情緒自旋與大學(xué)生攻擊行為：情緒調(diào)節(jié)策略的調(diào)節(jié)作用

關(guān)鍵詞 情緒自旋 攻擊行為 認(rèn)知重評(píng) 表達(dá)抑制

1 引言

攻擊行為 （aggressive behavior） 是指?jìng)€(gè)體意圖傷害他人，且他人想要避免這種傷害的行為（Anderson amp; Bushman， 2002），通常被視為低共情的、不道德的、反社會(huì)的，是一種不健康的行為 （陳步青等， 2018）。研究表明，大學(xué)生攻擊行為普遍存在，報(bào)告指出27.7% 的大學(xué)生具有中等程度及其以上的攻擊行為 （郭梅英等， 2010），并加劇了抑郁、焦慮、注意缺損、甚至自傷和自殺等危險(xiǎn)行為的發(fā)生 （金童林等， 2019）。因此，分析大學(xué)生攻擊行為背后的原因及其個(gè)體差異對(duì)預(yù)防和干預(yù)大學(xué)生攻擊行為，保障身心健康發(fā)展具有重要意義。

在攻擊行為的影響因素中，情緒被公認(rèn)為是導(dǎo)致攻擊行為的首要原因 （Anderson amp; Bushman，2002; Chester et al.， 2021）。來(lái)自實(shí)證研究的證據(jù)表明，無(wú)論是實(shí)驗(yàn)室操縱的情緒狀態(tài)，還是個(gè)體的情緒傾向性，均對(duì)攻擊行為具有重要影響 （Ramírez amp;Andreu， 2006; Shorey et al.， 2015）。然而，以往研究更多聚焦于情緒在個(gè)體間水平的特征或狀態(tài)，較少探討情緒的個(gè)體內(nèi)可變性 （intraindividual variabilityof affect） 對(duì)攻擊行為的影響機(jī)制 （Chester et al.，2021）。Kuppens 等人（2007） 指出個(gè)體內(nèi)情緒的變化軌跡具有穩(wěn)定的時(shí)間動(dòng)態(tài)性，如情緒脈沖、情緒自旋等。其中，情緒自旋 （affect spin） 是指?jìng)€(gè)體核心情緒狀態(tài)頻繁且快速波動(dòng)的特性，它是情緒個(gè)體內(nèi)可變性的最具代表性的個(gè)體差異指標(biāo)之一（Richels et al.， 2020; Sun et al.， 2017）?；谧晕覔p耗理論 （ego-depletion model; Schmeichel， 2007），高情緒自旋者對(duì)情緒事件更加敏感，需要更多認(rèn)知資源來(lái)應(yīng)對(duì)情緒事件，即情境激發(fā)的情緒狀態(tài)不斷變化將導(dǎo)致心理?yè)p耗和情緒痛苦，進(jìn)而對(duì)個(gè)體心理和行為健康造成了破壞作用（張珊珊等， 2021；Bealet al.， 2013）。例如，高情緒自旋者具有較低的生活滿意度、適應(yīng)性績(jī)效、工作投入以及較高的抑郁、壓力和疲勞等 （Kuppens et al.， 2007; Ram et al.， 2011;Richels et al.， 2020; Uy et al.， 2017; Vansteelandt et al.，2013）。

