負(fù)性生活事件與兒童反應(yīng)性攻擊性之間的關(guān)系：一個(gè)有多重中介變量的結(jié)構(gòu)方程模型 *

劉 昕 劉曉雯

(1 首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京潞河醫(yī)院保健科，北京 101149) (2 美國(guó)康涅狄格大學(xué)教育學(xué)院，斯托爾斯 06066)

1 引言

反應(yīng)性攻擊性是基于對(duì)攻擊性形成的認(rèn)知特點(diǎn)及情緒反應(yīng)進(jìn)行分類而得到的一種攻擊性類型。具有反應(yīng)性攻擊性的個(gè)體被認(rèn)為具有“情緒化的”和“高情緒反應(yīng)”的特點(diǎn)（Crick & Dodge,1996；Dodge & Coie, 1987）。反應(yīng)性攻擊性往往是由于感知到自己已經(jīng)或?qū)⒁艿酵{而形成的攻擊性（Crick & Dodge, 1996； Dodge & Coie, 1987），其理論基礎(chǔ)來(lái)源于挫折-攻擊假設(shè)模型（frustrationaggression model）（Berkowitz, 1989,1993）。這一模型強(qiáng)調(diào)攻擊性是因感知到挫折，隨之被喚醒負(fù)面情緒（如憤怒、敵意等），進(jìn)而產(chǎn)生防御的一種反應(yīng)。

根據(jù)挫折-攻擊假設(shè)模型的觀點(diǎn)，當(dāng)個(gè)體在實(shí)現(xiàn)某個(gè)預(yù)期的目標(biāo)受挫的時(shí)候，攻擊性行為會(huì)在特定情境下被激起。也就是說(shuō)，日常生活中發(fā)生的一系列讓個(gè)體感到預(yù)期目標(biāo)受挫的事件，有極大可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)攻擊性行為，尤其是一些意料之外的生活事件。負(fù)性生活事件被認(rèn)為是激發(fā)反應(yīng)性攻擊性形成的一個(gè)重要外部環(huán)境因素（王美萍, 張文新, 2015），當(dāng)它以足夠強(qiáng)度出現(xiàn)時(shí)，會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生持續(xù)的不良影響（Dohrenwend,Krasnoff, Askenasy, & Dohrenwend, 1978）。負(fù)性生活事件對(duì)個(gè)體的刺激強(qiáng)度，不僅與負(fù)性事件本身有關(guān)，還與不同個(gè)體間情緒穩(wěn)定性的差異有重要關(guān)系（趙連俊, 吳國(guó)蘭, 葛維, 李朝君, 李晶, 2016）。在挫折-攻擊假設(shè)模型中，針對(duì)事件刺激如何引發(fā)攻擊性做出了解釋：一些負(fù)性生活事件會(huì)導(dǎo)致負(fù)性的情緒反應(yīng)（如恐懼、憤怒等），接著會(huì)引發(fā)與之關(guān)聯(lián)的感受、想法、行動(dòng)或記憶，而其中憤怒的表達(dá)就與攻擊性相伴而生。從上述解釋中可以發(fā)現(xiàn)，負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性的影響過(guò)程中，可能存在一系列中介變量的作用，因此通過(guò)研究找出這些中介變量，能夠幫助個(gè)體在不得不經(jīng)歷某些負(fù)性事件的情況下，通過(guò)控制某些中介因素，降低甚至抑制其反應(yīng)性攻擊性，具有積極的實(shí)踐意義。本研究依據(jù)Berkowitz（1989, 1993）提出的挫折-攻擊假設(shè)模型，結(jié)合Crick 和Dodge（1996）描述的關(guān)于反應(yīng)性攻擊性形成的認(rèn)知特點(diǎn)，將個(gè)人情緒穩(wěn)定性特質(zhì)以及自尊納入中介變量，探索負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性影響的關(guān)系模型。

