攻擊動(dòng)機(jī)對(duì)特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊關(guān)系的中介作用：一項(xiàng)縱向研究*

李 芮 夏凌翔

(西南大學(xué)心理學(xué)部,認(rèn)知與人格教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,重慶 400715)

1 問(wèn)題提出

攻擊指存在傷人意圖的傷害行為反應(yīng)或傾向(Anderson &Bushman,2002;Buss &Perry,1992)。根據(jù)動(dòng)機(jī)的不同,可以將攻擊劃分為反應(yīng)性攻擊和主動(dòng)性攻擊(Dodge &Coie,1987;Wang et al.,2020)。反應(yīng)性攻擊又被稱為敵意性攻擊,是個(gè)體用帶有敵意與憤怒情緒的傷害行為來(lái)對(duì)感知到的激惹或威脅進(jìn)行反應(yīng)的行為或傾向(Dodge &Coie,1987;Smeijers et al.,2018)。路怒、激情殺人和自衛(wèi)反擊等是其典型表現(xiàn)。反應(yīng)性攻擊給受害者(Hammock et al.,2015;Martinelli et al.,2018)和攻擊者(Babcock et al.,2014;Crick &Nelson,2002)都會(huì)帶來(lái)?yè)p害,而且反應(yīng)性攻擊與主動(dòng)性攻擊的危害、影響因素和形成機(jī)制都有明顯差異(Dambacher et al.,2015;Hubbard et al.,2010),因此很有必要專門探索其影響因素及作用機(jī)制,以便全面、深入地了解攻擊產(chǎn)生的機(jī)制,發(fā)展攻擊理論,并做針對(duì)性的預(yù)防和干預(yù)。

人格是公認(rèn)的影響攻擊的重要因素(Ferguson &Dyck,2012;Tackett et al.,2014)。其中,特質(zhì)憤怒是一種受到廣泛認(rèn)可的反應(yīng)性攻擊的易感性人格因素,有學(xué)者還專門提出了特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊的綜合認(rèn)知模型(Integrative Cognitive Model,ICM;Wilkowski &Robinson,2010)。但是到目前為止,特質(zhì)憤怒對(duì)反應(yīng)性攻擊的縱向預(yù)測(cè)作用及其背后的心理機(jī)制仍不是很清楚。因此,本研究嘗試在已有理論和研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探索特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊的縱向關(guān)系及其背后的中介機(jī)制。

1.1 特質(zhì)憤怒和反應(yīng)性攻擊

特質(zhì)憤怒指在日常生活中容易感到憤怒的傾向,是一種相對(duì)穩(wěn)定的人格特質(zhì)(Spielberger et al.,1999)。橫斷面調(diào)查顯示,特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊的相關(guān)顯著(Bondü &Richter,2016);實(shí)驗(yàn)研究也發(fā)現(xiàn),在低激惹且飲酒的條件下,特質(zhì)憤怒可以顯著預(yù)測(cè)個(gè)體在泰勒攻擊范式中的反應(yīng)性攻擊行為(Giancola,2002)。在總結(jié)以往研究和理論的基礎(chǔ)上,特質(zhì)憤怒和反應(yīng)性攻擊的綜合認(rèn)知模型(Wilkowski &Robinson,2010)提出,敵意解釋、反思注意和努力控制是特質(zhì)憤怒影響反應(yīng)性攻擊的中介變量。

雖然已有研究在特質(zhì)憤怒和反應(yīng)性攻擊的關(guān)系方面做出了不少有價(jià)值的工作,但仍有以下幾個(gè)方面值得發(fā)展。第一,在研究方法方面,之前的研究多采用橫斷面調(diào)查法和實(shí)驗(yàn)法,還缺乏對(duì)特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊關(guān)系的縱向研究。第二,在中介機(jī)制方面,雖然綜合認(rèn)知模型指出了特質(zhì)憤怒引發(fā)反應(yīng)性攻擊的認(rèn)知路徑,但是目前尚未見(jiàn)到揭示特質(zhì)憤怒引發(fā)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)路徑的理論和研究。如上所述,反應(yīng)性攻擊與主動(dòng)性攻擊的區(qū)別在于動(dòng)機(jī)的不同,因此,從動(dòng)機(jī)角度才能更好地揭示特質(zhì)憤怒引發(fā)反應(yīng)性攻擊的心理機(jī)制,并與人格影響攻擊的一般中介機(jī)制區(qū)分開。這對(duì)于揭示反應(yīng)性攻擊產(chǎn)生與形成的基本心理機(jī)制具有重要的理論價(jià)值,并對(duì)指導(dǎo)反應(yīng)性攻擊的預(yù)防和干預(yù)具有實(shí)踐意義。因此,本研究旨在探索特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)路徑。

1.2 反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)

反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)主要有兩種。一種是敵意性動(dòng)機(jī),指?jìng)€(gè)體在敵意、憤怒或恐懼等情緒的驅(qū)動(dòng)下,想要通過(guò)傷害行為來(lái)報(bào)復(fù)激惹者、消除威脅或保護(hù)自己的需要或傾向。其是由威脅或激惹刺激引發(fā)的報(bào)復(fù)與防御性動(dòng)機(jī)(Anderson &Bushman,2002;Smeijers et al.,2018),包括認(rèn)知和情緒兩個(gè)基本成分。敵意性動(dòng)機(jī)是反應(yīng)性攻擊區(qū)別于主動(dòng)性攻擊的特有動(dòng)機(jī)(Crick &Dodge,1994,1996;Dodge &Coie,1987)。

