青少年自尊變量的調節分析社會(huì )學(xué)論文

　　1 問(wèn)題提出

　　如同Baumeister所認為的，自尊（self-esteem）是對自我進(jìn)行的整體積極性評價(jià)，這種整體的自尊對個(gè)體行為發(fā)展有重要影響[1]。例如，它可能影響個(gè)體的攻擊性（aggression）。攻擊性往往伴有敵意和憤怒等情緒，并體現為言語(yǔ)攻擊和身體攻擊等外部行為[2]。然而，關(guān)于整體自尊和攻擊性的關(guān)系卻為當前很多研究者所爭論。

　　一般傳統的觀(guān)點(diǎn)認為，低自尊者容易在現實(shí)生活中表現出許多問(wèn)題行為，如反社會(huì )或行為不良。Donnellan認為對低自尊與攻擊性的關(guān)系有以下三種主要理論解釋取向[2]。Rosenberg的社會(huì )連接理論（social-bondingtheory）認為，低自尊削弱社會(huì )連接，從而減少了與社會(huì )規范的一致性，增加了犯罪。人本主義心理學(xué)家Rogers認為，缺乏無(wú)條件的積極自我關(guān)注會(huì )導致心理問(wèn)題，包括攻擊性。新弗洛伊德主義者也提出了低自尊導致攻擊的觀(guān)點(diǎn)，如Horney和Adler的理論認為，侵犯和反社會(huì )行為產(chǎn)生于自卑感，而自卑感源于童年期經(jīng)歷的拒絕和羞辱；Tracy和Robins認為，個(gè)體要保護自己免受由失敗帶來(lái)的外部斥責造成的自卑和羞恥，這導致了對他人的敵意和憤怒，從而產(chǎn)生了攻擊行為�？傊�，這三種理論都認為，攻擊部分地源于低自尊。并且也有多個(gè)實(shí)證研究表明低自尊與高攻擊性有關(guān)[2，3]。例如，Donnellan用三個(gè)子研究考察了自尊與攻擊之間的關(guān)系，對自尊的測量都采用了Rosenberg的自尊量表，對攻擊性的測量有所不同，在前兩個(gè)子研究中分別用問(wèn)題行為量表中與攻擊有關(guān)的項目進(jìn)行測量，都表明自尊與攻擊呈負相關(guān)，在第三個(gè)子研究中采用。Buss和Perry編制的攻擊量表進(jìn)行測量，結果也表明低自尊與高攻擊有關(guān)，二者的相關(guān)系數為－0.30[2]。

　　但是傳統的觀(guān)點(diǎn)現在遭到了質(zhì)疑，有研究者提出了高自尊預測高攻擊的觀(guān)點(diǎn)[4]。這些研究者認為攻擊行為如打架，是一種需要勇氣和信心、并且帶有冒險性的行為，而尋求冒險是高自尊者的典型特征，他們更可能表現出攻擊性。低自尊的個(gè)體相反對自己的能力缺乏信心，在許多帶有冒險以及挑戰性的情境中，首先想到的是失敗，因此他們往往是避免而非主動(dòng)尋求這種情境，即便是做出一些攻擊性的行為，其攻擊目標往往是那些相對自身來(lái)說(shuō)比較無(wú)助或身體不強壯的人，如成年人選擇孩子作為攻擊對象，在學(xué)校中找低年級孩子的茬[4]。因此總體上是高自尊者的攻擊水平相對較高。但一項關(guān)于欺負的研究表明欺負／受害類(lèi)（即被試表現出攻擊行為，但是在攻擊行為中充當的是受害者的角色）的自信程度較低[5]。這間接表明有攻擊性的個(gè)體其自尊水平不一定高。