Berkowitz（1989, 1993）在挫折-攻擊假設(shè)的理論描述中也指出，負(fù)性生活事件會(huì)先引發(fā)情緒反應(yīng)，進(jìn)而帶來(lái)后續(xù)的行為或認(rèn)知改變。同時(shí)反應(yīng)性攻擊性的理論描述中也強(qiáng)調(diào)了情緒喚起對(duì)于此類型攻擊性行為產(chǎn)生的重要影響。當(dāng)個(gè)體在生活中遭受到負(fù)性生活事件，便會(huì)應(yīng)激性地激發(fā)負(fù)性情緒，若情緒強(qiáng)度超出個(gè)體自行調(diào)節(jié)的能力范圍，情緒不穩(wěn)定的個(gè)體會(huì)陷入一種持續(xù)的消極情緒體驗(yàn)之中（陳海燕, 姚樹(shù)橋, 明慶森, 侯嬋娟,2012）。這種消極的情緒體驗(yàn)可能會(huì)使個(gè)體做出沖動(dòng)性、情緒化的行為反應(yīng)。而反應(yīng)性攻擊性，就被證明是個(gè)體因經(jīng)歷了負(fù)性生活事件，從而體驗(yàn)到挫折、敵意、羞愧等情緒，而引發(fā)的一種行為模式（Crick & Dodge, 1996； Dodge & Coie, 1987）。

與挫折-攻擊假設(shè)模型有關(guān)的一些實(shí)驗(yàn)研究也證實(shí)了挫折與攻擊性之間存在其他心理變量。例如，人格類型會(huì)與挫折事件相互影響，在反應(yīng)性攻擊性中發(fā)揮作用（Robinson & Wilkowski, 2010）。本研究在眾多人格特質(zhì)中選擇了“情緒穩(wěn)定性”這一特質(zhì)。情緒穩(wěn)定性是艾森克人格中的一個(gè)維度，被用來(lái)測(cè)量個(gè)體的情緒性或情緒穩(wěn)定性，以及對(duì)壓力事件的易感性。情緒穩(wěn)定性受個(gè)體的情緒控制所影響，決定了個(gè)體在遇到應(yīng)激事件后的情緒反應(yīng)強(qiáng)度。雖然在一些研究中，情緒穩(wěn)定性能夠被用來(lái)預(yù)測(cè)攻擊性水平的發(fā)展（Sun et al.,2016； Velotti, Elison, & Garofalo, 2014），同時(shí)攻擊性也被認(rèn)為與情緒反應(yīng)高度相關(guān)（Garofalo &Velotti, 2017），但截至目前，還沒(méi)有研究從人格結(jié)構(gòu)層面來(lái)探討、研究與情緒反應(yīng)相關(guān)的情緒穩(wěn)定性和反應(yīng)性攻擊性之間的關(guān)系。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，在青少年初期，人格發(fā)展會(huì)出現(xiàn)一個(gè)向成熟階段轉(zhuǎn)變的不穩(wěn)定傾向，直到青少年中期開(kāi)始趨于成熟穩(wěn)定（Soto, John, Gosling, & Potter, 2011）。本研究選取9～14 歲這一年齡段的個(gè)體作為研究對(duì)象，其在人格發(fā)展上尚存在可發(fā)展性，尤其體現(xiàn)在情緒穩(wěn)定性這一維度上。有研究指出，在9～14 歲兒童的人格發(fā)展過(guò)程中，個(gè)體的情緒穩(wěn)定性會(huì)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)（Klimstra, Hale, Raaijmakers,Branje, & Meeus, 2009）。因此，對(duì)處在這一人格發(fā)展過(guò)渡時(shí)期的個(gè)體進(jìn)行研究，從行為特征、人格表現(xiàn)以及心理特征等維度，可以有效地預(yù)防個(gè)體在成熟穩(wěn)定后可能會(huì)產(chǎn)生的不良心理行為。