敵意歸因偏向是敵意性動(dòng)機(jī)的主要認(rèn)知成分(Crick &Dodge,1994,1996;Dodge &Coie,1987),指在模糊情境中將他人的行為意圖解釋為有意傷害自己的認(rèn)知反應(yīng)或傾向(Crick &Dodge,1994)。社會(huì)信息加工模型(Social Information Processing model,SIP;Crick &Dodge,1994,1996)提出,敵意歸因偏向是引發(fā)反應(yīng)性攻擊的主要認(rèn)知因素,且與主動(dòng)性攻擊的關(guān)系不大,是反應(yīng)性攻擊的特有動(dòng)機(jī)。這一觀點(diǎn)已經(jīng)獲得了大量研究的支持(e.g.,Babcock et al.,2014;Wilkowski &Robinson,2010)。據(jù)此可以認(rèn)為,敵意性動(dòng)機(jī)這種反應(yīng)性攻擊的獨(dú)特性動(dòng)機(jī)通常是個(gè)體在對(duì)他人的激惹意圖做敵意歸因的過(guò)程中形成和發(fā)展起來(lái)的。因此,敵意歸因偏向可以作為敵意性動(dòng)機(jī)的代表性因素。

反應(yīng)性攻擊的另一種動(dòng)機(jī)是道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)(Lagerspetz et al.,1988;Lagerspetz &Westman,1980),指想要避免、減少或消除道德對(duì)攻擊等不道德行為潛在的或現(xiàn)實(shí)的抑制作用的需要或傾向。其通常是個(gè)體想要或正在從事傷害他人等不道德行為時(shí),為了減少道德壓力和內(nèi)部沖突而產(chǎn)生的一種道德性動(dòng)機(jī)(Bandura,1999)。道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)是反應(yīng)性攻擊與主動(dòng)性攻擊的共同性動(dòng)機(jī),因?yàn)榉磻?yīng)性與主動(dòng)性攻擊都會(huì)涉及傷人意圖及行為(Anderson &Bushman,2002;Wang et al.,2020),這通常與個(gè)體或社會(huì)的道德準(zhǔn)則矛盾,就會(huì)引發(fā)心理沖突,為了恢復(fù)心理平衡,解除道德抑制,進(jìn)一步驅(qū)動(dòng)攻擊行為,個(gè)體就會(huì)產(chǎn)生道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)。換句話說(shuō),道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)就是一種想要避免、減少或消除攻擊行為帶給自己的道德壓力(如,因攻擊行為而受到良心或社會(huì)的譴責(zé)),想為自己的攻擊行為提供道德上的合理性的需要或傾向。

道德推脫是道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)的主要認(rèn)知成分,指將傷害行為認(rèn)知重構(gòu)為良好的或應(yīng)當(dāng)?shù)?以幫助個(gè)體擺脫道德上的自我懲罰或控制(Bandura,1999,2002)。其既是一種道德認(rèn)知,也是一種道德動(dòng)機(jī),個(gè)體通常都會(huì)通過(guò)道德推脫來(lái)獲得道德準(zhǔn)許(Bandura et al.,2001;Caprara et al.,2014;Pornari &Wood,2010)。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論(Festinger,1957)和道德推脫理論(Bandura,1999,2002)的觀點(diǎn),當(dāng)個(gè)體因受到激惹而產(chǎn)生攻擊意圖時(shí),就會(huì)出現(xiàn)諸如“傷害行為有必要”與“傷害行為不道德”的認(rèn)知沖突,為了恢復(fù)認(rèn)知平衡,幫助個(gè)體順利實(shí)施攻擊行為,人們就會(huì)出現(xiàn)道德準(zhǔn)許的需要,并以道德推脫的方式表現(xiàn)出來(lái)。因此,道德推脫可以作為道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)的代表性變量。

綜上所述,反應(yīng)性攻擊產(chǎn)生的動(dòng)機(jī)包括敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)兩種,兩者共同推動(dòng)了反應(yīng)性攻擊的產(chǎn)生和發(fā)展。敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)可能在一定程度上互相影響。因?yàn)閿骋庑詣?dòng)機(jī)促使個(gè)體通過(guò)傷害行為來(lái)進(jìn)行報(bào)復(fù)或防御,傷害行為通常都存在道德風(fēng)險(xiǎn),這就可能會(huì)引發(fā)個(gè)體的道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī),以減少道德壓力和內(nèi)部沖突。與此同時(shí),道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)可能會(huì)幫助個(gè)體將自己的傷人意圖合理化,這可能就會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的敵意性動(dòng)機(jī)。

1.3 特質(zhì)憤怒影響反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)路徑假設(shè)

基于以上分析,首先,我們假設(shè)特質(zhì)憤怒可以通過(guò)以敵意歸因偏向?yàn)榇淼臄骋庑詣?dòng)機(jī)來(lái)推動(dòng)反應(yīng)性攻擊的形成與發(fā)展。這一假設(shè)涉及到了特質(zhì)憤怒與敵意歸因偏向以及敵意歸因偏向與反應(yīng)性攻擊的關(guān)系。

