发布时间：2019-10-19所属分类：教育论文浏览：1次
摘 要： 摘要 本研究采用自尊量表(SES)、同伴关系量表(同伴接纳、交往恐惧、交往自卑三个分量表)、攻击行为问卷(AQ)对 397 名高二学生进行测试.探究自尊水平对青少年攻击行为的影响，尤其是考察同伴关系对于自尊预测攻击行为的调节作用.结果表明:1)自尊、同伴关系与
摘要 本研究采用自尊量表(SES)、同伴关系量表(同伴接纳、交往恐惧、交往自卑三个分量表)、攻击行为问卷(AQ)对 397 名高二学生进行测试.探究自尊水平对青少年攻击行为的影响，尤其是考察同伴关系对于自尊预测攻击行为的调节作用.结果表明:1)自尊、同伴关系与攻击行为均存在显著负相关;自尊与同伴关系存在显著正相关;2)同伴接纳能调节自尊与攻击行为之间的关系，低同伴接纳时，自尊对攻击行为无显著预测作用;高同伴接纳时，自尊对攻击行为有显著负向预测作用，即高同伴接纳减少了高自尊青少年的攻击行为。
关键词 自尊; 攻击行为; 同伴关系; 青少年
1、引 言
攻击行为(Aggressive Behavior)是指个体意在伤害他人的行为[1]，是一种在儿童和青少年身上都普遍存在的问题[2].有攻击行为的个体往往具有适应不良的特征[3-6]，而且早期的攻击行为还是日后诸多行为问题的良好预测指标[7].因此，有必要探讨攻击行为的影响因素及其影响机制，这将有助于对其进行科学预防和控制.
自尊是个体对自我价值的整体评价[8]，与攻击行为有密切关系.Ostrowsky [9]总结了自尊与攻击行为间的两种可能关系:1) 低自尊导致攻击行为:低自尊者会把自己的自卑和失败外化为对别人的攻击行为;或者说攻击行为的来源是低自尊者希望通过攻击他人来提升自己的力量感，甚至是借此方式提高自尊.这一观点已得到国内外不少研究[10-16]的支持.2) 高自尊导致攻击行为:攻击作为一种具有冒险属性的行为，是需要足够勇气来支持的，勇敢、自信等正是高自尊者的典型特征，因此总体上高自尊者的攻击水平相对较高[9].而低自尊个体由于害怕失败往往避免自己的攻击行为[17].Bushman 等人[18]、Thomaes 等人[19]和罗贵明[20]的研究均支持了这一观点.
可见，自尊和攻击行为的关系仍旧充满争议，并且不同观点都得到了一些证据支持.Ostrowsky [9]总结了研究结果不一致的多种可能原因，其中之一是自尊与攻击行为之间可能并非简单的线性关系.换言之，自尊与攻击行为的关系可能存在调节变量，因为调节变量水平不同，自尊对攻击行为的预测方向出现差异.但对于这一理论假设还缺乏足够的实证证据，尤其是调节变量的多样性和被试群体的复杂性使得这一假设的检验存在一定困难.
青少年正处于发展的特殊时期，其身体、社会技能的发展变化以及来自他人的评价(特别是同伴的评价)等因素都会影响青少年自我认同和自尊的发展[21].同伴关系(Peer Relationship)在青少年的发展中日趋重要，是影响青少年发展的重要环境变量.消极的同伴关系可能导致他们难以适应学校环境，产生高危行为以及行为障碍等，对同伴表现出更多的攻击行为.而良好的同伴关系有助于青少年获得更多归属感[22]、情感支持[23，24]、掌握更多社会技能[25]等，能够调节危险因素和青少年问题行为之间的关系[26]，有助于缓解外界不良环境给个体社会适应带来的不良影响，如内外化问题[27，28]，并起着保护性作用，比如，缓解不良家庭教养方式[29]、亲子关系[30]对人格发展的消极影响等.可见，良好的同伴关系不仅直接影响青少年的发展与适应 (如攻击行为)，也会调节其他因素与青少年适应间的关系.不过以往研究更多关注不同环境间的作用而忽略了个体因素(如自尊)与环境因素(如同伴关系)对适应的交互作用.
那么同伴关系是不是也可以调节自尊与攻击行为之间的关系以及是如何调节的呢? 辛自强等[12]在探讨影响青少年自尊与攻击行为关系的中介变量和调节变量时，发现社会地位调节着两者关系的强度而非方向，而本研究中探讨的是同伴关系对于两者关系方向的调节作用.根据 Harris 的群体社会化理论[31]，良好的同伴关系意味着个体能够以相对和平方式解决与同伴的冲突，不良同伴关系的个体会对同伴表现出更多攻击行为.基于此，同伴关系良好时，高自尊个体与高同伴接纳两种积极表现的良性互动使得个体适应性更好，相比低自尊个体发生更少的攻击行为，而同伴关系不良的青少年缺少同伴的支持与保护，高自尊个体所拥有的勇气、自信等特质成为个体攻击行为的主要影响因素，其实施攻击行为的可能性比低自尊个体更大.换句话说，同伴关系良好时，高自尊者可能有更少的攻击行为;同伴关系不良时，高自尊者反而更有可能表现出攻击行为.
综上所述，本研究将以高二学生为青少年被试检验研究假设，综合考察个体因素(自尊)与环境因素(同伴关系)对青少年攻击行为的交互影响，以期为青少年攻击行为的预防和干预研究提供一定的参考价值.