在從兒童到青少年的過(guò)渡階段，自尊是幫助個(gè)體進(jìn)行自我評(píng)價(jià)與建立自我概念的重要部分，是心理健康水平的核心要素之一。有研究表明，消極事件與自尊呈顯著相關(guān)（蔣佩, 胡運(yùn)鑫, 李琪,毛一迪, 竇增瑞, 2019； 吳明證, 楊福義, 2006），這意味著自尊水平可以在某種程度上受到負(fù)性生活事件的影響。同時(shí)，低自尊也被認(rèn)為是攻擊性行為的重要預(yù)測(cè)變量，與攻擊性形成密切相關(guān)（Boden, Horwood, & Fergusson, 2007；Sultana &Khanam, 2020；Walker & Bright, 2009）。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)，自尊會(huì)通過(guò)其他心理變量的中介效應(yīng)，對(duì)攻擊性行為產(chǎn)生非直接的影響作用，比如自尊會(huì)通過(guò)與情緒調(diào)節(jié)有關(guān)的自我效能感影響攻擊性的發(fā)生和發(fā)展（曹杏田, 張麗華, 2018）。除此之外，自尊也被認(rèn)為在外部因素與青少年心理問(wèn)題之間起到中介作用。有研究表明，自尊除了會(huì)受到負(fù)性生活事件的影響之外，其作為與情緒穩(wěn)定性有關(guān)的間接變量，通過(guò)情緒的中介作用，影響著攻擊性行為的形成（Garofalo & Velotti, 2017；Garofalo, Holden, Zeigler-Hill, & Velotti, 2016）。因此本研究假設(shè)：除了負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性的直接作用以外，情緒穩(wěn)定性在負(fù)性生活事件與反應(yīng)性攻擊性之間起中介作用；同時(shí)，自尊與情緒穩(wěn)定性也在負(fù)性生活事件與反應(yīng)性攻擊性之間起到多重中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

于2018 年8 月采用整群抽樣方式，選取北京市2 所小學(xué)、2 所中學(xué)中的9～14 歲的學(xué)生為調(diào)查對(duì)象。由經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)的心理教師或團(tuán)體活動(dòng)組織者對(duì)被試進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)，要求被試在認(rèn)真閱讀指導(dǎo)語(yǔ)后按要求完成問(wèn)卷并由測(cè)評(píng)者當(dāng)場(chǎng)回收。研究共發(fā)放問(wèn)卷996 份，其中有效問(wèn)卷977 份，有效率為98.1%。在所有有效問(wèn)卷中，男生占比50.4%，女生占比49.6%；城鎮(zhèn)學(xué)生占比89.6%，農(nóng)村學(xué)生占比10.4%；9 歲學(xué)生占比1.5%，10 歲學(xué)生占比26.4%，11 歲學(xué)生占比29.4%，12 歲學(xué)生占比22.3%，13 歲學(xué)生占比18.7%，14 歲學(xué)生占比1.6%，平均年齡11.34 歲（SD=1.15 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 反應(yīng)性與主動(dòng)性攻擊性問(wèn)卷

采用由Dodge 和Coie（1987）編制的反應(yīng)性與主動(dòng)性攻擊性問(wèn)卷（Reactive and Proactive Aggression Questionnaire, RPQ）。該量表包括測(cè)量反應(yīng)性攻擊性維度的11 個(gè)條目，及主動(dòng)性攻擊性維度的12 個(gè)條目。各條目采用3 點(diǎn)評(píng)分，評(píng)分越高代表該條目所描述的內(nèi)容發(fā)生越頻繁。該問(wèn)卷已經(jīng)被翻譯為中文版，信效度已得到檢驗(yàn)（尤曉慧, 陳雪明, 劉拓, 2019）。該問(wèn)卷在本研究中的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90。本研究所使用的反應(yīng)性攻擊性維度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80，結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度都得到良好驗(yàn)證。

2.2.2 Rosenberg 自尊量表

采用由Robins，Hendin 和Trzesniewski（2001）編制的Rosenberg 自尊量表（Self-Esteem Scale, SES），楊燁和王登峰（2007）對(duì)該量表中文版進(jìn)行了因子結(jié)構(gòu)的再驗(yàn)證。該量表共10 個(gè)條目，各條目采用4 級(jí)評(píng)分。不同條目分為正向計(jì)分及反向計(jì)分，即正向計(jì)分的題目得到的分?jǐn)?shù)從勾選的分?jǐn)?shù)1 到4 分別對(duì)應(yīng)1 到4，而反向計(jì)分的題目得到的分?jǐn)?shù)從勾選的分?jǐn)?shù)1 到4 分別對(duì)應(yīng)4 到1。最終對(duì)應(yīng)的得分加總，總分越高表明自尊程度越高。Rosenberg 量表的中文版已經(jīng)被證實(shí)在自我肯定和自我否定二因素維度上具有較好的區(qū)分效度。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

