青少年的依恋_情绪智力与攻击性行为的关系

文章编号 :100124918 (2009) 0220091296 中图分类号 :B84412 　　　　　文献标识码 :A 青少年的依恋、情绪智力与攻击性行为的关系 3 李霓霓　张　卫　李董平　麦玉娇　王晶晶　邢文利 (华南师范大学心理学系 ,广州 　510631) 摘 　要 :通过对 370 名青少年的问卷调查 ,考察情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间关系的中介效应和调节效应。 结果表明 : (1)亲子依恋和情绪智力对青少年的攻击行为均具有保护作用 ,亲子依恋既直接影响青少年的攻击行 为 ,同时又通过情绪智力对其产生间接影响。(2)情绪智力对亲子依恋与攻击行为的关系具有调节作用 ,亲子依恋 的保护作用在高情绪智力的个体中比在低情绪智力的个体中更明显 ,支持了保护因子 —保护因子模型。 关键词 :攻击行为 ;亲子依恋 ;情绪智力 ;青少年 3 基金项目 :教育部新世纪优秀人才支持项目 (批准号 :NCET - 04 - 0832) . 通讯作者 :张卫 ,华南师范大学心理学系教授. E - mail : zhangwei @scnu. edu. cn 1 　前言 攻击是指有意伤害他人 (包括身体伤害或心理 伤害)的行为或倾向 ,其核心特征为“有意伤害性”, 攻击通常还涉及愤恨或想要伤害他人的情绪或内部 心理状态[1 ] 。对青少年攻击行为的影响因素进行研 究 ,是对其进行科学预防和有效控制的基础。以往 的研究表明 ,早期的依恋关系与青少年的攻击行为 存在密切联系 :与非安全依恋的个体相比 ,安全依恋 的个体较少表现出攻击性[2～4 ] 。在此基础上 ,研究 者最近开始探讨亲子依恋的作用机制问题。这些研 究大体可以分为两类 :一是中介模式 ,主要考察自 尊、亲社会取向、社会信息加工等因素在亲子依恋与 攻击行为之间的中介效应[5～8 ] 。不过 ,这些变量的 中介效应往往较小 ,提示我们可能还存在其他中介 变量 ,值得进一步探索。二是调节模式 ,主要考察自 尊和其他因素对亲子依恋与攻击行为关系的调节作 用[5 ] ,这类研究相对较少。本研究将在前人研究的 基础上 ,通过纳入情绪智力这一变量 ,对亲子依恋影 响青少年攻击行为的中介和调节机制作进一步探 讨。 情绪智力 (emotional intelligence , EI) 是指个体识 别和表达情绪、理解情绪、将情绪同化为思想以及调 节自己和他人积极与消极情绪的能力[9 ] 。研究表 明 ,情绪智力是青少年攻击行为的重要保护因素。 例如 ,Rubin 发现 ,情绪智力得分高的学龄儿童和青 少年被同伴评定为更少攻击性、更加亲社会 [10 ] 。 Ramsden 发现 ,儿童的情绪调节能力越高 ,其攻击行 为则越少[11 ] 。Silk 等人也发现 ,在日常生活中 ,那些 较多体验高强度且不稳定的情绪、较少采用有效情 绪调节策略的青少年 , 所报告的问题行为也越 多[12 ] 。Lovett 和 Sheffield 对相关文献的回顾表明 ,青 少年的移情能力 (体验他人的情绪) 越高 ,其报告的 攻击行为则越少[13 ] 。 本研究认为 ,情绪智力可能在亲子依恋与攻击 行为之间起中介作用 (中介效应模型) 。依恋理论认 为 ,个体将早期与主要照料者的互动经验内化并整 合到内部工作模式 (internal working model) 之中 ,这 种内部模式的差异会影响个体情绪调节的有效性以 及将来的适应 :安全的依恋与有效的情绪调节和良 好的适应相联系 ;不安全依恋则会导致个体无效的 情绪调节和适应不良[14 ] 。Kafetsios 发现 ,安全型依 恋与情绪智力总分及三个分量表 (促进情绪、理解情 绪和管理情绪)呈显著正相关[15 ] 。Kim 也发现 ,大学 生在安全依恋维度上的得分越高 ,他们的情绪智力 水平也越高 ;在焦虑 —矛盾依恋维度上的得分越高 , 他们的情绪智力水平则越低[16 ] 。根据这些理论和 相关研究 ,情绪智力很可能在亲子依恋与攻击行为 之间发挥“桥梁”的作用。因此本研究提出假设 H1 : 情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间起中介作用 (见图 1) 。 19 2009 年 心理发展与教育 第 2 期 亲子依恋 攻击行为 情绪智力 图 1 　情绪智力的中介效应假设 本研究也认为 ,情绪智力可能在亲子依恋与攻 击行为之间起调节作用 (调节效应模型) 。具体来 说 ,情绪智力可能会增强亲子依恋的保护作用。