　　關(guān)于自尊和攻擊的第三種觀(guān)點(diǎn)認為自尊和攻擊沒(méi)有關(guān)系。例如，“受威脅的自我”理論（threatenedegotismtheory）指出，真正和攻擊性有關(guān)的是自戀，而非自尊[1]。自戀者的自我評價(jià)具有高度贊許性，總覺(jué)得自己比他人優(yōu)越，雖然一般其自尊水平比較高（也有極少數較低），但是與高自尊不同，他們具有自我膨脹的特點(diǎn)，還具有不現實(shí)、脆弱、不穩定、自我防衛等特性。當面臨自我威脅時(shí)，自戀個(gè)體是高度脆弱的，可能運用攻擊作為機制來(lái)重新確立自己的自尊或者是懲罰威脅源。如果遭到別人或周?chē)�的爭議，這種膨脹、不穩定的自我肯定很可能對別人產(chǎn)生威脅，甚至導致暴力事件的發(fā)生。Baumeister和Bushman在1998年的研究中，采用Rosenberg的問(wèn)卷以及Janis和Field的有關(guān)問(wèn)卷測量了自尊，采用Raskin和Terry的問(wèn)卷測量了自戀人格，并將攻擊分為三種類(lèi)別，即針對侮辱的報復性攻擊、轉移性攻擊（即被試被侮辱卻攻擊另外的人）、無(wú)緣無(wú)故性攻擊（即被試被稱(chēng)贊而非侮辱卻去攻擊稱(chēng)贊者），然后考察了自尊、自戀與攻擊的關(guān)系。結果表明，在三種攻擊之中，自尊和攻擊之間均無(wú)顯著(zhù)相關(guān)，而有自戀人格特質(zhì)的被試攻擊性較高[6]。這說(shuō)明影響攻擊的不是自尊而是自戀。

　　綜上，目前關(guān)于自尊與攻擊的關(guān)系，研究者或者認為二者有負相關(guān)，或者有正相關(guān)，或者認為二者完全沒(méi)有關(guān)系。為確定孰是孰非，有必要重新檢驗二者的關(guān)系。更重要的是，關(guān)于同一問(wèn)題形成的三種觀(guān)點(diǎn)之所以差異如此之大，其中的原因之一或許在于沒(méi)有深入考察影響二者關(guān)系的“第三變量”，即中介變量和調節變量。

　　中節變量和調節變量都能夠解釋預測變量與因變量之間的關(guān)系，但是二者有差別。如果在考察預測變量對因變量的影響時(shí)，預測變量通過(guò)變量M來(lái)影響因變量，就稱(chēng)M為中介變量[7]。中介變量所起的作用是間接效應，用來(lái)說(shuō)明預測變量是怎樣通過(guò)它而影響因變量的。在檢驗中介效應或者中介作用時(shí)就要考察三個(gè)變量之間的關(guān)系。首先假定預測變量與因變量之間有顯著(zhù)的相關(guān)，預測變量與中介變量也存在顯著(zhù)的相關(guān)，當中介變量加入時(shí)如果預測變量與因變量之間的相關(guān)或者回歸系數顯著(zhù)降低，就可以認為中介效應較為明顯，當該回歸系數降低到0時(shí)，稱(chēng)為完全中介作用[8，9]。而調節變量的含義與此不同。如果預測變量與因變量的關(guān)系是變量M的函數，就稱(chēng)M為調節變量[7]。具體說(shuō)，調節變量能影響預測變量與因變量之間關(guān)系的方向（正或負）以及強度[10]，調節變量可以是定性的（如性別、種族、學(xué)校類(lèi)型），也可以是定量的（如年齡、受教育年限等）[8]。當預測變量與因變量的關(guān)系強度時(shí)強時(shí)弱、或者方向上有所改變時(shí)，常常要考慮到調節效應[11，12]。如前所述，關(guān)于自尊與攻擊性的關(guān)系的方向和強度的結論并不一致，如果能加入某些重要的中介或調節變量一并考察，可能會(huì )更好地說(shuō)明二者之間的關(guān)系。

