認知風(fēng)格對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響
——道德認同及認知重評的作用

胡 哲，李婷婷，吳桂翎

（合肥師范學(xué)院 教師教育學(xué)院，安徽 合肥 230601）

0 引言

在互聯(lián)網(wǎng)迅速發(fā)展和普及的時代背景下，互聯(lián)網(wǎng)的使用極大提高了大學(xué)生的學(xué)習(xí)效率，但因其匿名性和便利性，由此帶來的負面問題已經(jīng)嚴重影響了大學(xué)生身心健康[1]. 大學(xué)生在使用互聯(lián)網(wǎng)時表現(xiàn)出來的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為具有普遍性，發(fā)生率約達到59.47%，已成為研究者關(guān)注的熱點問題[1]. 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為是指通過通信技術(shù)對整個群體或者他人實施的有目的的傷害行為（以手機網(wǎng)絡(luò)和互聯(lián)網(wǎng)為基礎(chǔ)平臺），并且是受害者想盡力避免的[2]. 因網(wǎng)絡(luò)攻擊行為具有超時空性、重復(fù)性等特點，與傳統(tǒng)攻擊行為相比較，這種攻擊行為給受害者的身心健康帶來更為嚴重的影響，如抑郁、焦慮、自殺及自我控制力降低等問題[3-5]. 因此，本研究擬探討影響網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的重要因素，進而為網(wǎng)絡(luò)攻擊行為較高的大學(xué)生提供預(yù)防及有效控制方法.

認知風(fēng)格是指個體在解決問題或進行思考時的活動或采取的慣性或典型性的模式，也稱為認知方式[6].大學(xué)生主動交往的意識越強、深度越深，則行為越傾向于采用分析型的認知方式，而傾向于分析型認知風(fēng)格的大學(xué)生注重觀察細節(jié)，更容易達到人際關(guān)系的和諧，從而可能表現(xiàn)出較少的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為[7]. 特質(zhì)一致性理論認為，當一些網(wǎng)絡(luò)信息被個體評估為危險性信息時，“憤怒網(wǎng)絡(luò)”就會被激活，為了進行自我保護，個體常常采用網(wǎng)絡(luò)攻擊行為減輕內(nèi)心緊張感[8]. 相關(guān)研究也表明，在虛擬網(wǎng)絡(luò)平臺上，容易產(chǎn)生具有敵意性認知加工解釋的個體由于無法有效緩解交流焦慮，從而在交流時快速抽取與憤怒有關(guān)的信息，進而增加網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的可能性[4]. 同時，這種網(wǎng)絡(luò)攻擊行為會使個體在現(xiàn)實生活中壓抑的欲望或者需要得到滿足，使其產(chǎn)生壓力獲得緩解的感受，這為網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的發(fā)生間接提供了合理的認知解釋，從而導(dǎo)致個體的道德水平下降，使其再次對他人實施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的可能性大大提高[3]. 此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)排斥顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，當大學(xué)生遭遇網(wǎng)絡(luò)排斥時會造成其身心的麻木，因沖動性水平升高而產(chǎn)生認知偏差，也會導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的增加[5]. 然而從以往的研究中可以發(fā)現(xiàn)，研究者多從認知偏差角度解釋網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的原因，而個體的認知偏差往往與其認知風(fēng)格密切相關(guān)，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為作為一種特殊的攻擊形式，相關(guān)研究在個體的認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生影響方面缺乏系統(tǒng)的驗證，因此，本研究假設(shè)認知風(fēng)格顯著負向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為.