特質(zhì)憤怒能夠促進(jìn)敵意歸因偏向的觀點(diǎn)已經(jīng)獲得了以往研究的支持(e.g.,Gagnon et al.,2016;Veenstra et al.,2017)。特質(zhì)憤怒會(huì)影響敵意歸因偏向的原因可能有兩個(gè)。第一,特質(zhì)憤怒會(huì)促使個(gè)體對(duì)環(huán)境和他人進(jìn)行負(fù)性評(píng)價(jià)(Hazebroek et al.,2001),而對(duì)模糊的激惹情境中他人行為和意圖的敵意性解釋就屬于一種負(fù)性評(píng)價(jià)。第二,特質(zhì)憤怒的個(gè)體在面對(duì)威脅相關(guān)的信息時(shí)會(huì)有感知偏見(jiàn)(Smith &Waterman,2003),特質(zhì)憤怒也被發(fā)現(xiàn)與敵意性社會(huì)線索的選擇性注意有關(guān)(Wenzel &Lystad,2005;Wilkowski et al.,2007)。據(jù)此可以推測(cè),特質(zhì)憤怒會(huì)促使個(gè)體在模糊情境中更多注意到敵意性線索,并對(duì)他人做負(fù)性評(píng)價(jià),因而也就更容易將他人的行為意圖解釋為敵意的。敵意歸因偏向會(huì)導(dǎo)致反應(yīng)性攻擊是社會(huì)信息加工模型的一個(gè)重要觀點(diǎn)(即當(dāng)個(gè)體認(rèn)為別人對(duì)自己有敵意時(shí),其就會(huì)試圖采用攻擊來(lái)報(bào)復(fù)他人),并獲得了不少研究的支持(e.g.,AlMoghrabi et al.,2018;Thomas &Weston,2019;Wilkowski et al.,2015)。例如,經(jīng)過(guò)敵意歸因偏向訓(xùn)練的被試在實(shí)驗(yàn)任務(wù)中的反應(yīng)性攻擊水平顯著提高(AlMoghrabi et al.,2018;Wilkowski et al.,2015)?？梢?jiàn),特質(zhì)憤怒會(huì)增加個(gè)體對(duì)他人的行為或意圖進(jìn)行敵意性解釋的可能性,敵意歸因偏向則會(huì)進(jìn)而增加個(gè)體在遭遇激惹或威脅后進(jìn)行反應(yīng)性攻擊的頻率或可能性。

其次,我們認(rèn)為特質(zhì)憤怒可以通過(guò)增強(qiáng)以道德推脫為代表的道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)來(lái)推動(dòng)反應(yīng)性攻擊的形成與發(fā)展。這個(gè)觀點(diǎn)包括了特質(zhì)憤怒可以增加道德推脫和道德推脫可以促進(jìn)反應(yīng)性攻擊兩個(gè)推論。

一般攻擊模型(Anderson &Bushman,2002)指出,攻擊相關(guān)的人格因素如特質(zhì)憤怒會(huì)影響個(gè)體的道德辯護(hù)和非人性化等心理活動(dòng)。道德辯護(hù)和非人性化是道德推脫的兩種機(jī)制。這可能就是特質(zhì)憤怒可以促進(jìn)道德推脫的原因。我們認(rèn)為道德推脫可以影響反應(yīng)性攻擊是因?yàn)椋旱谝?已有大量研究顯示,道德推脫會(huì)增加身體攻擊、言語(yǔ)攻擊和社會(huì)攻擊等多種形式的攻擊(Anderson &Bushman,2002;Wang et al.,2017),這些攻擊形式大多都涉及到反應(yīng)性攻擊;第二,如前所述,道德推脫會(huì)減少道德系統(tǒng)對(duì)攻擊行為的抑制作用,因此也可以減輕個(gè)體在進(jìn)行反應(yīng)性攻擊時(shí)的道德壓力,從而利于個(gè)體做出反應(yīng)性攻擊行為。可見(jiàn),特質(zhì)憤怒會(huì)促進(jìn)個(gè)體進(jìn)行認(rèn)知重構(gòu),將自己的反應(yīng)性攻擊合理化,以減少道德壓力和心理沖突,增強(qiáng)的道德推脫又推動(dòng)了反應(yīng)性攻擊的形成與發(fā)展。

綜上所述,特質(zhì)憤怒可能會(huì)通過(guò)增強(qiáng)反應(yīng)性攻擊動(dòng)機(jī)(即敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī))來(lái)提高個(gè)體在日常生活中做出反應(yīng)性攻擊的可能性或頻率。敵意歸因偏向和道德推脫則是這兩種動(dòng)機(jī)的代表性變量。

1.4 本研究

本研究擬通過(guò)對(duì)來(lái)自5 個(gè)省市的大學(xué)生的3 次時(shí)間間隔為6 個(gè)月的縱向調(diào)查來(lái)考察特質(zhì)憤怒對(duì)反應(yīng)性攻擊的縱向預(yù)測(cè)作用,以及敵意性動(dòng)機(jī)(以敵意歸因偏向?yàn)榇?和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)(以道德推脫為代表)在其中的中介作用。此外,根據(jù)上述的敵意性動(dòng)機(jī)與道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)可以相互影響的觀點(diǎn),我們假設(shè)敵意歸因偏向和道德推脫是相互預(yù)測(cè)的,是特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的兩種中介因素。

2 研究方法

2.1 被試

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)自一項(xiàng)大型的聯(lián)合追蹤調(diào)查。本研究變量的調(diào)查是基于反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)模型。