　　基于對有關(guān)理論和研究結果的分析發(fā)現，自控和同伴關(guān)系或許是影響自尊和攻擊之間關(guān)系的“第三變量”，有可能分別發(fā)揮中介或調節作用。Gottfredson關(guān)于犯罪的一般理論（thegeneraltheoryofcrime）指出，所有的犯罪以及問(wèn)題行為的核心在于缺乏自控（self-control）[13]。家庭環(huán)境首先對其成員自控的形成與否負有主要責任，如果缺乏親社會(huì )的教育，兒童或青少年很難發(fā)展其自控能力。而缺乏自控的個(gè)體是沖動(dòng)的、目光短淺的、不上進(jìn)的、固執的、易冒險且粗魯的，并且不關(guān)心對他人造成的痛苦，傾向于自我中心或者對他人感覺(jué)遲鈍。該理論還指出，低自控的個(gè)體在現實(shí)生活中傾向于表現出不穩定的婚姻、同伴關(guān)系以及工作，并且在形成與保持友誼方面存在困難，傾向于與他人結束友誼關(guān)系，而加入由缺乏自控的個(gè)體組成的群體，并表現出較多的攻擊行為。只有通過(guò)改善自控這種內部心理特質(zhì)，犯罪以及問(wèn)題行為才能得以阻止[13]。這一理論被證實(shí)能夠解釋東方人的犯罪以及問(wèn)題行為[14]。按照Gottfredson的理論，我們認為自控與攻擊等問(wèn)題行為有著(zhù)直接的聯(lián)系，而其他心理特質(zhì)對攻擊的影響可能得通過(guò)自控才能其作用。因此，本研究將探討青少年被試的自控在自尊與攻擊的關(guān)系中是否起著(zhù)中介作用，即自尊是不是通過(guò)自控才能實(shí)現對攻擊的影響。

　　同伴關(guān)系在青少年個(gè)性與社會(huì )性的發(fā)展過(guò)程中起著(zhù)很重要的作用，與攻擊行為的發(fā)展也密切相關(guān)。同伴關(guān)系不良的兒童缺乏向同伴學(xué)習社交技能的機會(huì )，致使缺乏運用問(wèn)題解決策略來(lái)處理人際沖突的方法和技巧，并且控制自身行為的能力得不到鍛煉；而且由于遭到同伴拒絕會(huì )對別人的信息產(chǎn)生錯誤的歸因，對別人產(chǎn)生敵對的態(tài)度，這些都強化了攻擊行為的表現。研究表明，同伴拒絕與隨后的攻擊等外部行為問(wèn)題有關(guān)[15]；對10歲兒童4年的追蹤研究表明，關(guān)系攻擊與高社會(huì )影響、低社會(huì )喜好有關(guān)，而身體攻擊與社會(huì )影響有關(guān)[16]。Gottfredson指出低自控的兒童更有可能被其同伴拒絕，并選擇進(jìn)入相似的、有問(wèn)題行為的群體，而更傾向于表現出問(wèn)題行為[13]。因此，本研究將探討同伴關(guān)系對于自尊和攻擊性之間的關(guān)系是否有調節效應，同時(shí)考察其對自控——這一假設的中介變量是否有調節作用。

　　綜上，本研究主

　　要探討青少年自尊與攻擊之間的關(guān)系，以及自控在自尊和攻擊之間可能的中介作用，同伴關(guān)系對自尊和攻擊關(guān)系可能的調節效應，同時(shí)研究同伴關(guān)系是否對于自控有調節效應。

　　2 方法論文/pic/p>

　　2.1 被試

　　從河北省某縣城的一所初中和一所高中的每個(gè)年級（初一至高三）分別整班選取兩個(gè)班的學(xué)生為被試，共獲有效被試705人，其中男生309人，女生396人；初中一、二、三以及高中一、二、三年級的被試分別為124、108、107、130、120和116人，其平均年齡分別為15.01±0.49、15.84±0.78、16.63±0.76、16.97±4.15、18.81±0.76和19.85±0.78歲，所有被試平均年齡為17.19歲。

　　2.2 工具

　　對攻擊的測量采用Buss和Perry編制的攻擊量表（TheAggressionQuestionnaire）[17]。該量表采用5級評分，其中1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，2、3、4分別表示其間的不同程度。要求被試從中選擇最合適的一個(gè)數字代表自己實(shí)際情況與所描述的攻擊行為的相符程度。量表共29個(gè)項目，其中兩個(gè)項目反向記分，即項目9（我是一個(gè)比較冷靜的人）和項目16（我認為根本沒(méi)有任何理由去打別人），在對這兩個(gè)項目進(jìn)行反轉處理之后，所有項目得分的平均分越高表示攻擊性越嚴重，較多包含身體攻擊、言語(yǔ)攻擊、憤怒和敵意等方面的內容。此量表在攻擊性的測量中表現出很好的信效度[18]。在本研究中，該量表的內部一致性信度為0.80。

