劉 麗,趙麗濤

(山西大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院,山西 太原 030006)

一 引言

近年來,暴力事件頻發(fā),引起社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。憤怒是暴力行為的重要預(yù)測(cè)因素[1]。而且,頻繁經(jīng)歷強(qiáng)烈的憤怒會(huì)引發(fā)心臟病、高血壓和高膽固醇等癥狀,從而導(dǎo)致心腦血管疾病[2],也會(huì)引發(fā)抑郁和焦慮等心理問題[3]。因此,很有必要探討影響憤怒的因素及其作用機(jī)制,為憤怒及暴力行為的預(yù)防與控制提供實(shí)證支持和理論依據(jù)。

憤怒包括狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒。狀態(tài)憤怒是個(gè)體在特定時(shí)刻體驗(yàn)到憤怒的主觀感受,表現(xiàn)的強(qiáng)度可以“從輕微的煩惱或惱怒”到“劇烈的狂怒或暴怒”。特質(zhì)憤怒是個(gè)體對(duì)于經(jīng)歷狀態(tài)憤怒情緒在頻率、強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間上的一種人格傾向[4]。

McMaster家庭功能模型理論認(rèn)為,家庭必須通過完成基本任務(wù)、發(fā)展任務(wù)和危機(jī)任務(wù)來實(shí)現(xiàn)其基本功能,為家庭成員身體、心理和社會(huì)等方面的健康發(fā)展提供適宜的環(huán)境條件。家庭功能主要表現(xiàn)在問題解決能力、溝通、家庭角色分工、情感反應(yīng)能力、情感卷入程度和行為控制六個(gè)方面。家庭如果不能很好地實(shí)現(xiàn)這些基本功能,就很容易導(dǎo)致家庭成員出現(xiàn)各種臨床問題[5]?？腕w關(guān)系理論也認(rèn)為,家庭是個(gè)體客體關(guān)系形成的基礎(chǔ),而客體關(guān)系是影響個(gè)體心理健康發(fā)展的重要因素。不良的家庭功能使客體不能滿足兒童自我的需要,頻繁的挫折或沮喪導(dǎo)致兒童產(chǎn)生頻繁的憤怒情緒[6]。有研究曾比較了暴力與非暴力青少年的家庭功能和憤怒,發(fā)現(xiàn)暴力青少年的家庭功能更差,憤怒水平更高,并認(rèn)為良好的家庭環(huán)境可以提高個(gè)體的溝通能力,幫助他們及時(shí)適當(dāng)?shù)乇磉_(dá)憤怒和解決問題[7]。有研究探討了母親教養(yǎng)方式與子女戀愛暴力的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)母親的情感溫暖與子女的戀愛暴力存在顯著的負(fù)相關(guān),母親的過度保護(hù)、拒絕與子女的戀愛暴力存在顯著的正相關(guān)[8]?；谝陨侠碚摷把芯康淖C據(jù),我們預(yù)期，家庭功能是影響個(gè)體憤怒的重要因素。

自尊是個(gè)體對(duì)自我積極或消極的認(rèn)知,作為人格系統(tǒng)的重要因素,對(duì)青少年心理的健康發(fā)展具有重要影響[9]。Averill認(rèn)為，低自尊者會(huì)對(duì)自己和周圍的人普遍持負(fù)面看法,對(duì)威脅過于敏感,從而導(dǎo)致個(gè)體容易產(chǎn)生敵意和憤怒情緒[10]。Maslow也認(rèn)為,低自尊的人常常感到自卑、絕望,容易患上神經(jīng)癥[11]。實(shí)證研究顯示,低自尊的個(gè)體更容易受到憤怒等負(fù)性情緒的影響[12]。在犯罪分子、暴力團(tuán)伙和正常人群身上,個(gè)體的低自尊與高攻擊性密切相關(guān)[13]。因此,自尊是憤怒的重要影響因素。