道德認同是個體在道德框架下構(gòu)建的關(guān)于自我概念的認知圖式，是一種穩(wěn)定的關(guān)于個體如何認識自己的道德特質(zhì)[9]. 社會認知理論指出，道德認同有助于抑制個體不道德行為并能促進個體道德行為，且道德認同負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺負[10]. 研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)偏差行為、網(wǎng)絡(luò)過激、欺騙、色情行為及道德推脫等不道德行為均與道德認同呈顯著的負相關(guān)[9]. 基于道德認同與攻擊行為的研究提出，道德認同與攻擊行為呈顯著的負相關(guān)，高道德認同的大學(xué)生隨著道德推脫水平的降低大幅度減少攻擊行為[11]，因此高道德認同就成為減少攻擊行為的必要條件之一. 道德認同也能顯著負向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，而且道德認同在道德推脫與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系之間起著顯著的中介作用[12]，這說明道德認同在影響網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的機制通路中有關(guān)鍵地位.相反，在道德認知轉(zhuǎn)化為道德行為過程中，道德認同作為重要心理機制，有助于增加個體親社會行為的產(chǎn)生，道德認同與親社會行為呈顯著的正相關(guān)，與低道德認同者相比，高道德認同者的親社會行為更多[13]. 根據(jù)認知風(fēng)格的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，傾向于分析型認知風(fēng)格的大學(xué)生比直覺型認知風(fēng)格的大學(xué)生對事物更加體察入微，表現(xiàn)出更多的主動與人交往的意識，人際關(guān)系的和諧程度也更高[7]. 基于文獻回顧可以推測分析型認知風(fēng)格的大學(xué)生道德認同水平較高，更易表現(xiàn)出親社會行為，并且較少表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊的行為，即道德認同可能是認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的中介變量. 由此，本研究假設(shè)道德認同在認知風(fēng)格和大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間起中介作用.

認知重評是個體在情緒發(fā)生的整個過程中最常用且最有效的情緒調(diào)節(jié)策略，其用更加積極的方式理解負性情緒事件以降低情緒反應(yīng)，對個體的心理健康發(fā)展有重要意義[14]. 研究表明，習(xí)慣采用認知重評情緒調(diào)節(jié)策略的個體能對當前事件進行重新評價，使消極情緒體驗得到調(diào)整，而憤怒、敵意等消極情緒體驗的消失會減少攻擊行為的產(chǎn)生[15]. 并且認知重評較高的個體在敵意認知水平增加時，雖然其攻擊水平也呈上升趨勢，但其增長幅度與認知重評較低的個體相比較少，即認知重評調(diào)節(jié)敵意認知對攻擊行為的預(yù)測作用[16]. 此外，相關(guān)研究表明，情緒調(diào)節(jié)可以有效減弱挫折感對網(wǎng)絡(luò)欺負的影響，從而減少網(wǎng)絡(luò)欺負行為的發(fā)生，同時情緒調(diào)節(jié)在憤怒和網(wǎng)絡(luò)欺負之間起著顯著的調(diào)節(jié)作用，情緒調(diào)節(jié)水平較高的大學(xué)生相較于情緒調(diào)節(jié)水平較低的大學(xué)生更能有效防止網(wǎng)絡(luò)欺負的發(fā)生[17]. 基于以往的研究結(jié)果可知，認知重評較高的大學(xué)生面對負性事件時，會調(diào)整自己的認知方式，重新評估負性事件，高認知重評是減少網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的重要因素之一. 此外，直覺型認知風(fēng)格大學(xué)生在主動交往意識、行為及合群性方面較差，當大學(xué)生認知風(fēng)格傾向于直覺型時，低認知重評水平下的個體情緒調(diào)節(jié)能力較弱，可能更容易表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，而在高認知重評水平下，個體能夠理性重新思考負性事件，可能使網(wǎng)絡(luò)攻擊行為得到抑制. 因此，可以認為認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生作用的同時，還受到認知重評的調(diào)節(jié). 于是本研究假設(shè)認知重評顯著調(diào)節(jié)了認知風(fēng)格對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響，即低認知重評水平下，認知風(fēng)格顯著負向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，但高認知重評水平下不存在該預(yù)測作用.

綜上所述，本研究以大學(xué)生為被試，旨在探討認知風(fēng)格對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響，以及道德認同在兩者關(guān)系之間的中介作用和認知重評情緒調(diào)節(jié)方式的調(diào)節(jié)作用，見圖1.