　　采用Rosenberg編制的自尊量表（SES）對青少年的自尊進(jìn)行測量。該量表采用四級評分，1表示非常不符合，2表示比較不符合，3表示比較符合，4表示非常符合；量表由10個(gè)項目組成，其中項目3、5、9、10為反向計分題，在進(jìn)行數據處理之前，將被試在這4個(gè)項目上的得分進(jìn)行反轉，求出所有項目的平均分代表被試的自尊水平，分數越高說(shuō)明被試的自尊程度越高。該量表在關(guān)于自尊的測量中廣泛使用并表現出很好的信效度[3]。在本研究中，自尊量表的內部一致性信度為0.81。

　　采用自編自控問(wèn)卷對青少年的自控進(jìn)行測量。該問(wèn)卷采用4級評分，1表示完全符合，4表示完全不符合，2、3代表其間的不同程度。要求被試從中選擇最合適的一個(gè)數字代表自己的實(shí)際情況。量表共有12個(gè)項目，包含檢測情緒自控以及行為自控的項目，如“遇到讓我很生氣的事時(shí)，我擔心自己會(huì )變得狂怒不已”這一項目主要考察被試對憤怒情緒的控制，而“我很難改掉自己魯莽行事的毛病”一項主要考察被試對自己行為的控制。在處理之前對所有項目進(jìn)行反轉處理，而后求其平均分，分數越高表明自控能力越好。該量表在本研究中內部一致性信度為0.74。

　　采用同伴提名法對青少年的同伴關(guān)系進(jìn)行測量。同伴提名包括正向提名和反向提名兩部分，要求被試分別列出在本班中最喜歡和最不喜歡的三個(gè)同學(xué)的名字。根據有關(guān)程序[19]計算出被試被正向提名（ML）和反向提名（LL）的次數，然后以班級為單位將正向、反向提名次數標準化，二者之差為社會(huì )喜好分數（SP），二者之和為社會(huì )影響分數（SI），在此基礎上將被試的社會(huì )地位分成五類(lèi)：受歡迎組（SP＞1，ML＞0，LL＜0），被拒絕組（SP＜－1，ML＜0，LL＞0），被忽視組（SI＜－1，ML＜0，LL＜0），有爭議組（SI＞1，ML＞0，LL＞0）和普通組（所有其他青少年），各組人數分別為139、105、144、41、276。以往國內的研究表明該方法具備良好的有效性和可靠性[9]。

　　3 結果

　　3.1 自控的中介作用

　　對自尊和攻擊兩個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)分析，二者相關(guān)系數為－0.21，p＜0.01，這說(shuō)明被試的自尊水平越低，攻擊水平就越高。該結果還表明可以進(jìn)行下一步的中介作用檢驗。

　　假定自控是自尊和攻擊之間的中介變量，建立圖1的模式圖。根據中介變量的定義[7～9]，采用強迫進(jìn)入法進(jìn)行下列回歸分析考察自控是否實(shí)際具有中介作用。首先，以攻擊為因變量、自尊為預測變量進(jìn)行回歸分析時(shí)的未標準化的回歸系數＝－0.21（p＜0.001），決定系數＝0.04；然后，以自控為因變量、自尊為預測變量的回歸分析表明，未標準化的回歸系數＝0.44（p＜0.001），決定系數＝0.10；最后，以攻擊為因變量、自尊和自控為預測變量的回歸分析的結果中，自尊對攻擊的未標準化的回歸系數。這些結果表明，回歸方程加入自控變量后，自尊對攻擊的回歸系數不再顯著(zhù)，說(shuō)明自控在自尊對攻擊的預測中起著(zhù)完全中介作用。