該調(diào)查使用整群抽樣法,施測(cè)對(duì)象為來(lái)自北京、重慶、貴州、廣西和四川五個(gè)省市共5 所高校的本科生。初次施測(cè)共獲得被試1100 名,平均年齡為19.00 ± 0.99 歲,年齡在16.67～25.17 歲之間,每隔6 個(gè)月進(jìn)行下一次施測(cè),總共收集了3 次數(shù)據(jù)。最終獲得在本研究關(guān)注的變量上有效的被試1007人(71.1%為女性,28.9%為男性),保留率為91.55%。對(duì)流失與保留的被試在特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向、道德推脫、反應(yīng)性攻擊和主動(dòng)性攻擊上的得分差異進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明,流失與保留被試在時(shí)間點(diǎn)1 的特質(zhì)憤怒 (

t

(1098)=–0.55,

p

=0.583)、敵意歸因偏向(

t

(1097)=1.16,

p

=0.246)、道德推脫(

t

(1098)=0.66,

p

=0.510)、反應(yīng)性攻擊(

t

(1098)=–0.63,

p

=0.532)和主動(dòng)性攻擊(

t

(1098)=1.11,

p

=0.266)上的差異均不顯著,說(shuō)明被試不存在系統(tǒng)性流失問(wèn)題。該研究通過(guò)了西南大學(xué)心理學(xué)部倫理委員會(huì)的審核。

2.2 研究工具

2.2.1 特質(zhì)憤怒

采用Spielberger 等(1999)編制的狀態(tài)?特質(zhì)憤怒量表(State-Trait Anger Expression Inventory,STAXI-2)中的特質(zhì)憤怒分量表測(cè)量特質(zhì)憤怒。該問(wèn)卷共10 個(gè)題目,如“我脾氣暴躁”。問(wèn)卷采用李克特4 點(diǎn)計(jì)分,被試需根據(jù)自己的真實(shí)想法,選擇“1(幾乎從不)”至“4(幾乎總是)”。計(jì)算項(xiàng)目均分,分?jǐn)?shù)越高代表特質(zhì)憤怒水平越高。在國(guó)內(nèi)研究中,該量表被證實(shí)具有良好的信效度(侯璐璐 等,2017)。驗(yàn)證性因素分析顯示,該量表的單因素結(jié)構(gòu)對(duì)本研究數(shù)據(jù)的擬合良好：χ=3.354～6.994,

df

=2,χ/

df

=1.677～3.497,RMSEA (90% CI)=0.026～0.050 (0.000,0.092),CFI=0.995～0.999,TLI=0.986～0.996,SRMR=0.008～0.012。在本研究中,該量表在3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’s α 系數(shù)分別是0.78、0.82、0.83。

2.2.2 敵意歸因偏向

采用Dillon 等(2016)編制的字詞句子聯(lián)想范式敵意量表(The Word Sentence Association Paradigm-Hostility Scale,WSAP-Hostility)的敵意歸因偏向分量表測(cè)量敵意歸因偏向。該分量表共有16 個(gè)題目,如“有人在你的面前摔門 侮辱的”,要求被試判斷每一個(gè)句子和后面出現(xiàn)的詞語(yǔ)的相關(guān)程度。量表為李克特6 點(diǎn)計(jì)分,1 代表“完全不相關(guān)”,6 代表“非常相關(guān)”。計(jì)算項(xiàng)目均分,分?jǐn)?shù)越高代表越傾向于進(jìn)行敵意歸因。該量表已經(jīng)被證實(shí)具有良好的信效度(權(quán)方英,夏凌翔,2019)。驗(yàn)證性因素分析顯示,該量表的單因素模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合良好：χ=7.996～ 9.370,

df

=2,χ/

df

=3.998～4.685,RMSEA (90% CI)=0.055～0.061 (0.019,0.102),CFI=0.995～0.996,TLI=0.985～0.989,SRMR=0.008～0.011。在本研究中,該量表在3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.87、0.89、0.92。

2.2.3 道德推脫

采用Caprara 等(2009)編制的公民道德推脫問(wèn)卷(Civic Moral Disengagement Questionnaire,CMD)測(cè)量道德推脫。該問(wèn)卷共有32 個(gè)題目,如“用強(qiáng)硬措施讓那些討厭的人安靜下來(lái)是合情合理的”,要求被試根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行選擇。量表為李克特5 點(diǎn)評(píng)分,1 代表“完全不同意”,5 代表“完全同意”。計(jì)算項(xiàng)目均分,分?jǐn)?shù)越高代表道德推脫的水平越高。該問(wèn)卷被證實(shí)具有良好的信效度(方杰,王興超,2020)。驗(yàn)證性因素分析顯示,該量表的單因素結(jié)構(gòu)對(duì)數(shù)據(jù)的擬合良好：χ=6.458～7.935,

df

=2,χ/

df

=3.229～3.968,RMSEA (90% CI)=0.047～0.054 (0.009,0.096),CFI=0.997～0.998,TLI=0.992～ 0.994,SRMR=0.006～0.008。在本研究中,該問(wèn)卷在3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.92、0.91、0.93。