圖1 假設(shè)模型

1 研究方法

1.1 被試

本研究采用方便取樣，選取安徽省本科層次大學(xué)生為被試，共發(fā)放問卷363 份，剔除明顯虛假作答、漏答等無效問卷后，得到有效問卷341 份，有效率為93.94%. 其中男生61 人，女生280 人；大一68 人，大二47人，大三 76 人，大四 150 人. 被試年齡范圍為 17～23 歲，平均年齡 21.3±1.67 歲.

1.2 研究工具

1.2.1 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為量表

網(wǎng)絡(luò)攻擊行為量表共7 個題目[2，18]. 該量表采用1（幾乎沒有）～5（總是）點計分，分為工具性攻擊和反應(yīng)性攻擊兩個維度，總分越高說明大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為出現(xiàn)的頻次越高，工具性網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的信度系數(shù)為0.87，反應(yīng)性網(wǎng)絡(luò)攻擊行為信度系數(shù)為0.74，總量表信度為0.89，具有良好的信效度.

1.2.2 認知風(fēng)格量表

認知風(fēng)格量表[7]共有16 個題目. 采用1（完全不符合）～5（完全符合）點計分，包含3 個維度，分為思維內(nèi)傾-外傾、直覺-分析、言語-表象. 本研究選用其中的直覺-分析維度，該維度含5 個題目，得分越高說明個體的認知風(fēng)格越傾向于分析型，這一維度信度系數(shù)接近0.7，總量表信度為0.82，信效度良好.

1.2.3 道德認同問卷

道德認同問卷[19，20]共16 個題目. 采用1（非常不同意）～5（非常同意）點計分，由外顯道德認同和內(nèi)隱道德認同兩個維度組成，總分越高說明大學(xué)生的道德認同感越強，其中內(nèi)隱維度為0.83，外顯維度為0.74，總量表的信度達到了0.85. 信效度良好.

1.2.4 認知重評問卷

采用Gross 等[21]編制、王力等[22]修訂的情緒調(diào)節(jié)問卷，選取其中的認知重評分問卷，共6 個題目. 該問卷采用1（極不同意）～7（極同意）點計分，總分越高說明大學(xué)生的認知重評水平越高，其重測信度和內(nèi)部一致性信度分別為0.82 和0.85，信效度良好.

1.3 共同方法偏差檢驗

共同方法偏差是指因為同樣的數(shù)據(jù)來源或評分者、項目語境、測量環(huán)境以及項目本身的特征所造成的預(yù)測變量和校標變量之間的人為的共變，而問卷數(shù)據(jù)收集的方式（集體施測以及自我報告法）可能會造成共同方法偏差. 本研究通過部分題目反向計分、匿名調(diào)查的方式在程序上進行了一定的控制；而在統(tǒng)計控制上，采用Harman 單因子檢驗法針對共同方法偏差問題進行了檢驗，如果多個特征值大于1 且第一因素解釋的累計變異量小于40%，說明不存在共同方法偏差. 結(jié)果顯示，特征根大于1 的因素共8 個，其中第一因素解釋的累計變異量僅23%，表明本研究不存在共同方法偏差問題[23].

1.4 調(diào)查程序與統(tǒng)計方法

采用現(xiàn)場集體施測與網(wǎng)絡(luò)施測結(jié)合的方式，使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語，讓被試匿名填寫. 采用 SPSS 26.0 統(tǒng)計軟件和 SPSS 宏程序PROCESS 3.5 進行數(shù)據(jù)管理和分析.

2 研究結(jié)果

2.1 認知風(fēng)格、網(wǎng)絡(luò)攻擊行為、道德認同和認知重評間的相關(guān)分析

對各變量進行描述統(tǒng)計和Pearson 積差相關(guān)分析，結(jié)果見表1. 可以看到，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為與認知風(fēng)格呈顯著的負相關(guān)（r=-0.14，P＜0.05），大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為與道德認同呈顯著的負相關(guān)（r=-0.20，P＜0.001），大學(xué)生認知風(fēng)格與道德認同呈顯著正相關(guān)（r=0.37，P＜0.001），大學(xué)生認知重評與道德認同呈顯著的正相關(guān)（r=0.38，P＜0.001）.

