意認(rèn)知在特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間起完全的中介作用(

ab

= 0.41,

Z

= 4.55,

p

< 0.001),憤怒沉思也在特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間起完全的中介作用(

ab

= 0.14,

Z

= 2.33,

p

< 0.05), 特質(zhì)憤怒還可以通過敵意認(rèn)知對(duì)憤怒沉思的作用對(duì)攻擊行為產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用, 這條路徑的中介效應(yīng)值為0.04。三條路徑的總效應(yīng)值為0.59, 即敵意認(rèn)知和憤怒沉思在特質(zhì)憤怒和攻擊行為之間起完全中介的作用,中介效應(yīng)值分別占總效應(yīng)的69.49%和23.73%。

圖1 特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思和攻擊行為之間的關(guān)系模型

表2 各模型擬合指數(shù)

表3 低認(rèn)知重評(píng)組擬合指數(shù)(n = 119)

高認(rèn)知重評(píng)組與基準(zhǔn)模型的具體擬合結(jié)果見表4。由表 4可知, 高認(rèn)知重評(píng)組與基準(zhǔn)模型(

M

1)的擬合程度一般, 并且對(duì)路徑系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,

M

1中憤怒沉思對(duì)攻擊行為等多條路徑的路徑系數(shù)不顯著。因此, 我們逐步刪除不顯著的路徑, 最后確定

M

2作為高認(rèn)知重評(píng)組的中介模型, 該模型明顯優(yōu)于基準(zhǔn)模型(Δc/Δ

df

= 1.82,

p

< 0.05), 并且擬合指數(shù)非常理想(見表4)。由圖3可知, 在高認(rèn)知重評(píng)組的中介模型中, 憤怒沉思這一變量被刪除, 并且敵意認(rèn)知到攻擊行為的預(yù)測(cè)作用也不顯著, 也就是說對(duì)于高認(rèn)知重評(píng)組的被試來說, 特質(zhì)憤怒主要通過其直接效應(yīng)預(yù)測(cè)攻擊行為。

4 討論

圖2 低認(rèn)知重評(píng)組的特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思和攻擊行為之間的關(guān)系模型

馬加爵事件之后, 國內(nèi)外的校園暴力事件進(jìn)入人們的眼球。這些校園暴力事件的發(fā)生不僅影響了大學(xué)生自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn), 也影響了社會(huì)的安定。因此, 有必要對(duì)大學(xué)生的攻擊行為進(jìn)行充分研究。ICM 在整合原有關(guān)于攻擊行為的理論模型的基礎(chǔ)上, 探討了特質(zhì)憤怒水平不同的個(gè)體攻擊行為出現(xiàn)差異的內(nèi)部機(jī)制, 具有結(jié)構(gòu)清晰、綜合性強(qiáng)等優(yōu)點(diǎn)。然而該模型至今還缺乏綜合的實(shí)證證據(jù)。因此, 本研究基于 ICM, 采用問卷調(diào)查的方法, 通過建立結(jié)構(gòu)方程模型以及多群組分析考察了特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間的關(guān)系, 以及敵意認(rèn)知、憤怒沉思的中介作用與認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用。

表4 高認(rèn)知重評(píng)組擬合指數(shù)(n = 94)

4.1 特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思、認(rèn)知重評(píng)與攻擊行為的關(guān)系

相關(guān)分析的結(jié)果表明, 特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思與攻擊行為之間兩兩相關(guān), 與 ICM 的理論假設(shè)相符。然而, 根據(jù)ICM的理論假設(shè), 高、低特質(zhì)憤怒個(gè)體的努力控制水平存在差異, 而在本研究的相關(guān)分析中未發(fā)現(xiàn)特質(zhì)憤怒與認(rèn)知重評(píng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。針對(duì)這一結(jié)果, 我們認(rèn)為有兩點(diǎn)原因：首先, 使用的測(cè)量工具不同, 如Tangney, Baumeister和Boone (2004)采用了自編的自我控制問卷得到自我控制與特質(zhì)憤怒的負(fù)相關(guān)關(guān)系, Martin和Dahlen(2005)則采用了認(rèn)知情緒調(diào)節(jié)問卷中的積極重評(píng)維度得到特質(zhì)憤怒與積極的認(rèn)知重評(píng)負(fù)相關(guān), 與本研究中使用的測(cè)量工具均不同; 其次, 認(rèn)知重評(píng)與特質(zhì)憤怒之間的關(guān)系可能受到年齡的影響。羅利和黃敏兒(2016)的研究表明, 當(dāng)采用全樣本時(shí), 認(rèn)知重評(píng)可以負(fù)向預(yù)測(cè)負(fù)性情緒, 而當(dāng)只使用青年組的樣本時(shí), 認(rèn)知重評(píng)對(duì)負(fù)性情緒的預(yù)測(cè)作用不顯著。大學(xué)生處于青年階段, 因此出現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)與特質(zhì)憤怒相關(guān)不顯著的結(jié)果, 與羅利和黃敏兒(2016)的研究結(jié)果基本一致。當(dāng)然, 憤怒作為一種負(fù)性情緒與認(rèn)知重評(píng)的關(guān)系是否存在年齡差異也有待進(jìn)一步的考察。