2.2.4 反應(yīng)性攻擊與主動(dòng)性攻擊

采用Raine 等(2006)編制的反應(yīng)性?主動(dòng)性攻擊問(wèn)卷(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire)來(lái)測(cè)量反應(yīng)性攻擊和主動(dòng)性攻擊。該量表共有23 個(gè)題目,其中11 個(gè)題目用于測(cè)量反應(yīng)性攻擊(如“因?yàn)檎?dāng)防衛(wèi)而還手打人”),12 個(gè)題目測(cè)量主動(dòng)性攻擊(如“為了顯得很酷而打群架”),要求被試根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行選擇。調(diào)查采用了李克特6 點(diǎn)評(píng)分,1 代表“完全不符合”,6 代表“完全符合”。計(jì)算項(xiàng)目均分,分?jǐn)?shù)越高代表攻擊水平越高。在國(guó)內(nèi)研究中,該量表被證實(shí)具有良好的信效度(權(quán)方英,夏凌翔,2019)。驗(yàn)證性因素分析顯示,該量表的二因素模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合良好：χ=3.235～7.117,

df

=2,χ/

df

=1.618～3.559,RMSEA (90% CI)=0.025～0.051 (0.000,0.097),CFI=0.997～0.999,TLI=0.992～ 0.998,SRMR=0.004～0.010。在本研究中,該反應(yīng)性攻擊分量表在3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.84、0.87、0.87;主動(dòng)性攻擊分量表在3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.90、0.95、0.95。

2.3 研究程序

本研究實(shí)驗(yàn)主試為經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的研究助理,在獲得了被試的知情同意后,以班級(jí)為單位進(jìn)行施測(cè),被試被要求完成包括上述4 個(gè)問(wèn)卷在內(nèi)的一系列問(wèn)卷,之后填寫人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量?；卮鹜耆繂?wèn)卷后由主試當(dāng)場(chǎng)收回,被試獲得一定金額的報(bào)酬。相鄰兩次施測(cè)的時(shí)間間隔為6 個(gè)月,一共收集了3 次數(shù)據(jù)。

2.4 數(shù)據(jù)處理與分析

研究采用SPSS 20.0 和Mplus 7.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。未能參加全部的3 次調(diào)查,承認(rèn)未認(rèn)真作答以及規(guī)律作答的被試數(shù)據(jù)被刪除。首先,使用SPSS 20.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析以及共同方法偏差檢驗(yàn)。使用Mplus 7.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析。為了簡(jiǎn)化模型和提高模型擬合度,對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行項(xiàng)目打包處理,所有變量均使用隨機(jī)打包法。使用全息極大似然估計(jì)(Full Information Maximum Likelihood)對(duì)非正態(tài)數(shù)據(jù)和缺失值進(jìn)行處理。采用抽取5000 次的偏差校正的Bootstrap 方法檢驗(yàn)潛變量模型的中介效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

因?yàn)楸狙芯康臄?shù)據(jù)均為大學(xué)生的自我報(bào)告,因此采用Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,在3 次測(cè)量中,第一因子的解釋率分別為19.01%、21.06%、23.26%,均小于40%的臨界值,因此本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

本研究涉及變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和皮爾遜相關(guān)結(jié)果如表1 所示。3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向、道德推脫、反應(yīng)性攻擊和主動(dòng)性攻擊兩兩之間均存在顯著正相關(guān)。

表1 特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向、道德推脫、反應(yīng)性攻擊、主動(dòng)性攻擊的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)

3.3 交叉滯后模型分析

首先,我們構(gòu)建了包含3 個(gè)時(shí)間點(diǎn)的特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向、道德推脫和反應(yīng)性攻擊的交叉滯后模型。在逐步刪除不顯著的路徑之后,最終獲得的交叉滯后模型可以擬合數(shù)據(jù)：χ=3652.634,

df

=1091,χ/

df

=3.348,RMSEA (90% CI)=0.048 (0.047,0.050),CFI=0.916,TLI=0.909,SRMR=0.056。圖1 的結(jié)果顯示,在控制了性別后,特質(zhì)憤怒(T1)可以預(yù)測(cè)敵意歸因偏向(T2) (β=0.10,

p

=0.003)和道德推脫(T2) (β=0.12,

p

＜ 0.001),敵意歸因偏向(T2) (β=0.11,

p

=0.001)和道德推脫(T2) (β=0.09,

p

=0.007)可以預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊(T3),道德推脫(T1)可以預(yù)測(cè)敵意歸因偏向(T2) (β=0.10,

p

=0.001),敵意歸因偏向(T2)可以預(yù)測(cè)道德推脫(T3) (β=0.09,

p

=0.005)。Bootstrap 分析的結(jié)果顯示,敵意歸因偏向(T2) (ab=0.01,

p

=0.026,95% CI=0.001～0.020)和道德推脫(T2) (ab=0.01,

p

=0.033,95% CI=0.001～0.021)在特質(zhì)憤怒(T1)對(duì)反應(yīng)性攻擊(T3)的預(yù)測(cè)中的間接效應(yīng)顯著。

圖1 特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向、道德推脫和反應(yīng)性攻擊的交叉滯后模型

其次,我們將模型中的反應(yīng)性攻擊替換為主動(dòng)性攻擊后再次進(jìn)行了交叉滯后分析,結(jié)果顯示,特質(zhì)憤怒、敵意歸因偏向和道德推脫縱向預(yù)測(cè)主動(dòng)性攻擊的路徑均不顯著。