家庭是影響個(gè)體自尊的重要環(huán)境因素。大量研究結(jié)果表明,家庭功能與個(gè)體自尊之間的關(guān)系具有跨文化的一致性:和諧的家庭關(guān)系可促進(jìn)孩子自我意識(shí)的發(fā)展[14];個(gè)體知覺到父母間的沖突越強(qiáng)烈、親子間的溝通越差,個(gè)體的自尊狀況越差[15];父母溫暖關(guān)懷能顯著正向預(yù)測(cè)兒童的自尊,父母的過度保護(hù)與拒絕可顯著負(fù)向預(yù)測(cè)兒童的自尊[16]。

綜上所述,良好的家庭功能可能通過提高成員的自尊而使個(gè)體及時(shí)、適當(dāng)、有效地處理憤怒,而不良的家庭功能則可能通過威脅成員的自尊而使個(gè)體憤怒更加強(qiáng)烈而持續(xù)。據(jù)此,我們預(yù)期自尊可能是家庭功能與憤怒之間的中介變量。本研究擬通過實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)。

二 研究對(duì)象與方法

(一)研究對(duì)象

采用整群抽樣方法選取山西某高校學(xué)生為被試,共發(fā)放問卷550份。剔除無效問卷,最終獲得有效問卷520份,有效率為94.55%。其中男生204人,女生316人;大一年級(jí)107人,大二年級(jí)90人,大三年級(jí)161人,大四年級(jí)162人;被試年齡在18-25歲之間,平均年齡20.72±1.24歲。

(二)研究工具

1.家庭功能評(píng)定量表(Family Assessment Device, FAD)

采用李榮風(fēng)等人修訂的Epstein等人編制的《家庭功能評(píng)定量表》[17]。該量表共有30個(gè)條目,采用李克特4點(diǎn)計(jì)分。量表包含了情感交流、積極溝通、自我主義、問題解決和家庭規(guī)則5個(gè)維度。得分越高,說明個(gè)體的家庭功能越好。在本研究中,量表的Cronbach α系數(shù)為 0.92。

2.自尊量表(Self-esteem Scale, SES)

采用Rosenberg等人編制的自尊量表[18]。該量表共有10個(gè)條目,采用李克特4點(diǎn)計(jì)分。量表為單一維度,得分越高,表明個(gè)體的自尊水平越高。在本研究中,量表Cronbach α系數(shù)為 0.89。

3.狀態(tài)——特質(zhì)憤怒量表(State-Trait Anger Inventory-2, STAI-2)

采用劉惠軍和高紅梅修訂的《狀態(tài)——特質(zhì)憤怒量表》[19]。量表采用李克特4點(diǎn)計(jì)分。狀態(tài)憤怒子量表共15個(gè)條目,包含憤怒感覺、憤怒動(dòng)作和憤怒言語3個(gè)維度;特質(zhì)憤怒子量表共10個(gè)條目,包含憤怒氣質(zhì)和憤怒反應(yīng)2個(gè)維度。得分越高,表明個(gè)體的憤怒特征越突出。在本研究中,狀態(tài)憤怒量表的Cronbach α系數(shù)為0.97,特質(zhì)憤怒量表的Cronbach α系數(shù)為0.91。

(三)數(shù)據(jù)處理與分析

采用SPSS20.0、AMOS21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。采用CFA法驗(yàn)證各問卷的效度;采用Harman單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差;采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)考察憤怒的性別差異;采用積差相關(guān)探討各主要變量之間的關(guān)系;采用Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。

(四)共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制,即將所有測(cè)量變量的項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果顯示,總共有12 個(gè)因子的特征值大于1,并且第一個(gè)公共因子解釋了總變異量的22.22%(小于40%),表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