2 研究方法
2.1 被 试 采用整群取样法，从河南省某普通高中选取高二学生 420 人，剔除无效问卷 23 份，得有效问卷 397 份，有效率为 94.5%.参与者年龄 M= 16.8，SD= 0.7.其中男生 156 人(M = 16.8，SD= 0.7)，女生 241 人 (M= 16.8，SD= 0.6).
2.2 工 具
2.2.1 自尊量表 采用 Rosenberg 自尊量表(SES)的中文版，该量表由季益富和于欣[32]引进和翻译.量表共 10 个题目，采用四点计分(1 =“非常不符合”，4 =“非常符合”).根据田录梅[33]的建议，由于第 8 题不适合测量中国人的自尊，在这里给予删除，剩 9 个项目，其中第 3、5、9、10 题为反向计分，之后计算总得分，总分数越高说明被试的自尊水平越高.本次研究中该问卷的 Cronbach α 系数为 0.82.
2.2.2 同伴关系问卷 采用邹泓[34]修订的同伴关系量表，包括同伴接纳、交往恐惧、交往自卑三个分量表，共 30 个项目.该问卷为四点计分(1 =“完全不符合”，4 =“完全符合”).由于反向方式陈述的项目(交往恐惧、交往自卑)为反向计分，所以交往恐惧、交往自卑的分数越高说明交往恐惧感越低，交往自卑感也越低.因此，该问卷总分越高，自我感觉的同伴关系越好.本次研究中测得的该问卷的 Cronbach α 系数为 0.90.同伴接纳、交往恐惧、交往自卑三个分量表的 Cronbach α 系数分别为 0.89、0.68、0.70.
2.2.3 攻击行为问卷 采用 Buss 和 Perry [35]编制的攻击行为问卷(The Aggression Questionnaire).该问卷共 29 个项目，采用五点计分(1 =“完全不符合”，5 =“完全符合”).第 9 题和第 16 题为反向计分题，经反向计分后，计算所得分数得分越高代表攻击程度越高.本次研究中测得的该问卷的 Cronbach α 系数为 0.85.
2.3 统计方法 采用 SPSS20.0 软件进行数据的录入与分析.运用 Pearson 积差相关分析青少年自尊、同伴关系以及攻击行为之间的相关关系.通过调用 SPSS 宏程序 PROCESS V2.12 考察青少年的同伴关系(包括同伴接纳、交往恐惧、交往自卑)在自尊预测攻击行为中的调节作用.
3 结 果
3.1 共同方法偏差的控制 由于本研究采用被试自我报告方式收集数据，可能会存在共同方法偏差 (Common Method Biases)，在程序上进行相应控制，如向被试保证问卷保密性，部分项目采用反向计分，各问卷采用不同的指导语等.为进一步提高研究严谨性，应用 Harman 单因子检验法进行主成分分析，结果发现特征值根大于 1 的因子有 18 个，第一个因子解释的变异量是 17.51%，小于 40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题.
3.2 青少年自尊、同伴关系与攻击行为的相关分析 以问卷总分平均得分以及维度均分为各变量，进行 Pearson 相关分析.结果(表 1)表明，自尊、同伴关系与攻击行为均存在显著负相关，自尊与同伴关系则存在显著正相关.
3.3 青少年自尊与攻击行为的关系: 同伴关系的调节作用 根据温忠麟，刘红云，侯杰泰[36]的说法，显变量的调节效应使用带有乘积项的回归方程进行检验，即 Y = b0 +b1 x+b2 z+b3 xz+e( z 为调节变量，xz 为交互项，b0 为截距，e 为残差)，若乘积项回归系数 b3显著则调节效应显著.通过比较含有交互项方程与不含交互项方程的决定系数，可以得到交互效应效果量 ΔR2 .本研究通过调用 SPSS 宏程序 PROCESS V2.12 [37]，考察自尊对攻击行为的预测作用是否受到同伴关系(包括同伴接纳、交往恐惧、交往自卑)调节.首先对性别进行虚拟编码(男= 1，女= 0)，将其和年龄作为控制变量，然后对要分析的变量进行标准化处理。
由表 2 可知，在同伴关系各维度中，只有同伴接纳可以调节自尊与攻击行为的关系，交往恐惧、交往自卑不能调节自尊与攻击行为的关系.为确定同伴接纳的具体调节作用，参照 Aiken 和 West [38]的建议进行简单斜率检验，以攻击行为平均得分为因变量，计算当同伴接纳分别大于(高同伴接纳)或小于(低同伴接纳)平均值一个标准差时，自尊对攻击行为的效应(图 1).结果表明，在“低同伴接纳组”，自尊对攻击行为无显著预测作用( simple slope = - 0. 02，t = -0.66，P>0.05);在“高同伴接纳组”，自尊对攻击行为有显著负向预测作用(simple slope = -0.10，t = -2.84，P<0.01)，同时拥有高水平同伴接纳和高自尊的青少年的攻击行为最少.换言之，高同伴接纳减少了高自尊青少年的攻击行为.
另外，为检验是否存在不同的性别调节模式，我们也进行了性别差异的补充分析.首先，采用虚拟编码后的性别、自尊和同伴接纳的标准分生成两项交互项和三项交互项;然后在此基础上使用分层回归，将各预测变量及其交互项依次放入回归方程.结果发现，性别与自尊、同伴接纳的两两交互作用、三项交互作用均不显著(ps>0.05)，说明交互影响模式没有显著的性别差异。
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SCISSCIAHCI