最后,我們對(duì)道德推脫和主動(dòng)性攻擊進(jìn)行了3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的交叉滯后分析,結(jié)果顯示,道德推脫(T1)可以顯著預(yù)測(cè)主動(dòng)性攻擊(T2)：β=0.08,

p

=0.022。

4 討論

本研究的結(jié)果顯示,在控制性別后,特質(zhì)憤怒(T1)可以間接預(yù)測(cè)12 個(gè)月后的反應(yīng)性攻擊,這一結(jié)果與以往的橫斷面研究(Bondü &Richer,2016;Wang et al.,2017)與實(shí)驗(yàn)研究(Parrott &Zeichner,2002;Wilkowski et al.,2007)獲得的結(jié)果相符。不過(guò),據(jù)我們所知,目前還沒(méi)有關(guān)于兩者縱向關(guān)系的研究。因此,本研究為特質(zhì)憤怒和反應(yīng)性攻擊的關(guān)系補(bǔ)充了來(lái)自縱向研究的證據(jù)。此外,我們還發(fā)現(xiàn),道德推脫可以在一定程度上縱向預(yù)測(cè)主動(dòng)性攻擊,但特質(zhì)憤怒和敵意歸因偏向則不能縱向預(yù)測(cè)主動(dòng)性攻擊,這為相關(guān)變量的關(guān)系提供了新的證據(jù)。

4.1 敵意歸因偏向的中介作用

圖1 結(jié)果顯示,特質(zhì)憤怒可以預(yù)測(cè)6 個(gè)月后的敵意歸因偏向,這一結(jié)果與以往實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)的特質(zhì)憤怒能夠預(yù)測(cè)敵意歸因偏向的結(jié)果相符(Gagnon et al.,2016;Hazebroek et al.,2001;Wilkowski &Robinson,2007),并支持了一般攻擊模型(Anderson &Bushman,2002)的基本觀點(diǎn),即人格特質(zhì)可以作為個(gè)體輸入變量影響攻擊相關(guān)的認(rèn)知。據(jù)我們所知,未有研究揭示特質(zhì)憤怒與敵意歸因偏向的縱向關(guān)系,因此本研究為該領(lǐng)域提供了新的證據(jù)。特質(zhì)憤怒能夠預(yù)測(cè)敵意歸因偏向可能主要是因?yàn)樘刭|(zhì)憤怒會(huì)促使個(gè)體傾向于對(duì)事件進(jìn)行敵意性的認(rèn)知加工(Veenstra et al.,2018),因此,在模糊的情境中,特質(zhì)憤怒可能會(huì)使個(gè)體傾向于從消極角度對(duì)感知到的激惹和挑釁進(jìn)行解釋,將他人的行為或意圖解釋為敵意性的。

本研究的結(jié)果顯示,敵意歸因偏向能夠跨時(shí)間預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊,但不能縱向預(yù)測(cè)主動(dòng)性攻擊。這一結(jié)果與之前的研究一致(Gagnon &Rochat,2017;Martinelli et al.,2018)。例如,敵意歸因偏向可以預(yù)測(cè)1 年后的包括反應(yīng)性攻擊在內(nèi)的長(zhǎng)期性的攻擊行為(Dodge et al.,2015)。敵意歸因偏向能夠預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊可能主要是因?yàn)閿骋鈿w因使個(gè)體傾向于采取攻擊反應(yīng)來(lái)對(duì)感知到的激惹(如他人所致的傷害、威脅和挫折等)防御、報(bào)復(fù)或者反抗(Gagnon et al.,2016)。

本研究的結(jié)果還顯示,敵意歸因偏向(T2)在特質(zhì)憤怒(T1)對(duì)反應(yīng)性攻擊(T3)的預(yù)測(cè)中起到中介作用。這一結(jié)果支持了我們的假設(shè),同時(shí)也符合一般攻擊模型(Anderson &Bushman,2002)和特質(zhì)憤怒與反應(yīng)性攻擊的綜合認(rèn)知模型(Wilkowski &Robinson,2010)的基本觀點(diǎn)。這提示,特質(zhì)憤怒會(huì)增加個(gè)體在模糊情境中對(duì)他人行為意圖進(jìn)行敵意歸因的頻率或可能性,并進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體在面對(duì)日常生活中的激惹或威脅情境時(shí)更頻繁或更傾向于做出反應(yīng)性攻擊。

4.2 道德推脫的中介作用

圖1 的交叉滯后模型分析的結(jié)果顯示,特質(zhì)憤怒可以縱向預(yù)測(cè)道德推脫。這可能是因?yàn)樘刭|(zhì)憤怒會(huì)影響個(gè)體對(duì)不道德行為相關(guān)信息的認(rèn)知加工,即促使個(gè)體改變道德標(biāo)準(zhǔn),將不符合道德標(biāo)準(zhǔn)的不道德行為解釋為合理或道德的。這一結(jié)果支持了我們的研究假設(shè),發(fā)展了特質(zhì)憤怒功能的研究,提示特質(zhì)憤怒除了會(huì)影響情緒相關(guān)的心理因素還會(huì)影響個(gè)體的道德心理。