根 据社会控制理论 ,安全依恋的青少年不愿违反已经 建立好了的关系从而抑制了攻击这种过失行为。低 情绪智力可能会造成青少年难于预期攻击行为对受 害者的伤害 ,也就不大可能将攻击看作一种过失行 为 ,亲子依恋的社会控制机制可能因此而失去效用。 这种分析也与保护因子 —保护因子模型 (protective2 protective model)的预测相符 ,即一种保护因子会增 强另一种保护因子的作用[17 ] 。因此本研究提出假 设 H2 :亲子依恋与情绪智力在影响青少年攻击行为 时存在交互作用 ,亲子依恋的保护作用在高情绪智 力的个体中要比在低情绪智力的个体中更明显 (见 图 2) 。 亲子依恋 攻击行为 情绪智力 图 2 　情绪智力的调节效应假设 上述中介效应模型和调节效应模型均假定亲子 依恋和情绪智力的作用是存在内部联系的 ,虽然方 式有所不同。具体来说 ,中介效应模型假定 ,安全的 亲子依恋通过对情绪智力的正向作用而使得攻击行 为有所下降 ;调节效应模型则区分出不同情况下亲 子依恋对攻击行为的不同影响 ,即亲子依恋对攻击 行为的保护作用在高情绪智力的个体中可能要比在 低情绪智力的个体中更强。简而言之 ,中介效应模 型可以解释亲子依恋到攻击行为的路径 ,可以回答 亲子依恋“怎样起作用”( How did it work for ?) 的问 题 ;调节效应模型描述的是亲子依恋对攻击行为的 作用条件 ,可以回答亲子依恋“何时起作用”(When did it work for ?)的问题。到目前为止 ,两大理论模型 还没有被正式检验过 ,进行本研究的价值在于 ,它可 以对已有数据进行扩展 ,并综合亲子依恋、情绪 智力与攻击行为的关系。 近年来 ,父母与儿童发展领域的研究倡导探讨 父亲与母亲在儿童发展中的独特价值。但由于我们 尚缺乏恰当的理论和研究来支持父子依恋和母子依 恋作用机制的差异 ,所以在探讨情绪智力的中介作 用和调节作用时只是对父子依恋和母子依恋分开进 行分析 ,以便初步地对父亲与母亲的差异进行探索。 2 　 211 　被试 以惠州市某普通中学学生为被试 ,采用两次整 群抽样方法 ,先按分群 ,抽取初二和高二为样本 年级 ,再对此样本按班别分群 ,随机抽取 10 个班。 共发放问卷 405 份 ,回收有效问卷 379 份 ,有效回收 率为 9418 %。在数据筛选 (data screening)阶段 ,我们 根据马氏距离的显著性概率小于或等于 01001 剔除 了多元异常点共 9 名被试。在保留的被试中 ,男生 197 人 ,女生 173 人 ;初二 250 人 ,高二 120 人。被试 平均年龄 16164 ±1154 岁。 212 　研究工具 21211 　亲子依恋问卷 选用包克冰和徐琴美[18 ] 修订的“父母和同伴依 恋问卷”( Inventory of Parent and Peer Attachment , IPPA)中父子与母子依恋分问卷。每个分问卷包含 相同的 25 个项目 ,分为“信任”、“沟通”和“疏离”三 个维度。采用 5 点计分 ,分数越高表示亲子依恋的 安全性越高。本研究根据项目与分问卷总分相关低 于 0130 从两个分问卷删除同样的 4 个项目。以往 的研究表明 ,该问卷信效度指标良好[18 ] 。在本研究 中 ,两个分问卷的 Cronbach’sα系数均为 0193。 21212 　情绪智力量表 ( Emotional Intelligence Scale , EIS) 由 Schutte 等编制[19 ] ,中文译本由华南师范大学 心理学系王才康教授提供。原量表共 33 个项目。 采用 5 点计分 ,分数越高表示情绪智力越好。该量 表英文版的因子结构目前仍存在一定的争议[9 , 19 ] 。 因此 ,本研究首先选取 714 名中学生进行预测。对 预测结果进行项目分析 ,根据题总相关小于 0130 剔 除 6 个项目。同时 ,参考 Chan 的研究[20 ]进行探索性 因素分析 ,最终保留 19 个项目 ,分为情绪的自我管 理、社会技能、移情能力以及情绪运用四个维度 ,累 积方差贡献率为 42194 % ,各项目的载荷介于 0144 ～0175 之间。利用本次测量的数据 ( n = 370) 进行 验证性因素分析 ,表明四因素模型与数据拟合良好 , 各项拟合指数如下 :χ2Πdf = 2183 , RMSEA = 0107 , NNFI = 0191 , CFI = 0192 , IFI = 0192。本次测量的 Cronbach’sα系数为 0179。 