4.2 敵意認(rèn)知與憤怒沉思的多重中介作用

進(jìn)一步的中介效應(yīng)分析的結(jié)果表明, 特質(zhì)憤怒可以直接預(yù)測(cè)攻擊行為, 并且可以通過敵意認(rèn)知的中介作用對(duì)攻擊行為產(chǎn)生影響, 這與 ICM 的理論假設(shè)(Wilkowski & Robinson, 2008a)以及以往研究是一致的(劉文文等, 2015)。另外, 也發(fā)現(xiàn)特質(zhì)憤怒還可以通過敵意認(rèn)知的中介作用對(duì)憤怒沉思產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用, 證實(shí)了楊麗珠等人(2011)的推導(dǎo), 即出現(xiàn)模糊的敵意情境時(shí), 高特質(zhì)憤怒個(gè)體容易形成自動(dòng)化的敵意解釋(即敵意認(rèn)知), 敵意解釋使其選擇性地對(duì)敵意誘因及其憤怒體驗(yàn)進(jìn)行持續(xù)性注意, 形成憤怒沉思。

圖3 高認(rèn)知重評(píng)組的特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知和攻擊行為之間的關(guān)系模型

然而, 在本研究中, 相關(guān)分析結(jié)果顯示憤怒沉思與攻擊行為相關(guān)顯著, 而在結(jié)構(gòu)方程中, 憤怒沉思對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用不顯著, 這與理論模型以及以往的研究存在差異, 我們認(rèn)為主要有以下兩點(diǎn)原因：第一, 以往的研究多采用實(shí)驗(yàn)室研究考察憤怒沉思與攻擊行為之間的關(guān)系, 反映的是即時(shí)的憤怒沉思放大和延長了攻擊行為。如比起控制組的被試, 那些被要求在敵意激發(fā)后對(duì)憤怒事件及其憤怒體驗(yàn)進(jìn)行沉思的被試為虛擬同伴選擇了更多的辣椒醬(Denson, White, & Warburton, 2009), 增強(qiáng)了扣帶回、前腦島等與攻擊行為相關(guān)腦區(qū)的激活水平(Denson, Pedersen et al., 2009), 并且延長了在敵意激發(fā)后血壓恢復(fù)到基線值的時(shí)間(Gerin et al., 2006),而本研究采用了問卷調(diào)查的方法考察長期的關(guān)系,不易反映出憤怒沉思對(duì)攻擊行為的“放大與延長”,因此憤怒沉思對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用不顯著。第二,以往的研究單獨(dú)地考察憤怒沉思與攻擊行為的關(guān)系(Denson et al., 2006), 得出了憤怒沉思可以預(yù)測(cè)攻擊行為, 這與本研究中相關(guān)分析的結(jié)果一致, 而沒有將特質(zhì)憤怒的直接效應(yīng)以及敵意認(rèn)知的中介作用納入其中。在對(duì)攻擊行為的問卷測(cè)量中, 分?jǐn)?shù)越高反映的是攻擊行為的頻率越高, 而影響攻擊行為頻率的主要是憤怒的頻率(即特質(zhì)憤怒)與自發(fā)的敵意解釋(即敵意認(rèn)知), 憤怒沉思則是影響攻擊行為的強(qiáng)度和持久性(Wilkowski & Robinson, 2010),所以在采用問卷調(diào)查考察攻擊行為的影響因素時(shí),特質(zhì)憤怒的直接作用與敵意認(rèn)知的中介作用掩蔽了憤怒沉思對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)作用, 導(dǎo)致在本研究中憤怒沉思對(duì)攻擊行為沒有顯著的預(yù)測(cè)作用。