那么，攻擊行為作為衡量個(gè)體行為健康的關(guān)鍵指標(biāo)之一，情緒自旋是否對(duì)攻擊行為具有影響作用？已有研究表明，個(gè)體內(nèi)負(fù)性情緒的較大波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致較多的攻擊行為（Scott et al.， 2017；Wright etal.， 2017）。然而，僅有的一項(xiàng)基于以往八個(gè)研究情緒與攻擊行為關(guān)系數(shù)據(jù)的二次整合分析卻顯示，攻擊行為與情緒自旋具有負(fù)相關(guān) （Chester et al.，2021）。如何理解這與“情緒自旋具有健康行為破壞作用”似乎沖突的研究結(jié)果？一種合理的解釋可能是Chester 等人的研究是基于伴隨攻擊行為過(guò)程的情緒狀態(tài)變化來(lái)度量情緒自旋。不足之處在于僅關(guān)注了核心情緒的效價(jià)維度，且情緒效價(jià)的變化特性是在特定情境下產(chǎn)生的有限波動(dòng)以及測(cè)量次數(shù)。但是，“情緒自旋”這一指標(biāo)界定的最大優(yōu)勢(shì)在于采用獨(dú)立于參照維度的方法去構(gòu)建個(gè)體核心情緒空間位置的變化軌跡， 聚焦于日常生活中發(fā)生的核心情緒狀態(tài)的波動(dòng)特性， 而不依托于某一核心情緒維度或某一類事件的測(cè)量去解釋個(gè)體的情緒不穩(wěn)定性（張珊珊等， 2021）。因此，對(duì)于反映在日常生活狀態(tài)中產(chǎn)生的個(gè)體情緒不穩(wěn)定特性的“情緒自旋”與攻擊行為的關(guān)系還有待探討。

同時(shí)，Chester 等人（2021） 的研究指出，情緒自旋與攻擊行為的關(guān)系效應(yīng)值較弱。這是否意味著情緒自旋對(duì)個(gè)體攻擊行為的影響被其他心理變量所調(diào)節(jié)？基于動(dòng)態(tài)情緒理論 （dynamics of affect model;Kuppens et al.， 2010），每個(gè)人都有自身的情感舒適區(qū)，當(dāng)情緒體驗(yàn)偏離舒適區(qū)時(shí)，情緒調(diào)節(jié)過(guò)程將被激活。Gross（2002） 指出，在情緒調(diào)節(jié)過(guò)程中個(gè)體最常采用認(rèn)知重評(píng) （cognitive reappraisal） 和表達(dá)抑制（expression suppression） 兩種調(diào)節(jié)策略。其中，認(rèn)知重評(píng)是一種前提聚焦型策略，在個(gè)體情緒反應(yīng)發(fā)生之前以更積極或合理化的方式重新理解情緒事件，從而減少不良情緒體驗(yàn)和表達(dá)；表達(dá)抑制是一種反應(yīng)聚焦型策略，在個(gè)體情緒反應(yīng)被激活后，抑制或壓抑情緒行為表達(dá)，但難以降低情緒體驗(yàn)和生理喚醒。研究表明，高情緒自旋者并不能讓個(gè)體持續(xù)保持在積極情緒空間，情緒轉(zhuǎn)換過(guò)程所產(chǎn)生的自我損耗會(huì)降低積極情緒、提高消極情緒發(fā)生的頻率 （Uyet al.， 2017）。傾向于較多使用認(rèn)知重評(píng)、較少使用表達(dá)抑制策略的個(gè)體，能夠有效對(duì)情緒狀態(tài)進(jìn)行監(jiān)控調(diào)節(jié)，在經(jīng)歷負(fù)性生活事件時(shí)，通過(guò)重新評(píng)估與目標(biāo)沖突的習(xí)慣化情緒反應(yīng)降低高情緒自旋者的消極情緒體驗(yàn)和表達(dá)。相反，傾向于較多使用表達(dá)抑制或較少使用認(rèn)知重評(píng)策略的個(gè)體，在情緒調(diào)節(jié)過(guò)程中具有較低的調(diào)節(jié)能力，從而產(chǎn)生情緒調(diào)節(jié)困難（Scott et al.， 2014），無(wú)法有效地控制或限制高情緒自旋者的消極情緒體驗(yàn) （Berking et al.， 2008）。因此，高情緒自旋者更傾向于采用風(fēng)險(xiǎn)性或傷害性行為，可能是由于其缺少調(diào)節(jié)消極情緒的有效策略，即由環(huán)境誘發(fā)或瞬時(shí)產(chǎn)生的負(fù)性情緒狀態(tài)轉(zhuǎn)換導(dǎo)致的情緒不穩(wěn)定的調(diào)節(jié)失敗加劇了個(gè)體的攻擊行為?？梢?jiàn)，情緒調(diào)節(jié)策略使用的有效性與否可能制約了情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響強(qiáng)度。鑒于此，研究假設(shè)情緒調(diào)節(jié)策略在情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響中起到調(diào)節(jié)作用。具體而言，無(wú)效的情緒調(diào)節(jié)策略將增加個(gè)體消極情緒的發(fā)生和變化，進(jìn)而增強(qiáng)情緒自旋與個(gè)體攻擊行為的關(guān)系。但是，有效的情緒調(diào)節(jié)策略將減少個(gè)體消極情緒的發(fā)生頻率，從而弱化了情緒自旋與個(gè)體攻擊行為的關(guān)系。