三 研究結(jié)果

(一)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的性別差異

表1 大學(xué)生狀態(tài)憤怒與特質(zhì)憤怒的性別差異

注:*p <0.05,**p <0.01,***p <0.001, 下同。

以狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒為因變量,性別為自變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。表1顯示男大學(xué)生的憤怒感覺(t(518)=7.55,p<0.001,Cohen's d=0.62)、憤怒動(dòng)作(t(518)=7.85,p<0.001,Cohen's d=0.68)、憤怒言語(t(518)=7.69,p<0.001,Cohen's d=0.62)以及狀態(tài)憤怒總分(t(518)=8.24,p<0.001,Cohen's d=0.63)均極顯著高于女大學(xué)生;而女大學(xué)生的憤怒氣質(zhì)(t(518)=-5.23,p<0.01,Cohen's d=0.46)、憤怒反應(yīng)(t(518)=-2.73,p<0.01,Cohen's d=0.25)以及特質(zhì)憤怒總分(t(518)=-3.43,p<0.001,Cohen's d=0.30)均非常顯著高于男大學(xué)生。

(二)大學(xué)生家庭功能、自尊與狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的相關(guān)分析

對(duì)主要變量及其維度進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和Pearson相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),各主要變量之間呈現(xiàn)顯著的相關(guān)關(guān)系,見表2。具體而言,家庭功能與狀態(tài)憤怒、特質(zhì)憤怒之間呈現(xiàn)非常顯著的負(fù)相關(guān)(r=-0.20,p<0.01;r=-0.28,p<0.01),變量各個(gè)維度之間的相關(guān)系數(shù)在-0.29～-0.16之間(均P<0.01);自尊與家庭功能之間呈非常顯著的正相關(guān)(r=0.51,p<0.01),自尊與家庭功能各個(gè)維度之間的相關(guān)系數(shù)在0.33～0.47之間(均p<0.01);自尊與狀態(tài)憤怒、特質(zhì)憤怒呈非常顯著的負(fù)相關(guān)(r=-0.22,p<0.01;r=-0.27,p<0.01),變量維度之間的相關(guān)系數(shù)在-0.27～-0.17之間(均p<0.01)。這表明各研究變量之間密切相關(guān)。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及相關(guān)系數(shù)

(三)自尊的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

1.自尊在家庭功能與狀態(tài)憤怒中的中介作用檢驗(yàn)。運(yùn)用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證自尊在家庭功能對(duì)大學(xué)生狀態(tài)憤怒影響中的中介效應(yīng),構(gòu)建模型。根據(jù)模型擬合指標(biāo)可知,CFI=0.99,IFI=0.99,NFI=0.98,三項(xiàng)指標(biāo)的相對(duì)擬和指數(shù)均大于0.95,RMSEA=0.06,且χ2/df=2.61 < 5,因此可以認(rèn)定，數(shù)據(jù)與模型的擬合程度良好。

圖1 各變量間的關(guān)系模型

基于模型的擬合結(jié)果,采用Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng),各路徑系數(shù)如圖1所示。首先,家庭功能負(fù)向預(yù)測(cè)狀態(tài)憤怒,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)分別為-0.16(p<0.01);其次,家庭功能正向預(yù)測(cè)自尊,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.54(p<0.001);最后,自尊負(fù)向預(yù)測(cè)狀態(tài)憤怒,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為-0.11(p<0.05)。這意味著自尊在家庭功能與狀態(tài)憤怒之間起著部分中介作用。同時(shí),可以發(fā)現(xiàn),自尊的間接效應(yīng)值為(-0.06),根據(jù)中介作用的計(jì)算方法,ab/(ab+c’),得出部分中介效應(yīng)占27.07%。

2.自尊在家庭功能與特質(zhì)憤怒中的中介作用檢驗(yàn)。運(yùn)用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證自尊在家庭功能對(duì)大學(xué)生特質(zhì)憤怒影響中的中介效應(yīng),構(gòu)建模型。根據(jù)模型擬合指標(biāo)可知,CFI=0.98,IFI=0.98,NFI=0.96,三項(xiàng)指標(biāo)的相對(duì)擬和指數(shù)均大于0.95,RMSEA=0.05,且χ2/df=2.48<5,因此可以認(rèn)定，數(shù)據(jù)與模型的擬合程度良好。