　　圖1 自控在自尊和攻擊關(guān)系中的中介作用

　　除了直觀(guān)地根據回歸系數的變化說(shuō)明中介作用外，采用下述統計方法可以對中介作用進(jìn)行更為準確的檢驗。檢驗的方法有三種：Sobel檢驗，公式為Z＝ab／；GoodmanⅠ檢驗，公式為Z＝ab／；GoodmanⅡ檢驗，公式為Z＝ab／。其中a是預測變量到中介變量的未標準化的回歸系數、b為與預測變量一起預測時(shí)，中介變量到因變量的未標準化的偏回歸系數，分別為a與b的標準誤。這三種檢驗在嚴格程度上有所不同，GoodmanⅠ檢驗最嚴格，Sobel檢驗次之，GoodmanⅡ檢驗與前兩者相比嚴格程度較小，但是其本質(zhì)相同。表1提供了自控在自尊與攻擊之間中介作用檢驗的結果，三種統計檢驗都一致表明了自控作為中介變量的顯著(zhù)作用。表1中的a（0.44）與b（－0.43）的乘積為－0.19，這即為中介效應，而自尊作為預測變量對因變量攻擊的回歸系數（－0.21）即為總效應，中介效應與總效應的比值為0.90，這說(shuō)明中介效應能非常有效地解釋預測變量和因變量的關(guān)系。

　　3.2 社會(huì )地位的調節作用

　　如2.2部分所述，我們根據同伴提名將被試分成了五組，分別為受歡迎組、被拒絕組、被忽視組、有爭議組和普通組，然后對這五種社會(huì )地位的被試進(jìn)行以自尊為自變量、攻擊為因變量的多組回歸分析，以檢驗同伴關(guān)系的調節作用，結果見(jiàn)表2。

　　從表2可以看出自尊與攻擊之回歸方程，其解釋率以及其顯著(zhù)性水平隨著(zhù)被試分組的不同而有所改變，其順序為被拒絕組解釋率最高，然后分別是普通組、受歡迎組、被忽視組，有爭議組最低�？梢�(jiàn)，雖然社會(huì )地位不影響自尊和攻擊二者關(guān)系的方向，但影響二者關(guān)系的強度，這說(shuō)明社會(huì )地位對自尊與攻擊的關(guān)系存在調節作用。

　　3.3 社會(huì )影響對自控中介作用的調節

　　社會(huì )影響指個(gè)體被同伴注意的程度，在本研究所用同伴提名法中用標準化后的正向提名與反向提名之和表示。在此，主要檢驗社會(huì )影響這一同伴關(guān)系的指標對中介變量自控的調節作用。Muller、Judd和Yzerbyt[20]指出有調節的中介效應是指中介變量對預測變量與因變量關(guān)系的中介作用的大小依賴(lài)于調節變量。具體來(lái)講，有調節的中介效應體現為預測變量對中介變量的影響程度取決于調節變量，或者是體現為中介變量對因變量的影響程度取決于調節變量，或者是兩者兼有。圖2提供了社會(huì )影響對中介變量自控的調節作用示意圖（圖中實(shí)線(xiàn)代表確證的路徑，虛線(xiàn)表示可能有但實(shí)際未被證實(shí)的路徑）。具體通過(guò)如下步驟考察這種有調節的中介效應。

　　圖2 社會(huì )影響對中介變量自控的調節作用

　　首先，在進(jìn)行對中介作用的調節效應分析之前對中介變量自控、調節變量社會(huì )影響以及預測變量自尊進(jìn)行中心化處理（減去各自的均值），以避免多重共線(xiàn)性的影響，以此為基礎計算自尊與社會(huì )影響、自控與社會(huì )影響的交互作用項。

　　然后，以自尊、社會(huì )影響以及這兩者的交互作用項一起作為預測變量，以自控為因變量采用強迫進(jìn)入法進(jìn)行回歸分析。結果表明，整體模型具有統計顯著(zhù)性，但是交互作用項對自控的影響未達到顯著(zhù)水平（p＜0.05），這說(shuō)明社會(huì )影響在自尊與自控之間未存在調節效應。

　　最后，以自尊、社會(huì )影響、自控、自尊與社會(huì )影響的交互作用項以及自控與社會(huì )影響的交互作用項一起作為預測變量，以攻擊為因變量進(jìn)行回歸分析，主要考察社會(huì )影響對自控與攻擊的調節作用，具體結果見(jiàn)表3。從表3可以看出，自控與社會(huì )影響的交互

　　對攻擊的預測作用顯著(zhù)，這說(shuō)明社會(huì )影響對自控與攻擊的關(guān)系存在調節作用。前面的結果分析已經(jīng)表明，對自尊與攻擊的關(guān)系而言自控是一個(gè)中介變量，而這里的分析表明這個(gè)中介變量對攻擊的影響為社會(huì )影響所調節，因此可以認為社會(huì )影響對自控的中介效應起著(zhù)調節作用。論文/pic/p>