2.2.3 青少年生活事件量表

采用劉賢臣和劉連啟（1997）編制的青少年生活事件量表（Adolescent Self-Rating Life Events Checklist, ASLEC）。該量表共27 個(gè)條目，各條目采用5 級(jí)評(píng)分，評(píng)分越高代表該事件對(duì)青少年的心理或生理產(chǎn)生的負(fù)面影響越大。因子分析結(jié)果證明該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度（劉賢臣, 劉連啟,1997）。在本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.85，分半信度的相關(guān)系數(shù)為0.79，重測(cè)信度相關(guān)系數(shù)為0.69。

2.2.4 艾森克人格問(wèn)卷（兒童版）

采用龔耀先（1984）根據(jù)艾森克人格問(wèn)卷（兒童版）（Eysenck Personality Questionnaire,EPQ）修訂的中文版問(wèn)卷。該問(wèn)卷共88 個(gè)條目，分為四個(gè)分量表：內(nèi)外傾向（E），情緒性傾向（N），神經(jīng)質(zhì)傾向（P）和掩飾性（L）。被試根據(jù)每個(gè)條目作出“是”或“否”的選擇。分為正向計(jì)分題目及反向計(jì)分題目，即正向計(jì)分答“是”計(jì)1 分，答“否”不加分，反向計(jì)分答“是”不加分，答“否”計(jì)1 分。最終各分量表的分?jǐn)?shù)為該分量表的計(jì)分總和。本量表的重測(cè)信度的相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)良好（龔耀先, 1984）。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.92。本研究選取神經(jīng)質(zhì)傾向這一維度作為情緒穩(wěn)定性的測(cè)量，這一維度表現(xiàn)為情緒穩(wěn)定的一端至情緒不穩(wěn)定一端的一個(gè)連續(xù)維度的描述（錢銘怡, 武國(guó)城, 朱榮春, 張莘, 2000； Eysenck & Eysenck, 1965），符合研究中所假設(shè)的中介變量的主要內(nèi)容。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用Excel2010 軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用Mplus8軟件使用結(jié)構(gòu)方程模型來(lái)建立多重中介模型。選取多重中介模型是基于其特有的優(yōu)勢(shì)，如可以控制其他中介變量來(lái)研究某一特定中介效應(yīng)；對(duì)比不同中介變量的作用的大?。≒reacher & Hayes,2008）。本文利用偏差校正的百分位Bootstrap 和添加輔助變量的方法進(jìn)行中介效應(yīng)分析，其中輔助變量應(yīng)用于研究?jī)蓚€(gè)中介效應(yīng)的差異（方杰, 溫忠麟, 張敏強(qiáng), 孫配貞, 2014； Cheung, 2007； Hayes,2009；Lau & Cheung, 2012）。取雙側(cè)檢驗(yàn)，以p＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析呈現(xiàn)于表1。相關(guān)分析結(jié)果表明，負(fù)性生活事件與自尊呈顯著負(fù)相關(guān)，與神經(jīng)質(zhì)、反應(yīng)性攻擊性呈顯著中等正相關(guān)；自尊和神經(jīng)質(zhì)、反應(yīng)性攻擊性呈顯著負(fù)相關(guān)；神經(jīng)質(zhì)和反應(yīng)性攻擊性呈顯著中等正相關(guān)。

表 1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

3.2 測(cè)量模型和假設(shè)模型

應(yīng)用驗(yàn)證性因子分析檢測(cè)測(cè)量模型，顯變量為負(fù)性生活事件、自尊、神經(jīng)質(zhì)、反應(yīng)性攻擊性量表內(nèi)的題目，潛變量為負(fù)性生活事件、自尊、神經(jīng)質(zhì)、反應(yīng)性攻擊性。結(jié)果顯示除卡方檢驗(yàn)以外，擬合程度良好，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型擬合。擬合結(jié)果顯示，χ2/df=1.816（χ2=4121.81,df=2269,p＜0.01），RMSEA=0.03，CFI=0.91，TLI=0.91，SRMR=0.05。當(dāng)數(shù)據(jù)樣本量大時(shí)，卡方檢驗(yàn)對(duì)于模型擬合通常會(huì)顯示統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著的結(jié)果。本研究基于大樣本，故卡方檢驗(yàn)不作為模型擬合的重要指數(shù)。