表1 各主要變量間的描述統(tǒng)計和相關(guān)矩陣（n=341）

2.2 認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟的觀點，并參照Hayes 提出的Bootstrap 方法，首先采用SPSS 宏程序PROCESS 的模型4 進行中介效應(yīng)檢驗，樣本量選擇5 000[24]. 結(jié)果顯示，在控制性別和年齡后，道德認同中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[-0.11，-0.02]，不包括0，表明道德認同能夠中介認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系，中介效應(yīng)大小為0.06，占總效應(yīng)值的35%. 在控制道德認同的作用之后，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不再顯著，95%置信區(qū)間為[-0.18，0.05]，包括0. 因此，道德認同在認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的中介作用為完全中介作用.

然后，參照丁倩等[25]的研究中有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗步驟，采用SPSS 宏程序PROCESS 3.0 的模型5 檢驗認知重評的調(diào)節(jié)作用. 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗需要對3 個回歸方程的參數(shù)進行估計. 方程1 估計認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的總體效應(yīng)；方程2 估計認知風(fēng)格對道德認同的預(yù)測效應(yīng)；方程3 估計認知重評在認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng). 在每個方程中，對所有預(yù)測變量做標準化處理，對性別和年齡進行控制.本研究中，如果模型估計滿足以下3 個條件，則存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)：方程1 中，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的總效應(yīng)顯著；方程2 中，認知風(fēng)格對道德認同預(yù)測效應(yīng)顯著；方程3 中，道德認同對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的主效應(yīng)顯著，且認知風(fēng)格與認知重評交互項的效應(yīng)顯著.

本研究所有預(yù)測變量方差膨脹因子（VIF）均不高于1.4，說明不存在多重共線性問題.

結(jié)果發(fā)現(xiàn)（表2），方程1 顯著，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有顯著的負向預(yù)測作用（β=-0.12，t=-2.29，95%置信區(qū)間為[-0.27，-0.06]，P＜0.05）；方程 2 顯著，認知風(fēng)格對道德認同有顯著的正向預(yù)測作用（β=0.38，t=7.36，95%置信區(qū)間為[0.28，0.48]，P＜0.001）；方程 3 顯著，道德認同負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)攻擊行為（β=-0.15，t=-2.64，95%置信區(qū)間為 [-0.26，-0.03]，P＜0.01），且認知風(fēng)格與認知重評交互項顯著（β=0.14，t=3.05，95%置信區(qū)間為[0.05，0.23]，P＜0.001）. 相應(yīng) Bootstrap 檢驗見表 3.

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

表3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗

同時，通過簡單斜率分析進一步考察認知重評的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將認知重評分為高分組（M+1SD）和低分組（M-1SD）兩個組，然后得到認知重評在認知風(fēng)格與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的簡單斜率檢驗圖（圖2）. 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在低認知重評水平下，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有著顯著的負向預(yù)測作用(Simple slope 為-0.18，P＜0.05)；而在高認知重評水平下，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著（Simple slope 為0.06，P＞0.05）.

圖2 認知重評作為調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率檢驗圖

綜合來看，認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生影響的過程受到了認知重評的調(diào)節(jié)，見圖3.