基于如上分析，本研究以大學(xué)生為被試，采用分階段跟蹤測(cè)試和動(dòng)態(tài)經(jīng)驗(yàn)取樣技術(shù)相結(jié)合的方法，探討情緒調(diào)節(jié)策略在情緒自旋對(duì)攻擊行為影響中的作用，以期為從情緒穩(wěn)定性視角探討攻擊行為的緩解機(jī)制提供理論基礎(chǔ)。

2 對(duì)象與方法

2.1 對(duì)象

研究招募到189 名在校本科生和研究生有償、自愿參與。在14 天經(jīng)驗(yàn)取樣的動(dòng)態(tài)跟蹤測(cè)評(píng)期間，剔除中途退出和填答天數(shù)少于7 天的被試后，有效人數(shù)144 人，共獲得有效動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)點(diǎn)5214 個(gè)，平均填答次數(shù)為36.21 （SD=7.96） 次。動(dòng)態(tài)跟蹤結(jié)束一周后的問(wèn)卷測(cè)評(píng)填答人數(shù)為139 人，總體有效回收率為73.5%。研究采用G*Power 3.1進(jìn)行事后功效分析顯示，當(dāng)n=139，中等效應(yīng)值f² = .15，α =.05，在使用固定效應(yīng)模型的線性多元回歸分析時(shí)，統(tǒng)計(jì)效應(yīng)力為.97。其中，女生102 人，男生37 人。本科生101人，研究生38人。平均年齡為21.39（SD= 2.65） 歲。所有被試均沒(méi)有參加類似研究的經(jīng)歷。

2.2 工具

2.2.1 情緒自旋

結(jié)合Kuppens 等人（2007） 和Clark 等人（2018）對(duì)情緒自旋的測(cè)評(píng)方法，研究從當(dāng)代情緒報(bào)告形容詞清單 （Larsen amp; Kasimatis，1990） 選取12 個(gè)情緒詞匯編成“核心情緒狀態(tài)量表”，對(duì)當(dāng)前情緒狀態(tài)進(jìn)行評(píng)定，如“此時(shí)此刻，我感到心煩”，采用從1 （非常輕微或沒(méi)有） 到5 （極強(qiáng)） 的五級(jí)計(jì)分方式。從由激活和效價(jià)構(gòu)成的情緒環(huán)形模型的每個(gè)象限各取3 個(gè)詞匯。其中，激活的積極情緒 （pa） 為：高興，熱情，興奮；非激活的積極情緒 （pd） 為：滿意，舒適，放松；激活的消極情緒 （na） 為：心煩，惱怒，焦慮；非激活的消極情緒 （nd） 為：無(wú)精打采，厭煩，沮喪?；诘谝淮翁畲饠?shù)據(jù)的驗(yàn)證性因素分析表明，四因素模型的擬合指數(shù)可以接受 （χ²/df = 3.25， RMSEA =.091， CFI =.941， TLI =.917， SRMR= .058）。在本研究中，pa、pd、na 和nd 四個(gè)象限維度的內(nèi)部一致性系數(shù)處于.82～.89之間。