基于現(xiàn)有理論和研究，本研究假設(shè)負(fù)性生活事件水平通過(guò)三個(gè)中介效應(yīng)（見(jiàn)圖1）作用于反應(yīng)性攻擊性：（1）負(fù)性生活事件通過(guò)改變情緒穩(wěn)定性而作用于反應(yīng)性攻擊性，即a1×b1；（2）負(fù)性生活事件通過(guò)改變自尊水平來(lái)影響情緒穩(wěn)定性，從而作用于反應(yīng)性攻擊性，即a2×a3×b1；（3）負(fù)性生活事件通過(guò)改變自尊水平來(lái)作用于反應(yīng)性攻擊性，即a2×b2。此外，負(fù)性生活事件水平作用于反應(yīng)性攻擊性的直接效應(yīng)為c’。

圖 1 假設(shè)模型

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型

經(jīng)過(guò)擬合檢驗(yàn)，自尊水平作為中介變量對(duì)反應(yīng)性攻擊性的直接作用不顯著（p＞0.05），故不將其作為負(fù)性生活事件直接作用于反應(yīng)性攻擊性的中介變量。最終模型見(jiàn)圖2，擬合結(jié)果顯示χ2/df=1.87（χ2=4247.69,df=2273,p＜0.01），RMSEA=0.03，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.05。除卡方檢驗(yàn)，其他模型擬合指數(shù)均顯示模型擬合度良好。模型中的標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)構(gòu)方程模型系數(shù)均具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖 2 實(shí)際模型

偏差校正的百分位Bootstrap 方法對(duì)多重中介效應(yīng)和直接效應(yīng)的分析結(jié)果見(jiàn)表2。表中所示為標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果。結(jié)果顯示，負(fù)性生活事件通過(guò)改變情緒狀態(tài)而作用于反應(yīng)性攻擊性，其中介效應(yīng)a1×b1 為0.06。即當(dāng)負(fù)性生活事件出現(xiàn)時(shí)，情緒狀態(tài)會(huì)傾向不穩(wěn)定，進(jìn)而提高反應(yīng)性攻擊性的水平。負(fù)性生活事件也會(huì)通過(guò)降低自尊水平，進(jìn)而提高情緒狀態(tài)的不穩(wěn)定性，從而提高反應(yīng)性攻擊性，其中介效應(yīng)a2×a3×b1 為0.06。此外，負(fù)性生活事件的增加會(huì)直接提高反應(yīng)性攻擊性的水平，其直接效應(yīng)c’為0.44。間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比率為21.73%。

表 2 多重中介效應(yīng)和直接效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化分析結(jié)果

輔助變量結(jié)果顯示兩個(gè)中介效應(yīng)（a1×b1 和a2×a3×b1）沒(méi)有顯著性差異（β=0.00,SE=0.01,p=0.72），即負(fù)性生活事件通過(guò)情緒穩(wěn)定性直接作用于反應(yīng)性攻擊性、負(fù)性生活事件通過(guò)自尊水平作用于情緒穩(wěn)定性進(jìn)而影響反應(yīng)性攻擊性，這兩個(gè)中介效應(yīng)在大小上沒(méi)有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。