圖3 認知重評作為調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型圖

3 討論

通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為受其認知風(fēng)格、道德認同及認知重評情緒調(diào)節(jié)方式的共同影響. 研究發(fā)現(xiàn)，道德認同在認知風(fēng)格和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間具有完全中介作用，即越傾向于直覺型的認知風(fēng)格者，其道德認同水平越低，進而導(dǎo)致攻擊性行為的增加. 根據(jù)人格的社會認知理論的觀點，個體對特定情境的理解差異造成個體在情境和行為表現(xiàn)上的不同，傾向于直覺型的大學(xué)生更加容易沖動，而在人格特質(zhì)中具有較高沖動性的個體，習(xí)慣于對內(nèi)、外環(huán)境刺激做出迅速的反應(yīng)，因此會較少考慮此種反應(yīng)對其他個體以及自身帶來的負面影響，造成道德認同水平的降低[26]. 而低道德認同的個體，自我概念中的道德品質(zhì)所占的重要程度相對較少，當個體出現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)攻擊行為傾向時，其心理壓力也較小，自我控制能力下降，容易產(chǎn)生去“個體化”現(xiàn)象，這也是引起大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的重要因素[8]. 相反，傾向于分析型的大學(xué)生對外界刺激的敏感性較高，常常關(guān)注周圍環(huán)境，對他人感受的重視程度較高，并在分析思考之后再作出反應(yīng)，因而往往具有較高水平的道德認同水平. 高道德認同水平的大學(xué)生責(zé)任感和使命感較強，表現(xiàn)的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為較少，從我國差序格局文化背景角度來看，高道德認同的大學(xué)生容易將外群的求助者劃分為“自家人”，他們的道德關(guān)注圈更大，與他人的心理距離較近，這也能在一定程度上減少網(wǎng)絡(luò)攻擊行為[13]. 同時本研究結(jié)果進一步論證了社會認知理論，即道德認同有助于抑制不道德行為（如網(wǎng)絡(luò)攻擊行為[10]）.

值得注意的是，在加入道德認同之后，大學(xué)生認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的直接預(yù)測作用不顯著，表明認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的作用主要是通過道德認同間接產(chǎn)生的，并在認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊的影響中具有非常重要的作用，因此，培養(yǎng)大學(xué)生分析型的認知風(fēng)格是提高其道德認同及減少網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的有效手段.

進一步對認知重評情緒調(diào)節(jié)策略的調(diào)節(jié)作用進行了分析，并發(fā)現(xiàn)在低認知重評水平下，認知風(fēng)格對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為具有顯著的負向預(yù)測作用；在高認知重評水平下，認知風(fēng)格對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著，因此，認知重評顯著調(diào)節(jié)了認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響. 研究認為，認知重評干擾了網(wǎng)絡(luò)攻擊產(chǎn)生的過程，低認知重評增強了認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的負向影響，使原本不顯著的直接效應(yīng)變得顯著了. 以往研究表明，認知重評較低的大學(xué)生習(xí)慣對事件采用敵意性解釋，自動化的敵意認知過程容易造成攻擊行為增加[16]. 注意縮減理論認為，在低認知重評水平下，當大學(xué)生認知風(fēng)格傾向于直覺型，在接收環(huán)境中負性刺激時，認知活動能力減弱，導(dǎo)致注意范圍縮減，更容易被激怒，從而產(chǎn)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為[27]. 相反地，認知重評水平更高的個體往往能警醒自己，以一種更客觀、積極的方式評估事件. 情緒調(diào)節(jié)相關(guān)研究表明，認知重評情緒調(diào)節(jié)方式的使用有效減少了大學(xué)生對負性情感的體驗，從而減少了攻擊行為的產(chǎn)生[28]. 在高認知重評水平下，傾向于直覺型的大學(xué)生使用積極的認知模式重新評估事件而不直接僅憑直覺作出判斷，并通過轉(zhuǎn)換視角重新審視情境，可以用一種合理的認知模式代替原本具有敵意的認知模式，從而抑制一部分網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的發(fā)生，因此，對高認知重評者而言，無論其認知風(fēng)格傾向于直覺型還是分析型，其網(wǎng)絡(luò)攻擊行為與低認知重評者相比都較少. 因此，通過提升認知重評的水平，可以有效減少大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的產(chǎn)生.

總的來說，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為受認知風(fēng)格、道德認同及認知重評情緒調(diào)節(jié)策略的影響，傾向于分析型認知風(fēng)格的大學(xué)生道德認同感更強，進而導(dǎo)致其網(wǎng)絡(luò)攻擊行為更少；同時，高認知重評者即使其認知風(fēng)格傾向于直覺型，也會表現(xiàn)較少的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為.

4 結(jié)論

道德認同在認知風(fēng)格影響網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的過程中起到完全中介作用；認知重評情緒調(diào)節(jié)策略的使用對認知風(fēng)格與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，對于高認知重評者，其認知風(fēng)格對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為具有顯著的負向預(yù)測作用.