　　表3 社會(huì )影響對自控中介作用的調節預測變量 B(SE)

　　常數項 2.35(0.02)***

　　自尊 -0.01(0.04)

　　自尊與社會(huì )影響交互 -0.01(0.03)

　　社會(huì )影響 0.04(0.01)**

　　自控 -0.43(0.02)***

　　自控與社會(huì )影響交互 -0.07(0.02)***

　　4 討論

　　本研究表明低自尊與高攻擊性有關(guān)（r＝－0.21），而Donnellan等人的研究[2]所發(fā)現的二者的相關(guān)為－0.30，雖然兩個(gè)研究中相關(guān)數字的大小略有差異，但是本研究支持了低自尊的個(gè)體易表現出攻擊行為[2，3]的說(shuō)法。對于這一現象，如前文所提及的，社會(huì )連接理論、人本主義理論和精神分析理論都作了特定的解釋�？傮w上看，低自尊個(gè)體與社會(huì )聯(lián)系較少，對社會(huì )規范的認識以及掌握比較滯后，移情能力以及社會(huì )問(wèn)題解決能力也不充分。這些使得在面臨相同的挫折情景時(shí)，與其他人相比低自尊個(gè)體更容易產(chǎn)生攻擊情緒，加之其解決問(wèn)題的方式比較單一，而且對社會(huì )規范認識不清晰，因此更傾向于表現出攻擊行為。

　　雖然本研究結果支持了Donnellan等人的說(shuō)法，但是前人關(guān)于自尊與攻擊關(guān)系的研究結果表現出不一致性，如有些人為高自尊與高攻擊性有關(guān)[4]，有些人為自尊與攻擊性沒(méi)有任何關(guān)系[6]。為了說(shuō)明這種不一致現象存在的原因以及二者之間關(guān)系的本質(zhì)，我們加入了除自變量、因變量之外的第三種變量即中介變量或調節變量，以求在三者關(guān)系甚至是四者關(guān)系的檢驗中重新審視自尊與攻擊兩者之間的關(guān)系。

　　對自控中介效應的檢驗說(shuō)明存在完全中介效應，即自控在自尊與攻擊的關(guān)系中處于完全中介變量的地位。但是中介效應以及中介變量包含更多的是統計學(xué)意義，而本研究重點(diǎn)探討的是自控這種中介效應在心理學(xué)層面上的意義。中介變量的作用在于自尊通過(guò)自控對攻擊產(chǎn)生影響。具體來(lái)說(shuō)，低自尊個(gè)體由于缺乏社會(huì )交往的機會(huì )，其親社會(huì )教育不夠充分，因此其自控能力較弱。而Gottfredson認為所有問(wèn)題行為的中心在于缺乏自控，任何心理特質(zhì)對攻擊性的影響需通過(guò)自控才能起作用[13]，可見(jiàn)自控在其他心理特質(zhì)與攻擊之間起著(zhù)橋梁的作用，自尊也不例外�？梢哉f(shuō)，低自尊者由于降低了自控的水平而表現出較高的攻擊性水平。

　　本研究還考察了同伴關(guān)系對自尊與攻擊關(guān)系的調節效應。從結果可以看出，對五種社會(huì )地位被試的回歸方程未標準化的回歸系數以及解釋率有所不同，表明由于進(jìn)行了社會(huì )地位的區分使得自尊與攻擊之間的關(guān)系強度產(chǎn)生了改變或波動(dòng)。具體講，被拒絕組自尊和攻擊的關(guān)聯(lián)強度最強，然后是受歡迎組和普通組，被忽視組再次之，最后是有爭議組。由此可見(jiàn)，社會(huì )地位對自尊與攻擊的關(guān)系有調節效應。以往研究也表明被拒絕的兒童其攻擊性較強[14]，可以解釋為被同伴拒絕的個(gè)體缺乏正常的同伴交往，而同伴在個(gè)體社會(huì )化進(jìn)程以及親社會(huì )行為的發(fā)展中起著(zhù)較重要的作用，當面對社會(huì )問(wèn)題情境時(shí)被拒絕者往往只是采用攻擊這種本能的保護機制。對于有爭議組被試，自尊和攻擊的關(guān)系不顯著(zhù)，可見(jiàn)，至少對于這一特殊群體而言，Baumeister所提出的自尊與攻擊無(wú)關(guān)的觀(guān)點(diǎn)[6]是適用的；對于其他組被試而言，低自尊與高攻擊性有關(guān)的觀(guān)點(diǎn)都是適用的，雖然二者關(guān)聯(lián)程度不一。