4.3 認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用

ICM 不僅探討了特質(zhì)憤怒與攻擊行為的內(nèi)部機(jī)制, 而且受到了努力控制理論的啟發(fā), 將個(gè)體自身的努力控制這一主動(dòng)性因素納入其中, 努力控制因素的作用主要反映在三個(gè)方面：第一, 通過認(rèn)知重評(píng)的作用干擾敵意認(rèn)知的過程; 第二, 通過分心的作用干擾憤怒沉思的過程; 第三, 通過反應(yīng)抑制的作用干擾攻擊行為的表達(dá)(Wilkowski & Robinson,2008a)。另外, 以往的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn), 當(dāng)為被試提供一些額外的信息時(shí), 被試的攻擊行為可以有效得到降低(Barlett & Anderson, 2011)。因此, 本研究采用了多群組分析的方法探討了認(rèn)知重評(píng)因素在特質(zhì)憤怒與攻擊行為的關(guān)系中所起的調(diào)節(jié)作用。多群組分析的結(jié)果表明, 對(duì)于高、低認(rèn)知重評(píng)的個(gè)體來說, 敵意認(rèn)知對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)路徑存在差異,具體而言, 比起認(rèn)知重評(píng)水平較低的個(gè)體, 對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體來說, 隨著敵意認(rèn)知的增加,攻擊行為增長的速度更慢。根據(jù)以往研究, 我們推斷當(dāng)敵意激發(fā)事件發(fā)生后, 高認(rèn)知重評(píng)的個(gè)體可以對(duì)情境進(jìn)行重新審視, 用一種非敵意的解釋代替自動(dòng)化的敵意解釋(Gross & Thompson, 2007), 從而避免了一部分攻擊行為的發(fā)生。這與 ICM 提出的認(rèn)知重評(píng)可以干擾敵意認(rèn)知過程這一理論假設(shè)一致。

除此之外, 我們也發(fā)現(xiàn), 針對(duì)高、低認(rèn)知重評(píng)組, 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)模型存在差異。對(duì)于高認(rèn)知重評(píng)組的個(gè)體來說, 特質(zhì)憤怒主要通過其直接效應(yīng)預(yù)測(cè)攻擊行為, 而對(duì)于低認(rèn)知重評(píng)組的個(gè)體來說, 特質(zhì)憤怒主要通過敵意認(rèn)知與憤怒沉思的完全中介作用預(yù)測(cè)攻擊行為。這進(jìn)一步說明了認(rèn)知重評(píng)在特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)攻擊行為中的重要作用。評(píng)估理論認(rèn)為, 對(duì)事件的評(píng)估決定了個(gè)體當(dāng)前狀態(tài)下情緒的類型和強(qiáng)度(Scherer et al., 2001)。憤怒沉思是指對(duì)憤怒事件進(jìn)行無意的反復(fù)思考(Sukhodolsky et al., 2001), 而認(rèn)知重評(píng)是指以一種客觀、中性、積極的方式去思考事件(Gross & Thompson, 2007)。比較憤怒沉思和認(rèn)知重評(píng), 我們發(fā)現(xiàn)兩者都是對(duì)憤怒情境和事件的一種思考和評(píng)估, 只是前者的思考方式使得憤怒情緒得以保持甚至放大, 而后者則可以降低或者改變憤怒情緒。情緒調(diào)節(jié)領(lǐng)域的研究表明,認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體善于對(duì)負(fù)性情緒進(jìn)行調(diào)節(jié), 在同樣的敵意激發(fā)條件下, 其憤怒體驗(yàn)較低(Memedovic et al., 2010; Mauss et al., 2007)。即使是特質(zhì)憤怒水平較高, 在認(rèn)知重評(píng)的指導(dǎo)語下也可以降低憤怒體驗(yàn)(Germain & Kangas, 2015), 這證實(shí)了評(píng)估理論的觀點(diǎn)。因此, 我們推斷平時(shí)習(xí)慣使用認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的個(gè)體(即認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體), 在敵意情境出現(xiàn)后, 傾向于以一種中性、客觀和積極的方式來對(duì)事件進(jìn)行評(píng)估(即不進(jìn)入敵意認(rèn)知的階段)因而對(duì)憤怒情緒進(jìn)行了向下的調(diào)節(jié),而非陷入對(duì)憤怒事件相關(guān)的反復(fù)思考中(即不進(jìn)入憤怒沉思的階段)。所以, 對(duì)于高認(rèn)知重評(píng)的個(gè)體來說, 特質(zhì)憤怒僅通過直接效應(yīng)的作用預(yù)測(cè)攻擊行為。而認(rèn)知重評(píng)水平較低的個(gè)體傾向于以一種敵意的方式對(duì)事件進(jìn)行解釋, 并且會(huì)陷入對(duì)憤怒情境或事件的無意的反復(fù)思考, 也就是說會(huì)進(jìn)入自動(dòng)化的敵意認(rèn)知過程導(dǎo)致攻擊行為, 并且進(jìn)入自動(dòng)化的憤怒沉思過程進(jìn)一步對(duì)攻擊行為進(jìn)行放大。