21213 　攻击性问卷 选用Bryant 和 Smith[21 ]基于Buss2Perry 攻击性问 29 2009 年 心理发展与教育 第 2 期 卷重新定义的简本。该简本共 12 个项目 ,分为身体 攻击、言语攻击、愤怒和敌意等四个维度。采用 5 点 计分 ,分数越高表示攻击性越强。以往的研究表明 , 该量表信效度指标良好[21 ] 。本次测量的 Cronbach’s α系数为 0179。 213 　研究程序 主试为经过培训的心理学研究生。以班级为单 位进行团体施测 ,要求被试仔细阅读指导语 ,然后按 要求填答问卷。问卷不记名。完成全部问卷约需时 30 分钟 ,所有问卷当场收回。 3 　结果 311 　描述性统计结果和变量间的相关 表 1 列出了各变量的描述性统计结果和相关矩 阵。相关分析表明 ,父子依恋 ( r = - 0136 , p < 01001)和母子依恋 ( r = - 0128 , p < 01001) 均与攻击 行为呈负相关 ;情绪智力与攻击行为呈负相关 ( r = - 0120 , p < 01001) ;父子依恋 ( r = 0134 , p < 01001) 和母子依恋 ( r = 0137 , p < 01001) 均与情绪智力呈 正相关。 表 1 　描述性统计结果和变量间的相关( N = 370) 变量 M SD 取值范围 1 2 3 4 11 父子依恋 3130 0169 1 - 5 (0193) 21 母子依恋 3146 3130 1 - 5 0161333 (0193) 31 情绪智力 3179 0142 1 - 5 0134333 0137333 (0179) 41 攻击行为 2163 0161 1 - 5 - 0136333 - 0128333 - 0120333 (0179) 注 :333 p < 01001 ;括号中的数字表示该变量在本次测量中的 Cronbach’sα系数. 312 　情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间的中介 效应检验 采用依次检验的程序[22 ] ,对情绪智力在父子依 恋与攻击行为和母子依恋与攻击行为之间可能的中 介效应进行检验。表 2 列出了情绪智力中介效应分 析结果 ,其中所有变量都已化。小写字母 x1 , x2 分别表示父子依恋和母子依恋 , m 表示情绪智 力 , y 表示攻击行为。从父子依恋与攻击行为的关 系来看 ,由于依次检验第三步攻击行为对情绪智力 的回归系数接近边缘显著 (β= - 0108 , t = - 1162 , p = 0111) ,需要做 Sobel 检验 ,结果表明情绪智力在 父子依恋与攻击行为之间的部分中介效应在新的临 界值 (0197) 上达到显著 ( Z = - 1157 , p < 0105) ,中 介效应占总效应的比例为719 %。另外 ,情绪智力在 表 2 　情绪智力的中介效应依次检验 标准化回归方程 回归系数检验 父子依恋与攻击行为 第一步 y = - 0136 x2 S E = 01049 ,t = - 7150333 第二步 m = 0134 x1 S E = 0. 049 , t = 7. 02333 第三步 y = - 0134 x1 S E = 0. 052 , t = - 6. 50333 - 0. 08 m S E = 0. 052 , t = - 1. 62 3 母子依恋与攻击行为 第一步 y = - 0128 x2 S E = 0. 05 , t = - 5. 61333 第二步 m = 0137 x2 S E = 0. 048 , t = 7. 64333 第三步 y = - 0124 x2 S E = 0. 054 , t = - 4. 48333 - 0111 m S E = 01054 , t = - 2105 3 　　注 : 3 p = 0111 ,鉴于 Sobel 检验显著且本研究样本容量较小可能 降低统计功效 ,所以本文仍将其视为边缘显著 ,不过这也增加了犯 I 型错误的可能性 ,下同. 母子依恋与攻击行为之间的部分中介效应也达到统 计显著水平 ,中介效应占总效应的比例为 1415 %。 因此 ,假设 H1 得到支持。 313 　情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间的调节 效应检验 采用层次回归分析的方法对调节效应进行检 验。第一步将预测变量 (亲子依恋) 和调节变量 (情 绪智力)纳入回归方程。第二步将预测变量和调节 变量构成的交互项纳入回归方程。如果预测变量 × 调节变量对攻击行为具有显著的预测作用 ,那么调 节效应就得到支持。