2.2.2 情緒調(diào)節(jié)策略

使用王力等（2007） 修訂的情緒調(diào)節(jié)量表來(lái)測(cè)量大學(xué)生的情緒調(diào)節(jié)策略。量表分為認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制兩個(gè)維度，由14 個(gè)題目組成，采用1～7 的七級(jí)計(jì)分方式，例如“我會(huì)通過(guò)不讓情緒表達(dá)出來(lái)的方式，來(lái)控制自己的情緒”。得分越高，說(shuō)明對(duì)相應(yīng)情緒調(diào)節(jié)策略的使用越頻繁。在本研究中，認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.89 和.77。

2.2.3 攻擊行為

參照已有研究的操作方法，采用Buss 和 Perry（1992） 編制的攻擊性問(wèn)卷中的身體攻擊和言語(yǔ)攻擊分量表的平均值代表個(gè)體的攻擊水平。侯璐璐等（2017） 在大學(xué)生群體中修訂的中文版由13 個(gè)項(xiàng)目組成，采用1～5 級(jí)計(jì)分方式，例如 “我有時(shí)會(huì)難以控制自己想要打人的沖動(dòng)?！狈?jǐn)?shù)越高，代表個(gè)體的攻擊行為水平越高。在本研究中，內(nèi)部一致性系數(shù)為.78。

2.3 研究程序

研究采用分階段測(cè)試的方式進(jìn)行。首先，通過(guò)微信群、朋友圈等平臺(tái)有償招募在校學(xué)生自愿參與研究。調(diào)查對(duì)象在閱讀知情同意書后掃描二維碼自愿加入釘釘群，研究任務(wù)均通過(guò)釘釘群發(fā)布和完成。截止研究開(kāi)始的前一周，共計(jì)189 名學(xué)生加入釘釘群并完成了經(jīng)驗(yàn)取樣教程學(xué)習(xí)、填寫了“情緒調(diào)節(jié)量表”以及一些與本研究無(wú)關(guān)的內(nèi)容。

一周后，使用經(jīng)驗(yàn)取樣法測(cè)量個(gè)體的情緒自旋水平。具體做法為采用“核心情緒狀態(tài)量表”讓個(gè)體對(duì)當(dāng)下正在發(fā)生或感受到的核心情緒狀態(tài)進(jìn)行記錄，持續(xù)14 天、每天填答3 次。測(cè)評(píng)期間，每天上午8 點(diǎn)、下午2 點(diǎn)和晚上8 點(diǎn)，主試在釘釘群發(fā)布問(wèn)卷，要求被試在3 小時(shí)內(nèi)完成，并在1 小時(shí)后對(duì)沒(méi)及時(shí)完成的被試進(jìn)行提醒，填答時(shí)間截止后問(wèn)卷自動(dòng)關(guān)閉，無(wú)法繼續(xù)填答。為了提高填答率，向被試承諾每次認(rèn)真填答都會(huì)累加獎(jiǎng)勵(lì)金，并在任務(wù)完成后一次性發(fā)放。

最后，在動(dòng)態(tài)跟蹤測(cè)評(píng)結(jié)束一周后，讓被試填答“攻擊行為量表”和個(gè)人信息等。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差控制與檢驗(yàn)

研究在程序上采用縱向分階段測(cè)試的方法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行了一定的控制。采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，所有問(wèn)卷?xiàng)l目 （ 核心情緒狀態(tài)僅包括第一次測(cè)試的結(jié)果） 的因子分析顯示，特征值大于1的因子共15個(gè)，揭示了71.31%的變異，第一個(gè)因子可解釋15.28% （ 小于40%） 的方差變異率，表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