另外, 在總模型中和高認(rèn)知重評(píng)組的模型中均出現(xiàn)了憤怒沉思中介效應(yīng)不顯著的情況, 我們推斷這是由于大學(xué)生這一青年樣本引起的。已有研究采用功能磁共振技術(shù)(fMRI)發(fā)現(xiàn), 與青年個(gè)體相比,當(dāng)老年個(gè)體進(jìn)行認(rèn)知重評(píng)的任務(wù)時(shí), 與認(rèn)知重評(píng)相關(guān)腦區(qū)(如外側(cè)前額葉)激活減弱, 而這些腦區(qū)的激活程度可以預(yù)測(cè)認(rèn)知重評(píng)的成功率(Winecoff, LaBar,Madden, Cabeza, & Huettel, 2011; Opitz, Rauch, Terry,& Urry, 2012), 另外, 羅利和黃敏兒(2016)對(duì)老中青三個(gè)年齡段的人認(rèn)知重評(píng)情況進(jìn)行調(diào)查, 也可以發(fā)現(xiàn)隨著年齡增長, 認(rèn)知重評(píng)得分下降的趨勢(shì)。也就是說, 比起其他年齡段的個(gè)體, 對(duì)于正處于青年階段的大學(xué)生來說, 認(rèn)知重評(píng)水平較高, 因此出現(xiàn)了在總模型中憤怒沉思中介效應(yīng)不顯著, 而在高認(rèn)知重評(píng)組進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)憤怒沉思和敵意認(rèn)知中介效應(yīng)均不顯著, 這兩處都反映了認(rèn)知重評(píng)對(duì)特質(zhì)憤怒影響攻擊行為的整體模型的調(diào)節(jié)作用。

4.4 研究價(jià)值與局限

本研究對(duì)特質(zhì)憤怒與攻擊行為之間的關(guān)系及其作用機(jī)制進(jìn)行了考察, 并對(duì)認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行了探究。結(jié)果不僅支持了ICM的理論假設(shè), 還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了在不同的認(rèn)知重評(píng)水平下, 特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)模型存在差異, 這些都為特質(zhì)憤怒與攻擊行為的 ICM 提供了實(shí)證的支持, 其中認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)作用的發(fā)現(xiàn)為干預(yù)高特質(zhì)憤怒個(gè)體的攻擊行為提供了實(shí)踐上的指導(dǎo)。比如, 根據(jù)多群組分析的結(jié)果, 我們應(yīng)該根據(jù)個(gè)體認(rèn)知重評(píng)水平的高低因人而異地控制其攻擊行為, 對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體, 主要通過降低其特質(zhì)憤怒水平, 減弱特質(zhì)憤怒的直接作用; 而對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較低的個(gè)體, 則要通過干預(yù)其認(rèn)知過程, 進(jìn)而對(duì)攻擊行為進(jìn)行有效控制。

誠然, 本研究仍然存在一些缺陷：首先, 問卷調(diào)查法得出的結(jié)論并不能作為因果結(jié)論的證據(jù), 因此, 可以考慮使用實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)的方法、認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)的方法以及干預(yù)研究的方法, 得到更多直接有效的證據(jù); 其次, 除了認(rèn)知重評(píng)的作用, 是否還可以通過分心的作用干擾憤怒沉思的過程以及通過反應(yīng)抑制的過程干擾攻擊行為的表達(dá), 也應(yīng)該成為下一步研究的問題。

5 結(jié)論

本研究主要得到以下結(jié)論：

(1) 特質(zhì)憤怒、敵意認(rèn)知、憤怒沉思與攻擊行為之間顯著正相關(guān), 認(rèn)知重評(píng)與這4個(gè)變量都不相關(guān);

(2) 特質(zhì)憤怒不僅對(duì)攻擊行為具有直接的正向預(yù)測(cè)作用, 還可以通過敵意認(rèn)知的中介作用對(duì)攻擊行為產(chǎn)生影響, 并且敵意認(rèn)知還在特質(zhì)憤怒與憤怒沉思之間起中介作用;

(3) 認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)了敵意認(rèn)知與攻擊行為之間的關(guān)系, 相比于低認(rèn)知重評(píng)水平的個(gè)體, 對(duì)于認(rèn)知重評(píng)水平較高的個(gè)體來說, 隨著敵意認(rèn)知的增長,攻擊行為增長的速度更慢;

(4) 認(rèn)知重評(píng)影響了特質(zhì)憤怒對(duì)攻擊行為的預(yù)測(cè)模型, 即對(duì)于低認(rèn)知重評(píng)組來說, 特質(zhì)憤怒通過敵意認(rèn)知與憤怒沉思的完全中介作用對(duì)攻擊行為產(chǎn)生影響; 對(duì)于高認(rèn)知重評(píng)組來說, 特質(zhì)憤怒通過其直接效應(yīng)預(yù)測(cè)攻擊行為。

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