由于将预测变量和调节变量标 准化有助于对调节效应进行图示和解释 ,因此回归 分析中使用的变量除调节项之外都已标准化。 表 3 列出了情绪智力对父子依恋与攻击行为和 母子依恋与攻击行为之间关系的调节效应分析结 果。从中可以看出 , 父子依恋 ( b = - 0134 , t = - 6150 , p < 01001) 和情绪智力 ( b = - 0108 , t = - 1162 , p = 0111 ,根据前面的分析可以认为边缘显 著)的条件主效应以及情绪智力对父子依恋与攻击 行为的调节效应 ( b = - 0112 , t = - 2161 , p < 01001) 均达到统计显著水平。母子依恋 ( b = - 0124 , t = - 4148 , p < 01001) 和情绪智力 ( b = - 0111 , t = - 2105 , p < 0105)的条件主效应以及情 绪智力对母子依恋与攻击行为的调节效应 ( b = - 0111 , t = - 2143 , p < 0105) 均达到统计显著水 平。图 3 和图 4 直观地描述了它们之间的关系。对 这些关系进行简单斜率检验 ,结果表明 ,父子依恋对 39 李霓霓 　张 　卫 　李董平等 :青少年的依恋、情绪智力与攻击性行为的关系 于攻击行为的保护作用在高情绪智力组 ( b = - 0157 , t = - 4199 , p < 01001) 和低情绪智力组 ( b = - 0131 , t = - 2139 , p < 0105) 中均显著 ,但前者 要比后者更明显。母子依恋对于攻击行为的保护作 用仅在高情绪智力组中达到统计显著水平 ( b = - 0141 , t = - 3115 , p < 0101) ,而在低情绪智力组 中没有达到统计显著水平 ( b = - 0108 , t = - 0163 , p > 0105) 。总体上看 ,亲子依恋对于攻击行为的保 护作用在高情绪智力组中比在低情绪智力组中更为 明显。这支持了本研究的假设 H2。 表 3 　情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间的调节效应 B SE β t 父子依恋、情绪智力、父子依恋×情绪智力 第一步 　父子依恋 - 0134 0105 - 0134 - 6150333 　情绪智力 - 0108 0105 - 0108 - 1162 3 第二步 R2 = 0114 ;F (2 ,37) = 29156333 　父子依恋×情绪智力 - 0112 0105 - 0113 - 2161333 R2 = 0115 ; F (31366) = 22129333 　母子依恋、情绪智力、母子依恋×情绪智力 第一步 　母子依恋 - 0124 0105 - 0124 - 4148333 　情绪智力 - 0111 0105 - 0111 - 2105 3 第二步 R2 = 0109 ; F (21367) = 17199333 　母子依恋×情绪智力 - 0111 0105 - 0112 - 2143 3 R2 = 0110 ; F (3 ,366) = 14112333 图 3 　情绪智力在父子依恋与攻击行为之间 的调节效应 图 4 　情绪智力在母子依恋与攻击 行为之间的调节效应 4 　讨论 以往的研究表明 ,亲子依恋对青少年的攻击行 为具有保护作用 ,但是其影响机制并不是十分清楚。 本研究通过纳入情绪智力这一变量 ,考察其在亲子 依恋与攻击行为之间关系的中介效应和调节效应 , 获得了一些有意义的发现。 411 　情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间的中介 效应 本研究发现 ,亲子依恋与情绪智力对青少年的 攻击行为均具有保护作用。中介效应检验表明 ,父 子依恋和母子依恋既直接影响青少年的攻击行为 , 又通过情绪智力对其产生间接影响 ,中介效应占总 效应的比例分别为 719 %和 1415 %。也就是说 ,安 全的亲子依恋能提升个体的情绪智力 ,进而对攻击 行为产生抑制作用。在安全的亲子依恋中 ,父母鼓 励孩子公开讨论与分享情绪 ,这就为儿童学习情绪 和情绪调节提供了丰富的机会。有关述情障碍 (alexithymia , 与情绪智力有相似之处 ) 的研究发 现[9 ] ,通过生命早期与基本照料者分享情绪的经验、 情感表达的“反映”(mirroring) ,以及后来参与充满乐 趣的互动、学习命名与谈论情感 ,可以促进儿童情感 与情感调节能力的发展 ;而非安全依恋则可能阻碍 与情绪觉察和调节有关的脑区的成熟。