4 討論

4.1 負(fù)性生活事件對(duì)于反應(yīng)性攻擊性的直接作用

本研究首先證實(shí)負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性的形成有直接關(guān)系。反應(yīng)性攻擊性往往是由于感知到自己將要或已經(jīng)受到威脅而形成的攻擊性—挫折-攻擊假設(shè)模型中對(duì)反應(yīng)性攻擊性形成的解釋支持了這一結(jié)論（Crick & Dodge, 1996；Dodge &Coie, 1987）。本研究的結(jié)果可以理解成，個(gè)體在日常生活中經(jīng)歷了某些負(fù)性生活事件后，感到某些目標(biāo)實(shí)現(xiàn)受挫，甚至感到自己的利益或安全受到威脅，會(huì)逐漸發(fā)展出反應(yīng)性攻擊性來(lái)防御或保護(hù)自己。同時(shí)，以往針對(duì)反應(yīng)性攻擊性的研究也指出，包括學(xué)習(xí)困難、同輩排擠、社交壓力等在內(nèi)的很多常見(jiàn)的負(fù)性生活事件，通常發(fā)生在學(xué)業(yè)表現(xiàn)及人際交往上表現(xiàn)不佳的個(gè)體身上，而這些人也往往更容易具有高水平的反應(yīng)性攻擊性（Fite, 2013）。

4.2 情緒穩(wěn)定性的中介作用

本研究得到的結(jié)構(gòu)方程模型支持了本研究的假設(shè)，情緒穩(wěn)定性作為與反應(yīng)性攻擊性密切相關(guān)的心理特征變量，在其與負(fù)性生活事件的關(guān)系中起到了中介作用，即情緒穩(wěn)定性的程度能夠作為中介變量解釋一部分負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性形成帶來(lái)的影響。這可以解釋為，較多暴露在負(fù)性生活事件影響下的個(gè)體在神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)中的得分越高，也就更容易產(chǎn)生形成情緒不穩(wěn)定的特質(zhì)，而這種人格特質(zhì)是在負(fù)性生活事件影響中促進(jìn)反應(yīng)性攻擊性形成的一個(gè)重要因素。根據(jù)理論描述，反應(yīng)性攻擊性是一種由情緒介導(dǎo)的攻擊性類型，也就是說(shuō)，是一種帶有敵意、沖動(dòng)、憤怒的攻擊性反應(yīng)（Dodge & Coie, 1987）。挫折-攻擊假設(shè)模型也解釋，在攻擊性形成的早期，恐懼、憤怒等一系列情緒體驗(yàn)開(kāi)始發(fā)展。此刻，認(rèn)知過(guò)程并未開(kāi)始發(fā)揮作用；而對(duì)具有神經(jīng)質(zhì)傾向的人來(lái)說(shuō)，情緒穩(wěn)定性通常處在較低水平，當(dāng)情緒被喚起后，很容易在未經(jīng)情緒穩(wěn)定性控制或認(rèn)知加工的情形下采取沖動(dòng)行為，表現(xiàn)為防御性地采取攻擊性行為來(lái)保護(hù)自己免受傷害（Berkowitz,1993）。同時(shí)，已有的關(guān)于反應(yīng)性攻擊性的研究表明，具有該類型攻擊性的個(gè)體常常具有憤怒特質(zhì)和沖動(dòng)性，以及負(fù)面情緒的高易感性（Poulin &Boivin, 2000），而這些與情緒穩(wěn)定性有關(guān)的特質(zhì)很可能是個(gè)體被生活中的負(fù)性生活事件刺激所引發(fā)。同時(shí)，某些負(fù)性生活事件的刺激（例如學(xué)業(yè)受挫、家庭矛盾、同輩沖突等）均可能降低情緒被喚醒的域限，或加劇情緒喚醒的水平。這也就解釋了負(fù)性生活事件如何通過(guò)情緒穩(wěn)定性的中介作用，影響反應(yīng)性攻擊性的形成（Fite, Hendrickson,Rubens, Gabrielli, & Evans, 2013； Fite, Wimsatt, Elkins, &Grassetti, 2012）。也就是說(shuō)，情緒穩(wěn)定性可作為中介變量，即一方面?zhèn)€體情緒穩(wěn)定性在負(fù)性生活事件的應(yīng)激源刺激下降低，另一方面，個(gè)體因此傾向于采用具有沖動(dòng)性、情緒性的反應(yīng)性攻擊性行為方式進(jìn)行應(yīng)對(duì)。