對(duì)性別 （ 女=0）、年齡等背景變量，與情緒自旋、攻擊行為、情緒調(diào)節(jié)各維度進(jìn)行Pearson 相關(guān)分析，結(jié)果如表1 所示，認(rèn)知重評(píng)與表達(dá)抑制具有顯著正相關(guān) （r=.21， plt;.01），認(rèn)知重評(píng)與攻擊行為具有顯著負(fù)相關(guān) （r=-.21， plt;.01）。同時(shí)，性別與情緒自旋具有顯著正相關(guān) （r=.23， plt;.01），年齡與表達(dá)抑制具有顯著負(fù)相關(guān) （r=-.20， plt;.01），其他相關(guān)不顯著。

3.3 情緒自旋與攻擊行為：情緒調(diào)節(jié)策略的調(diào)節(jié)作用

研究采用 PROCESS macro（Hayes， 2013）對(duì)認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制在情緒自旋對(duì)攻擊行為影響中的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行分析，同時(shí)使用重復(fù)抽樣2000 次的偏差校正百分位Bootstrap 法進(jìn)行檢驗(yàn)。如表2 所示，在控制了性別、年齡變量后，結(jié)果表明：認(rèn)知重評(píng)對(duì)攻擊行為具有負(fù)向影響作用，b = - .10， plt; .05;95% CI = [- .21， - .01]；認(rèn)知重評(píng)在情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響中起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，b = - .31， p lt; .01;95% CI = [- .51， - .11]，可解釋6.5% 的變異增量；其他作用不顯著。

以正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)將認(rèn)知重評(píng)分為高、低組，進(jìn)一步對(duì)認(rèn)知重評(píng)的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。結(jié)果如圖1 所示，在低認(rèn)知重評(píng)組，情緒自旋對(duì)攻擊行為有正向預(yù)測(cè)作用，b =.44， p lt; .01; 95%CI = [ .16， .71]；但在高認(rèn)知重評(píng)組，情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響不顯著（b =- .14， pgt;.05）。

4 討論

本研究探討了情緒自旋對(duì)大學(xué)生攻擊行為的影響以及情緒調(diào)節(jié)策略在其中所起的作用。結(jié)果顯示情緒自旋與攻擊行為具有正相關(guān)趨勢(shì)；認(rèn)知重評(píng)對(duì)攻擊行為具有緩解作用；對(duì)于認(rèn)知重評(píng)較低的個(gè)體，情緒自旋對(duì)攻擊行為具有加劇作用。但對(duì)于認(rèn)知重評(píng)較高的個(gè)體，情緒自旋對(duì)攻擊行為沒(méi)有影響。這些結(jié)果為我們理解個(gè)體的情緒波動(dòng)特性及其調(diào)節(jié)策略使用傾向?qū)粜袨榈膬?nèi)在作用機(jī)制提供了新的視角。

首先，結(jié)果表明情緒自旋與攻擊行為不具有顯著相關(guān)。但卻顯示情緒自旋與攻擊行為的關(guān)系具有正相關(guān)趨勢(shì)，這與Chester 等人（2021） 發(fā)現(xiàn)二者關(guān)系的方向相反。如前言所示，本研究可能彌補(bǔ)了Chester 等人的不足，伴隨攻擊行為過(guò)程的三次情緒測(cè)量且單一的情緒效價(jià)指標(biāo)不符合當(dāng)前對(duì)情緒自旋界定的本質(zhì)。Kuppens 等人（2007） 認(rèn)為情緒自旋反映了個(gè)體情緒狀態(tài)在由效價(jià)和激活構(gòu)成的二維核心情緒空間內(nèi)的角度變化軌跡，且表現(xiàn)出較為穩(wěn)定的時(shí)間波動(dòng)特性。但是，不同的研究模式也為我們提供了新的啟示，在攻擊情境中的情緒變化是一個(gè)更微觀的心理過(guò)程，反映了特定行為模式伴隨的情緒變化，從某種意義上可能說(shuō)明了情緒的個(gè)體內(nèi)短期波動(dòng) （狀態(tài)性） 與長(zhǎng)期變化特性 （特質(zhì)性）對(duì)攻擊行為具有不一樣的影響模式。攻擊的強(qiáng)化模型 （reinforcement model of aggression） 指出與攻擊行為相關(guān)的積極情緒對(duì)反社會(huì)和攻擊行為具有增強(qiáng)作用，而積極情緒的向下波動(dòng)會(huì)弱化個(gè)體的攻擊性 （Chester amp; Dewall， 2017）。從而解釋了為什么在攻擊行為發(fā)生過(guò)程中，狀態(tài)性的低情緒自旋者具有更多的攻擊行為。而本研究探討的情緒自旋代表的是個(gè)體情緒波動(dòng)特征的一種非認(rèn)知性的人格特質(zhì)（Richels et al.， 2020）?？傊?，目前關(guān)于情緒自旋與攻擊行為的關(guān)系研究極其有限，這種狀態(tài)性與特質(zhì)性情緒自旋對(duì)攻擊行為影響的不一致現(xiàn)象是否具有普遍性還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