在安全的亲 子依恋中 ,儿童青少年发展起较高的情绪智力 ,包括 良好的自我管理 (指个体对自身情绪的觉察、感知、 理解以及调节) 、社会技能 (描述个体与他人分享经 验、影响他人情绪的互动情况) 、移情 (个体对他人情 绪表达的敏感性和对他人情绪的共享) 以及情绪运 用能力 (个体积极运用情绪从而为评价和产生新思 想创造条件) 。情绪智力较高的个体更能够 : (a) 有 效地监控和调节自身情绪 ,De Castro 等人发现[23 ] , 在挑衅情境下 ,要求攻击性男孩停下来监控并调节 自己的情绪能有效降低他们的攻击性。(b) 成功引 导人际交往过程 ,使其向健康的方向发展 ;在人际冲 突情境中更可能采取适应性的应对策略 ,从而化解 人际矛盾。(c)预期攻击行为对他人的消极影响 ,从 而抑制或减少了自身的攻击性。情绪智力在亲子依 恋与攻击行为之间的中介效应支持了 Laible[24 ] 的发 现 ,即安全的亲子依恋能促进大学生的情绪能力 (移 情水平) ,进而减少他们的攻击行为 ,增加亲社会行 为。因此 ,在青少年攻击行为的预防和干预工作中 , 应重视促进青少年对父母的安全依恋 ,同时开发相 关的培训计划以提升个体的情绪智力。 412 　情绪智力在亲子依恋与攻击行为之间的调节 效应 本研究发现 ,情绪智力对亲子依恋与攻击行为 49 2009 年 心理发展与教育 第 2 期 的关系具有调节作用。父子依恋和母子依恋对于攻 击行为的保护作用在高情绪智力的个体中要比低情 绪智力的个体更明显。也就是说 ,情绪智力对亲子 依恋的保护作用具有“促进”作用。如何解释这种情 绪智力的调节效应呢 ? 社会控制理论认为 ,安全依 恋的青少年不愿违反已经建立好了的关系从而抑制 了攻击这种过失行为。低情绪智力造成青少年难于 预期攻击行为对受害者的伤害 ,也就不大可能将攻 击看作一种过失行为 ,亲子依恋的社会控制机制可 能因此而失去效用。本文的发现支持了保护因子 — 保护因子模型。根据本研究的发现 ,采取依恋取向 的攻击性干预措施时 ,必须关注青少年情绪智力的 特点 ,有针对性地开展工作。对于非安全依恋的青 少年 ,提升他们的情绪智力水平 ,将有助于减少他们 的攻击行为。 需要说明的是 ,情绪智力的中介效应与调节效 应并不相互排斥[8 ] 。前者表明亲子依恋与攻击行为 的关系是间接的 ;后者说明亲子依恋与攻击行为的 关系是真实的 ,但是关系强度随青少年情绪智力的 水平而有所不同。中介效应和调节效应从不同的角 度对亲子依恋与攻击行为的关系进行了阐释。另 外 ,在本研究所考察的变量关系中 ,总体上看父亲与 母亲的作用机制比较相似 ,今后的研究还需要深入 探索父亲与母亲各自在儿童发展中的独特价值。 5 　结论 本研究得出以下结论。 (1)亲子依恋与情绪智力对青少年攻击具有保 护作用。情绪智力在亲子依恋与青少年攻击行为之 间起部分中介作用。 (2)情绪智力对亲子依恋与攻击行为的关系具 有调节作用 ,亲子依恋的保护作用在高情绪智力的 个体中比在低情绪智力的个体中更明显。 参考文献 : [1 ]纪林芹 , 张文新. 儿童攻击发展研究的新进展. 心理发展与 教育 , 2007 , 23 : 122 - 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The results indicated that (1) both attachment security and EI had protective effects on aggression ; and EI partially mediated the relationship between attachment security and aggression. (2) EI also moderated the relationship between attachment security and adolescents’aggressive behavior. The protective effect of attachment was much stronger for emotionally intelligent adolescents compared to their less emotionally intelligent counterparts , which supported the protective2protective model . Key words :aggressive behavior , parent2adolescent attachment , emotional intelligence , adolescents (上接第 90 页) The Relationship between Ethno2cultural Identity and School Life Satisfaction of Hani Elementary and High School Students HU Fa2wen ( College of Teacher’s Education , Honghe University , Yunnan Mengzi 　661100) Abstract :To explore the characteristics of cultural identity and its relation to school life satisfaction for Hani elementary and high school students , Cultural Identity Questionnaire of Hani Adolescent Students ( CIQHAS) and School Life Satisfaction Rating Questionnaire for Adolescents were used to test 621 adolescent students. The results are as follows : (1) Generally speaking , the score of ethno2cultural identity was higher than median value for Hani adolescent students , they have a stronger identification of ethnic things preference and racial acceptance than their traditional religious beliefs and social conventions. Family residence differences contributed to ethno2cultural identity of Hani adolescent students. There was statistically significant difference in dimensions of religious belief , social convention and the total questionnaire among students who come from the country , town or rural areas ; (2) their ethno2cultural identity existed significant grade difference , and with the transference of grades , the development of their ethno2cultural identity was in gradual decline , meanwhile , different dimensions of the questionnaire appeared the undulating and non2equilibrium developmental tendency; ( 3) the degree of ethno2cultural identity for Hani adolescent students was relative to their school life satisfaction , and it had positive effects on the school life satisfaction. Additionally , the aspects of racial acceptance and social convention were positive or negative associated with their school life satisfaction respectively. Key words :Hani minority ; elementary and high school students ; ethno2cultural identity ; school life satisfaction 69 2009 年 心理发展与教育 第 2 期