青少年外顯、內(nèi)隱攻擊傾向與敵意歸因偏差關(guān)系研究

杜怡然

（北京體育大學(xué) 北京 100084）

攻擊性行為（aggressive behavior）是生活中常見的一種現(xiàn)象，是指在他人不愿意的情況下，個體有意地去傷害他人的行為。[1]攻擊者通常偏向于注意敵意性的刺激，并且會對模棱兩可的情境做出敵意性的解釋[2]822，這種認知偏差被稱作敵意歸因偏差（hostile attribution bias），是一種負性的歸因方式[3]9。研究表明擁有這種傾向的個體更容易產(chǎn)生攻擊性行為[4]，同時與許多社會心理問題顯著正相關(guān)[5]。青少年時期通常是攻擊性行為高發(fā)時期[6]，因此對于青少年的敵意歸因偏差進行研究，能夠?qū)ζ湮磥淼墓粜孕袨檫M行預(yù)測。

一、青少年敵意歸因偏差與攻擊傾向的研究綜述

Nasby等人最先發(fā)現(xiàn)了高攻擊性的男童在對社會信息解釋時存在歸因偏差，他們使用不同人際關(guān)系的圖片作為刺激材料，發(fā)現(xiàn)攻擊性高的男童在對圖片進行解讀時并不是根據(jù)圖片本身的性質(zhì)，而是存在著歸因偏向。[7]Dodge等人讓小學(xué)兒童接受一些不同的情境刺激，發(fā)現(xiàn)在對于模棱兩可的情境中高攻擊性的兒童更傾向于進行敵意解讀，低攻擊性的兒童則會進行良性解讀。[3]11在對于中學(xué)生和少年犯的攻擊行為及敵意偏向研究中，李靜華等人發(fā)現(xiàn)少年犯的敵意歸因偏差顯著高于普通中學(xué)生，應(yīng)當(dāng)重視敵意歸因偏差在兒童及青少年攻擊行為發(fā)展過程當(dāng)中的作用。[8]葉茂林等也同樣考察了少年犯與正常群體的歸因方式，發(fā)現(xiàn)了其與普通青少年的歸因方式差異。[9]喻豐同樣得出，攻擊性高者可能更多地將模棱兩可的情境做出敵意性的解釋。[2]827

楊治良等以攻擊者和被攻擊者的圖片為實驗材料，通過再認和偏好測驗來測量青少年學(xué)生的攻擊性行為，發(fā)現(xiàn)了攻擊性行為存在實驗性分離，證明了攻擊性是位于不同的心理層次，分為內(nèi)隱攻擊和外顯攻擊。[10]周穎的研究也證實了這一點，即內(nèi)隱攻擊性和外顯攻擊性的內(nèi)部機制是相互分離的。[11]內(nèi)隱攻擊性是一種更深層次的認知，個體具有了某種攻擊性并不意味著實施攻擊行為，而是需要外界因素，如果這種攻擊性受到啟動，則會形成攻擊性行為，如果能夠?qū)⑦@種攻擊性轉(zhuǎn)換成為親社會性，則能形成進取心和應(yīng)對挫折的能力。[12]

褚禎以大學(xué)生為被試，采用不同的視頻材料來誘發(fā)被試的正性、中性、負性情緒，研究不同情緒狀態(tài)是否會對大學(xué)生的敵意歸因偏差產(chǎn)生影響，發(fā)現(xiàn)情緒對于大學(xué)生的敵意歸因偏差有顯著影響，消極情緒導(dǎo)致在關(guān)系應(yīng)激情境中的敵意歸因偏差增加，而積極情緒會降低敵意歸因偏差，推斷消極情緒會使個體的敵意歸因偏差上升。同時發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的敵意歸因偏差與外顯攻擊呈顯著正相關(guān)，與內(nèi)隱攻擊性的相關(guān)不顯著。[13]

為了在青少年中探究內(nèi)隱、外顯攻擊傾向與敵意歸因偏差的關(guān)系，采用了Buss和Perry攻擊問卷中文版、偏好組詞實驗和敵意歸因偏差測量程序，并探究其對于敵意歸因偏差的預(yù)測能力。

二、青少年敵意歸因偏差與攻擊傾向的關(guān)系研究

（一）實驗參與者

12—18歲青少年54人，身體健康，視力或矯正視力正常。

（二）實驗材料

1.Buss和Perry攻擊性問卷中文版

選用李獻云[14]等人對Buss和Perry的攻擊性問卷的修訂版，共有29個項目，5點計分，得分越高個體攻擊性行為水平越高。目前，該問卷得到了廣泛的應(yīng)用，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.94，9周后的重測信度為在0.72—0.80之間，在本研究中ɑ=0.835。

2.敵意歸因偏差量表

敵意歸因偏差量表是從 Riemann的 Word Sentence Association Test for OCD[15]改編而來，問卷中包括多個模棱兩可的句子，每個句子會與一個敵意詞匯或良性詞匯組合呈現(xiàn)，參與者使用1—6的等級評分評估句子和詞語的相關(guān)程度，敵意歸因偏差的得分為敵意歸因與善意歸因的差值，其差值越大代表敵意歸因偏差越高。此種方法是為了避免參與者簡單地進行選擇，并能夠獲得一種更為直接的評估，限制反應(yīng)偏差。