4.3 自尊與情緒穩(wěn)定性的多重中介作用

研究結(jié)果還證實(shí)了自尊水平以及情緒穩(wěn)定性這一人格特質(zhì)具有多重中介作用。結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果表明，情緒穩(wěn)定性以及自尊水平是受到負(fù)性生活事件影響的個(gè)體最終形成反應(yīng)性攻擊性的重要原因。也就是說(shuō)，負(fù)性生活事件發(fā)生時(shí)，自尊水平較低的個(gè)體容易受到負(fù)性生活事件的影響，而這類低自尊的個(gè)體會(huì)影響情緒穩(wěn)定性，并進(jìn)一步發(fā)展形成反應(yīng)性攻擊性。在攻擊性相關(guān)的研究中，通常會(huì)把自尊受挫作為個(gè)體采取攻擊行為的動(dòng)機(jī)（Garofalo et al., 2016； Garofalo & Velotti,2017）。反社會(huì)性人格障礙的研究指出，對(duì)自尊的傷害會(huì)給具有攻擊性傾向的人帶來(lái)極大的不安，甚至?xí)酒鸫鞌「信c羞恥感；同時(shí)，情緒不穩(wěn)定的低自尊個(gè)體則會(huì)用具有攻擊性的反應(yīng)方式來(lái)補(bǔ)償自己的不安與挫敗感（Bateman, Bolton, &Fonagy, 2013）。由此可見(jiàn)，情緒反應(yīng)與自尊在攻擊性的形成中起著重要作用。自尊會(huì)通過(guò)情緒喚起引發(fā)某些個(gè)體的攻擊性行為。而本研究的結(jié)果也證實(shí)，自尊水平在受到負(fù)性生活事件影響的同時(shí)，也會(huì)降低情緒穩(wěn)定性，個(gè)體可能用反應(yīng)性攻擊性來(lái)補(bǔ)償自己因負(fù)性生活事件而產(chǎn)生的不安、焦慮、挫敗感。需要注意的是，在最終模型中，并未得到自尊對(duì)反應(yīng)性攻擊性的直接作用關(guān)系，這也與既往研究結(jié)果相類似，即自尊是通過(guò)情緒相關(guān)變量，而非直接對(duì)攻擊性行為發(fā)揮作用的（Garofalo et al., 2016； Garofalo & Velotti, 2017）。同時(shí)，有研究者把“自尊”作為一種“抗壓力”心理變量（Davydov, Stewart, Ritchie, & Chaudieu,2010），因?yàn)樗梢栽谇榫w健康水平上發(fā)揮作用。也就是說(shuō)，自尊能夠作為一種保護(hù)個(gè)體度過(guò)生活中壓力事件或困難時(shí)刻的有效資源（Ambriz, Izal, &Montorio, 2012）。這也從另一方面支持了本研究的與自尊有關(guān)的多重中介效應(yīng)的結(jié)論，在經(jīng)歷負(fù)性生活事件所帶來(lái)的挫折或壓力時(shí)，如果個(gè)體的自尊較低，自我保護(hù)或復(fù)原力也較差，則其情緒穩(wěn)定性便容易受到影響，進(jìn)而引發(fā)沖動(dòng)性的反應(yīng)性攻擊行為。

4.4 局限與展望

本研究也存在一些局限性。首先，本研究采用了問(wèn)卷調(diào)查的方式。在之后的研究中，可嘗試使用實(shí)驗(yàn)法、干預(yù)研究法等方法得到更多能夠證明因果關(guān)系的證據(jù)。其次，由于填寫(xiě)量表的被試為學(xué)生群體，其父母職業(yè)、家庭收入、居住環(huán)境等有關(guān)信息并未完整收集，而這些變量也可能在自尊形成和攻擊性成因中起到重要作用，尚需進(jìn)一步探究。

5 結(jié)論

本研究可得到以下結(jié)論：（1）負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性有直接影響作用；（2）情緒穩(wěn)定性能夠作為中介變量，在負(fù)性生活事件對(duì)反應(yīng)性攻擊性的預(yù)測(cè)作用產(chǎn)生影響；（3）自尊對(duì)反應(yīng)性攻擊性沒(méi)有直接作用，而是通過(guò)情緒穩(wěn)定性的中介作用，在負(fù)性生活事件與反應(yīng)型攻擊性中起到多重中介作用。