圖1 顯示,道德推脫可以預(yù)測(cè)6 個(gè)月后的反應(yīng)性攻擊。此外,道德推脫與主動(dòng)性攻擊的交叉滯后分析顯示,第一次測(cè)量的道德推脫可以預(yù)測(cè)第二次測(cè)量的主動(dòng)性攻擊。雖然已有一些研究探索了道德推脫與攻擊的關(guān)系(e.g.,Hymel et al.,2005;Perren &Gutzwiller-Helfenfinger,2012;Wachs,2012),但是據(jù)我們所知,僅有一項(xiàng)橫斷面研究直接探索了道德推脫與反應(yīng)性攻擊的關(guān)系(張棟玲,王美芳,2013)。目前還沒(méi)有研究探索過(guò)二者間的縱向關(guān)系。本研究的結(jié)果支持并發(fā)展了已有研究。道德推脫可以縱向預(yù)測(cè)反應(yīng)性與主動(dòng)性攻擊可能是因?yàn)樗梢詭椭鷤€(gè)體緩解攻擊意圖或行為帶來(lái)的道德壓力,降低道德系統(tǒng)對(duì)攻擊行為的抑制作用,幫助或促進(jìn)個(gè)體實(shí)施反應(yīng)性與主動(dòng)性攻擊行為。

圖1 顯示,道德推脫(T2)可以中介特質(zhì)憤怒(T1)對(duì)反應(yīng)性攻擊(T3)的預(yù)測(cè)。這支持了我們的研究假設(shè),并提示特質(zhì)憤怒會(huì)促使個(gè)體對(duì)攻擊行為進(jìn)行認(rèn)知重構(gòu),將傷害等不道德行為感知為合適的或合理的,從而避免自責(zé)、內(nèi)疚和輿論譴責(zé)等道德懲罰,被特質(zhì)憤怒增強(qiáng)的道德推脫則會(huì)進(jìn)而增加個(gè)體以攻擊來(lái)對(duì)激惹進(jìn)行反應(yīng)的行為頻率或傾向。

4.3 敵意歸因偏向與道德推脫的預(yù)測(cè)關(guān)系

圖1 的交叉滯后模型分析的結(jié)果表明,道德推脫(T1)能夠顯著預(yù)測(cè)敵意歸因偏向(T2),敵意歸因偏向(T2)能夠顯著預(yù)測(cè)道德推脫(T3)。這些結(jié)果在一定程度上支持了敵意歸因偏向和道德推脫之間存在相互預(yù)測(cè)關(guān)系的假設(shè)。敵意歸因偏向與道德推脫之間存在相互預(yù)測(cè)關(guān)系可能是因?yàn)椋旱谝?道德推脫使得傷害意圖合理化,這可能會(huì)增強(qiáng)和鞏固個(gè)體的傷害/攻擊圖式,并進(jìn)而促進(jìn)敵意歸因偏向的產(chǎn)生和發(fā)展。第二,對(duì)他人行為意圖的敵意解釋可以為個(gè)體的道德推脫提供依據(jù)和理由,使個(gè)體更容易將不道德的傷害行為重新解釋為合理的或不違反道德的,這些都會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的道德推脫。此外,敵意歸因偏向也可以促進(jìn)傷害/攻擊圖式的發(fā)展和強(qiáng)化,并同時(shí)促進(jìn)道德推脫的增加。據(jù)此可以進(jìn)一步推測(cè),敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)會(huì)在一定程度上相互預(yù)測(cè)。

4.4 特質(zhì)憤怒縱向預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)路徑分析

綜上所述,特質(zhì)憤怒可以通過(guò)增強(qiáng)個(gè)體的敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)來(lái)增加個(gè)體反應(yīng)性攻擊的行為頻率或傾向。其中,敵意性動(dòng)機(jī)是反應(yīng)性攻擊的獨(dú)特性動(dòng)機(jī),而道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)則是反應(yīng)性和主動(dòng)性攻擊的共同性動(dòng)機(jī)。本研究以敵意歸因偏向和道德推脫作為這兩種動(dòng)機(jī)的代表性變量來(lái)考察該觀點(diǎn)。研究結(jié)果在一定程度上支持了我們的假設(shè),并提示敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)是特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的兩條中介路徑。

除了通過(guò)增強(qiáng)敵意歸因偏向這種敵意性動(dòng)機(jī)的認(rèn)知成分來(lái)增強(qiáng)敵意性動(dòng)機(jī)外,特質(zhì)憤怒很可能還可以直接增強(qiáng)敵意性動(dòng)機(jī)相關(guān)的情緒體驗(yàn)。敵意性的認(rèn)知與情緒這兩個(gè)敵意性動(dòng)機(jī)的基本成分則會(huì)使個(gè)體在日常生活中更多采用攻擊來(lái)應(yīng)對(duì)激惹。因此,特質(zhì)憤怒會(huì)通過(guò)增強(qiáng)個(gè)體的敵意性動(dòng)機(jī)來(lái)增加其在日常生活中做出反應(yīng)性攻擊的頻率或可能性。特質(zhì)憤怒是否會(huì)直接通過(guò)憤怒、怨恨等敵意性動(dòng)機(jī)的情緒因素來(lái)預(yù)測(cè)或影響反應(yīng)性攻擊則需要進(jìn)一步的研究來(lái)檢驗(yàn)。