更為有趣的是，本研究與以往研究發(fā)現(xiàn)負(fù)性情緒的個(gè)體內(nèi)波動(dòng)與攻擊行為關(guān)系的方向一致 （Scottet al.， 2017; Wright et al.， 2017）。即較大的負(fù)性情緒變異性會(huì)導(dǎo)致較多的攻擊行為。然而，情緒自旋不僅局限于個(gè)體負(fù)性情緒狀態(tài)的波動(dòng)，而是反映整個(gè)核心情緒空間內(nèi)不同情緒之間的轉(zhuǎn)換 （張珊珊等，2021）。但是，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)相對(duì)于正性事件，負(fù)性事件經(jīng)歷及其評(píng)估是導(dǎo)致情緒自旋的主要原因（Ohly amp; Schmitt， 2015）?？梢?jiàn)，本研究與以往關(guān)于負(fù)性情緒可變性與情緒自旋的關(guān)系研究結(jié)果并不矛盾，因?yàn)楦咔榫w自旋者可能擁有更多的負(fù)性情緒。正如前言所提及，高情緒自旋的最終結(jié)果增加了個(gè)體產(chǎn)生負(fù)性情緒的頻率，從而對(duì)身心健康造成破壞作用。這為我們理解情緒自旋的發(fā)生過(guò)程機(jī)制及其行為健康功能具有重要指導(dǎo)意義。

其次，研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)對(duì)攻擊行為具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，這與以往研究相一致 （Chen et al.， 2020;Gómez-Leal et al.， 2022），進(jìn)一步為認(rèn)知重評(píng)在緩解攻擊行為中的作用提供了支持證據(jù)。揭示了通過(guò)增強(qiáng)個(gè)體采用理解或改變對(duì)情緒刺激的認(rèn)知的適應(yīng)性情緒調(diào)節(jié)策略是減少和緩解外部攻擊行為的有效方法。同時(shí)，研究顯示認(rèn)知重評(píng)在情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響中具有調(diào)節(jié)作用。從情緒調(diào)節(jié)的過(guò)程模型（Gross， 2002） 來(lái)看，低認(rèn)知重評(píng)組的個(gè)體情緒調(diào)節(jié)能力低，或具有一定的情緒調(diào)節(jié)困難。即當(dāng)個(gè)體較少采用認(rèn)知重評(píng)策略時(shí)，不能有效理解情緒誘導(dǎo)事件，及時(shí)修復(fù)不良心境，面對(duì)日常較大的情緒波動(dòng)時(shí)需要消耗更多的認(rèn)知資源來(lái)調(diào)節(jié)情緒體驗(yàn)，缺乏對(duì)情緒表達(dá)行為進(jìn)行實(shí)時(shí)監(jiān)控的能力，進(jìn)而提高了發(fā)生攻擊行為的可能性；而當(dāng)個(gè)體較多采用認(rèn)知重評(píng)策略時(shí)，能有效使用改變認(rèn)知的方式來(lái)應(yīng)對(duì)情緒自旋，可以調(diào)動(dòng)認(rèn)知資源進(jìn)行沖動(dòng)控制，進(jìn)而減少了攻擊行為的表達(dá)。這一結(jié)果為高情緒自旋者的攻擊行為干預(yù)提供了實(shí)踐指導(dǎo)。例如，對(duì)于情緒自旋較高的個(gè)體，也可以通過(guò)認(rèn)知重評(píng)干預(yù)訓(xùn)練增強(qiáng)情緒調(diào)節(jié)能力的方式來(lái)減弱攻擊行為。