　　本研究最后還考察了有調節的中介效應，其中自控是中介變量，社會(huì )影響是中介變量的調節變量，即社會(huì )影響對自控中介效應的調節作用。由于中介的作用類(lèi)似于橋梁的作用，聯(lián)系預測變量與因變量，它可以體現在與自變量的關(guān)系和與因變量的關(guān)系這兩方面，所以對中介效應的調節作用也表現在對這兩方面是否有改變或影響上。本研究檢驗了社會(huì )影響對自尊和自控關(guān)系的影響、以及對自控和攻擊關(guān)系的影響，結果表明對中介的調節作用主要體現在對中介變量自控與因變量攻擊關(guān)系的調節上。

　　通過(guò)對中介作用和調節作用的檢驗能夠更為清晰地理解自尊與攻擊之間的關(guān)系，同時(shí)中介變量和調節量的含義與應用也比較明了，下面結合本研究對中介變量以及調節變量進(jìn)行比較以加深對其理解。首先，中介變量自控的介入是為了說(shuō)明自尊是如何影響攻擊的，三者之間在邏輯上有比較明確的因果關(guān)系，即：自尊影響自控，自控影響攻擊，自尊通過(guò)自控影響攻擊；而調節變量同伴關(guān)系的介入是為了說(shuō)明自尊在什么時(shí)候對攻擊的影響較大，三者之間不一定要有嚴密的因果關(guān)系。其次，兩種變量在模型中的位置也不盡相同。中介變量與預測變量、因變量嚴密的因果關(guān)系決定了它在預測變量之前、因變量之后；而調節變量和預測變量在因變量之前，調節變量可以在預測變量前也可在預測變量后。最后，中介變量與調節變量的功能也有所不同。中介變量主要是代表一種內部機制，通過(guò)這種內部機制預測變量對因變量起作用，而調節變量主要是影響預測變量與因變量之間關(guān)系的強弱與方向。但是，兩者也有統一的時(shí)候。如果調節變量通過(guò)某一中介變量起作用，就稱(chēng)此調節變量為有中介的調節變量（mediatedmoderator）[8]，如果中介變量的效應受到某一變量的調節影響，則稱(chēng)這個(gè)中介變量為有調節的中介變量（moderatedmediator）。本研究證明了后一種情況，那就是社會(huì )影響能調節自控的中介效應。

　　綜上所述，本研究對自尊和攻擊關(guān)系的考察，如果在最簡(jiǎn)單的二變量關(guān)系意義上看，二者有負相關(guān)，即低自尊預測高攻擊。如果在三變量關(guān)系層次上看，自控可以被視為自尊影響攻擊的一個(gè)中介或橋梁；而被試的社會(huì )地位不同會(huì )調節或改變自尊和攻擊關(guān)聯(lián)的強度。如果在四變量關(guān)系層次上考察，研究還發(fā)現自控對自尊和攻擊關(guān)系的中介作用受到社會(huì )影響變量的調節。由此推而廣之，研究所考察的同時(shí)有關(guān)聯(lián)的變量的數量或性質(zhì)的不同將影響結論。今后對自尊和攻擊關(guān)系的研究，如果引入不同的第三或第四變量，乃至更多的變量，都將影響我們對自尊和攻擊的關(guān)系的認識，這正是將來(lái)值得嘗試的研究思路。

　　5 結論

　�。�1）低自尊與高攻擊有關(guān)；

　�。�2）自控在自尊與攻擊的關(guān)系中起著(zhù)中介作用，即自尊通過(guò)自控影響攻擊；

　�。�3）同伴關(guān)系，具體來(lái)講社會(huì )地位對于自尊與攻擊的關(guān)系起著(zhù)調節作用，影響二者關(guān)聯(lián)的強度而非方向；

　�。�4）社會(huì )影響對于自控的中介效應起著(zhù)調節的作用。

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