除了增強(qiáng)道德推脫外,特質(zhì)憤怒對(duì)道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)的促進(jìn)作用可能還會(huì)表現(xiàn)在促進(jìn)道德基礎(chǔ)與標(biāo)準(zhǔn)切換、增強(qiáng)道德清洗等,以減弱或消除個(gè)體的攻擊意圖或行為帶來(lái)的道德沖突和失調(diào)。增強(qiáng)的道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)則會(huì)使個(gè)體在遭遇激惹時(shí)更容易做出反應(yīng)性攻擊。至于特質(zhì)憤怒還可以通過(guò)哪些道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)的因素來(lái)預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊則需要進(jìn)一步的研究來(lái)探究。

4.5 研究意義

在理論方面,本研究從動(dòng)機(jī)的角度提出了特質(zhì)憤怒增強(qiáng)反應(yīng)性攻擊的中介機(jī)制,建構(gòu)了人格與反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)模型。這一模型發(fā)展和深化了人格與攻擊關(guān)系的理論,為深入理解人格促進(jìn)攻擊行為的動(dòng)機(jī)機(jī)制提供了理論框架,不僅可以用于整合和解釋已有的人格影響攻擊的中介機(jī)制,還可以激發(fā)進(jìn)一步的系列實(shí)證研究。

此外,本研究結(jié)果對(duì)于攻擊的預(yù)防和干預(yù)也具有兩個(gè)方面的實(shí)踐意義。一方面,本研究提示家長(zhǎng)和教師應(yīng)關(guān)注大學(xué)生的人格特征,特別是特質(zhì)憤怒這類與攻擊相關(guān)的易感性人格因素。同時(shí)應(yīng)注意對(duì)幼兒或兒童的人格培養(yǎng),以避免形成諸如特質(zhì)憤怒等攻擊性人格。另一方面可以通過(guò)預(yù)防和干預(yù)學(xué)生的反應(yīng)性攻擊動(dòng)機(jī)(包括敵意性動(dòng)機(jī)和道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī))來(lái)減少攻擊,特別是高特質(zhì)憤怒學(xué)生的攻擊。例如,可以采用認(rèn)知矯正的方法,引導(dǎo)學(xué)生進(jìn)行全面、合理的歸因,減少敵意歸因來(lái)抑制其敵意性動(dòng)機(jī)以及通過(guò)加強(qiáng)道德教育,減少道德推脫來(lái)抑制其道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī)。采用這些教育措施利于降低學(xué)生在遭遇激惹時(shí)出現(xiàn)激烈的反應(yīng)性攻擊的可能性。

4.6 不足與展望

本研究還存在一些局限和值得改進(jìn)的地方。第一,特質(zhì)憤怒縱向預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)模型還沒(méi)有得到交叉滯后模型分析的完全支持。具體地說(shuō),特質(zhì)憤怒(T1)到反應(yīng)性攻擊(T2),特質(zhì)憤怒(T2)到敵意歸因偏向(T3)和道德推脫(T3),敵意歸因偏向(T1)到道德推脫(T2),以及道德推脫(T2)到敵意歸因偏向(T3)的路徑均不顯著。出現(xiàn)這些不符合預(yù)期的結(jié)果的原因可能是本研究中交叉滯后模型納入的變量較多,一些變量的縱向預(yù)測(cè)效應(yīng)較低,某些預(yù)測(cè)效應(yīng)可能會(huì)因?yàn)闇y(cè)量誤差和隨機(jī)誤差等原因變得不顯著。此外,本研究相鄰兩次調(diào)查的時(shí)間間隔不夠長(zhǎng),被預(yù)測(cè)變量的變化可能較小,因此某些預(yù)測(cè)效應(yīng)就會(huì)相對(duì)較小,未來(lái)研究應(yīng)該增加時(shí)間間隔。總之,特質(zhì)憤怒預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)模型還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。第二,本研究的研究對(duì)象為大學(xué)生,特質(zhì)憤怒增強(qiáng)反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)機(jī)制是否適用于其他群體有待進(jìn)一步探索,未來(lái)研究應(yīng)該考慮在兒童、青少年以及社區(qū)成人等其他群體中檢驗(yàn)該中介機(jī)制。第三,本研究只使用了自我報(bào)告的方法,未來(lái)研究應(yīng)該考慮將自我報(bào)告與他評(píng)以及實(shí)驗(yàn)任務(wù)等測(cè)評(píng)方法結(jié)合起來(lái)檢驗(yàn)該動(dòng)機(jī)路徑。第四,本研究?jī)H探索了敵意歸因偏向和道德推脫這兩個(gè)典型的反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)因素的中介作用,未來(lái)研究可以進(jìn)一步探索其他的反應(yīng)性攻擊的動(dòng)機(jī)因素,例如敵意、恐懼、憤怒、憤怒沉浸、道德標(biāo)準(zhǔn)切換、道德清洗等是否也具有(鏈?zhǔn)?中介作用。

5 結(jié)論

動(dòng)機(jī)是界定反應(yīng)性攻擊的核心概念,揭示人格預(yù)測(cè)攻擊的動(dòng)機(jī)機(jī)制具有重要的理論價(jià)值與實(shí)踐意義。通過(guò)3 次調(diào)查的縱向研究發(fā)現(xiàn),特質(zhì)憤怒可以通過(guò)兩種反應(yīng)性攻擊動(dòng)機(jī)(以敵意歸因偏向?yàn)榇淼臄骋庑詣?dòng)機(jī)和以道德推脫為代表的道德準(zhǔn)許動(dòng)機(jī))的多重中介作用來(lái)縱向預(yù)測(cè)反應(yīng)性攻擊。