但是，研究表明表達(dá)抑制不具有上述效應(yīng)。一方面，研究發(fā)現(xiàn)表達(dá)抑制對(duì)攻擊行為不具有預(yù)測(cè)作用。但是，有研究顯示表達(dá)抑制是攻擊行為的風(fēng)險(xiǎn)因素 （Chen et al.， 2020; Gómez-Leal et al.， 2022），也有研究發(fā)現(xiàn)采用轉(zhuǎn)移注意力，掩飾情感等表達(dá)抑制策略對(duì)攻擊行為具有抑制作用 （陳步青等，2018）?？梢?jiàn)，目前表達(dá)抑制與攻擊行為的關(guān)系還沒(méi)有明確的方向性結(jié)論。因此，未來(lái)研究應(yīng)采用更加穩(wěn)健的方式 （比如元分析） 對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行探討。另一方面，研究發(fā)現(xiàn)表達(dá)抑制在情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響中無(wú)調(diào)節(jié)作用。以往有研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評(píng)在自卑與攻擊行為之間起到中介作用，而表達(dá)抑制作用不顯著 （Chen et al.， 2020）。如同本研究一樣，這兩種策略在影響攻擊行為的機(jī)制中發(fā)揮著不同作用，未來(lái)研究應(yīng)深入探討產(chǎn)生這種差異的原因。總而言之，本研究結(jié)果從某種側(cè)面為認(rèn)知重評(píng)在情緒調(diào)節(jié)方面的表現(xiàn)優(yōu)于表達(dá)抑制提供了支持。盡管表達(dá)抑制也能降低消極情緒表達(dá)，但個(gè)體通過(guò)回避或壓抑的方式，將出現(xiàn)的負(fù)性情緒予以壓制，隱藏真實(shí)的情緒與感受，反而會(huì)遭到負(fù)面情緒的反噬。

誠(chéng)然，本研究有如下不足：第一，研究使用問(wèn)卷的方式對(duì)攻擊行為進(jìn)行測(cè)量。雖然采用了縱向分階段測(cè)試的方式，但得出的結(jié)論仍不能作為因果結(jié)論的充分證據(jù)。未來(lái)研究應(yīng)采用實(shí)驗(yàn)室操縱，亦或是日常真實(shí)情境中發(fā)生的攻擊行為，來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證情緒自旋對(duì)攻擊行為的作用機(jī)制；第二，被試群體為大學(xué)生，且是在假期居家在線進(jìn)行。一方面，假期和學(xué)期階段所面對(duì)的情緒事件是否對(duì)情緒體驗(yàn)的波動(dòng)具有不同的影響還有待驗(yàn)證；另一方面，研究結(jié)果是否可以類推到其他具有不同特征的樣本群體中也需探討。

5 結(jié)論

本研究主要得到如下結(jié)論：（1）認(rèn)知重評(píng)對(duì)攻擊行為具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用；（2）認(rèn)知重評(píng)在情緒自旋對(duì)攻擊行為的影響中具有調(diào)節(jié)作用。即對(duì)于認(rèn)知重評(píng)較低的個(gè)體，情緒自旋越高，個(gè)體的攻擊行為越高；而對(duì)于認(rèn)知重評(píng)較高的個(gè)體，情緒自旋對(duì)攻擊行為不具有影響作用。