3.偏好組詞實驗

偏好組詞實驗[16]是一種間接測量的方法，在詞干補筆與偏好判斷的基礎(chǔ)上來考察青少年的內(nèi)隱攻擊性的特征。同時從身體攻擊和言語攻擊方面來探討青少年之間的社會認知差異。

（三）實驗程序

首先，向被試者介紹實驗內(nèi)容，承諾實驗結(jié)果將嚴格保密，被試同意后開始測試。

第一步：在電腦上填寫B(tài)uss和Perry攻擊問卷中文版。

第二步：使用E-prime程序進行敵意歸因偏差測量。

第三步：進行偏好組詞實驗。實驗材料通過電腦顯示器呈現(xiàn)給被試，施測過程中，對目標字采用拉丁方設(shè)計排列以避免呈現(xiàn)的空間誤差。要求被試快速在目標字中選一個字與探測字組成詞。

（四）數(shù)據(jù)分析

采用SPSS23.0對數(shù)據(jù)進行分析。剔除虛報率高于10%的數(shù)據(jù)，有效數(shù)據(jù)50人（男17人）。

三、結(jié)果與分析

（一）青少年攻擊傾向與敵意歸因偏差的相關(guān)分析

首先采用相關(guān)分析來分析敵意歸因偏差與內(nèi)隱攻擊傾向（內(nèi)隱攻擊）、外顯攻擊傾向（軀體攻擊、言語攻擊、憤怒、敵意）各因子之間的相關(guān)關(guān)系（見表1），發(fā)現(xiàn)敵意歸因偏差與軀體攻擊、敵意、內(nèi)隱攻擊共三項之間呈現(xiàn)出顯著性，相關(guān)系數(shù)值分別是0.352、0.311、0.501，意味著敵意歸因偏差與軀體攻擊，敵意、內(nèi)隱攻擊之間有著正相關(guān)關(guān)系。同時，敵意歸因偏差與言語攻擊、憤怒兩項之間未呈現(xiàn)出顯著性，相關(guān)系數(shù)值接近于0，說明敵意歸因偏差與言語攻擊、憤怒之間無相關(guān)關(guān)系。

表1 青少年外顯、內(nèi)隱攻擊傾向和敵意歸因偏差各因子的相關(guān)系數(shù)

（二）青少年攻擊傾向與敵意歸因偏差的多元回歸

從表2可以看出，將軀體攻擊、言語攻擊、憤怒、敵意、內(nèi)隱攻擊5個因子作為預(yù)測變量，而將敵意歸因偏差作為效標變量進行線性回歸分析。結(jié)果顯示，模型R2為0.381，意味著各因子的聯(lián)合解釋變異量為38.1%（F=5.411，p=0.001＜0.05）。建立的標準回歸方程為：敵意歸因偏差=-21.260+0.429×軀體攻擊+0.107×言語攻擊-0.724×憤怒+0.331×敵意+1.246×內(nèi)隱攻擊。

表2 青少年外顯、內(nèi)隱攻擊傾向與敵意歸因偏差的多元回歸

另外，針對模型的多重共線性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，VIF值均小于5，不存在共線性問題；D-W值在數(shù)字2附近，說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系，模型較好。

四、結(jié)論

軀體攻擊的回歸系數(shù)值為0.429（t=2.004，p=0.051＞0.05），意味著軀體攻擊不會對敵意歸因偏差產(chǎn)生影響關(guān)系。言語攻擊的回歸系數(shù)值為0.107（t=0.235，p=0.815＞0.05），意味著言語攻擊不會對敵意歸因偏差產(chǎn)生影響關(guān)系。憤怒的回歸系數(shù)值為-0.724（t=-2.173，p=0.035＜0.05），意味著憤怒會對敵意歸因偏差產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系。敵意的回歸系數(shù)值為0.331（t=1.339，p=0.187＞0.05），意味著敵意不會對敵意歸因偏差產(chǎn)生影響關(guān)系。內(nèi)隱攻擊的回歸系數(shù)值為1.246（t=3.327，p=0.002＜0.01），意味著內(nèi)隱攻擊詞會對敵意歸因偏差產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。

總結(jié)分析可知，內(nèi)隱攻擊性會對敵意歸因偏差產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，憤怒會對敵意歸因偏差產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系，但是軀體攻擊、言語攻擊、敵意并不會對敵意歸因偏差產(chǎn)生影響關(guān)系。

憤怒因子維度對于敵意歸因偏差能夠產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系驗證了褚禎[13]的結(jié)論，即情緒對于敵意歸因偏差的顯著影響；也得出了不同的結(jié)論，即內(nèi)隱攻擊傾向也能夠?qū)骋鈿w因偏差產(chǎn)生顯著的正向影響，這與之前的研究不符。那么在未來對青少年攻擊性行為進行預(yù)測時，不能忽略內(nèi)隱攻擊傾向的影響。高內(nèi)隱攻擊傾向的青少年，更可能有高敵意歸因偏差，更可能產(chǎn)生攻擊性行為。