基于模型的擬合結(jié)果,采用Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng),各路徑系數(shù)如圖2所示。首先,家庭功能負(fù)向預(yù)測(cè)特質(zhì)憤怒,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)分別為-0.25(p<0.001);其次,家庭功能正向預(yù)測(cè)自尊,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.54(p<0.001);最后,自尊負(fù)向預(yù)測(cè)特質(zhì)憤怒,標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為-0.18(p<0.01)。這意味著自尊在家庭功能與特質(zhì)憤怒之間起著部分中介作用。同時(shí),可以發(fā)現(xiàn),自尊的間接效應(yīng)值為-0.10,根據(jù)中介作用的計(jì)算方法,ab/(ab+c’),得出部分中介效應(yīng)占28.00%。

圖2 各變量間的關(guān)系模型

四 討論

(一)大學(xué)生狀態(tài)憤怒與特質(zhì)憤怒的性別差異

本研究結(jié)果顯示,男大學(xué)生的憤怒感覺、憤怒動(dòng)作、憤怒言語以及狀態(tài)憤怒總分均極顯著高于女大學(xué)生。這與李曉敏等人[20]的研究一致。這可能是因?yàn)?社會(huì)文化賦予了男性和女性不同的角色期待,男女在被刺激時(shí)會(huì)表現(xiàn)出不同的憤怒水平。男性擁有比女性更大的主動(dòng)權(quán)、支配權(quán)和控制權(quán),敢于表達(dá)憤怒被認(rèn)為是“爺們”或“男子漢”;而女性在社會(huì)中的地位相對(duì)較低,往往被要求溫柔、賢淑,直接激烈地表達(dá)憤怒被認(rèn)為是“潑婦”。因此,男性在受到刺激時(shí)往往比女性表現(xiàn)出更高的憤怒水平。

本研究結(jié)果顯示,女大學(xué)生的憤怒氣質(zhì)、憤怒反應(yīng)以及特質(zhì)憤怒總分均非常顯著高于男大學(xué)生。這是生理因素與社會(huì)文化因素共同作用的結(jié)果。生理學(xué)研究發(fā)現(xiàn),女性的大腦灰質(zhì)、邊緣皮層體積比男性更大,荷爾蒙波動(dòng)也比男性高,因此,女生有更強(qiáng)的負(fù)性情緒易感性。同時(shí),女性具有比男性更好的情緒識(shí)別優(yōu)勢(shì)、更好的情緒記憶能力[21],這使得女生在挫折情境下更容易產(chǎn)生憤怒情緒。另一方面,社會(huì)文化對(duì)女性表達(dá)憤怒的限制,導(dǎo)致女性的憤怒不像男性那么快被處理掉,所以女生更易覺察到持續(xù)的憤怒,特質(zhì)憤怒更高。

(二)大學(xué)生家庭功能、自尊與狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的關(guān)系

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),家庭功能與狀態(tài)憤怒、特質(zhì)憤怒之間呈非常顯著的負(fù)相關(guān),家庭功能負(fù)向預(yù)測(cè)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒。這與Avci和Gucray的研究結(jié)果一致[7],也契合客體關(guān)系理論?？腕w關(guān)系理論認(rèn)為,家庭功能不良使客體不能及時(shí)滿足兒童自我的需要,導(dǎo)致其產(chǎn)生頻繁的憤怒[6]。

本研究表明,家庭功能與自尊呈顯著正相關(guān),且正向預(yù)測(cè)個(gè)體自尊。這與史靖宇等人[22]的研究結(jié)果一致,也契合Migdal的“重要他人”自尊理論[23]。該理論認(rèn)為,家庭成員是個(gè)體成長(zhǎng)中的重要他人,與家庭成員間的良好關(guān)系會(huì)促進(jìn)個(gè)體自我的發(fā)展。另外,家庭功能促進(jìn)了個(gè)體在不同文化、背景和經(jīng)歷中新身份與舊身份的認(rèn)同整合,使他們能在不同文化、背景和經(jīng)歷中快速適應(yīng),擁有更高的自尊[24]。

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),個(gè)體自尊與狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒均呈顯著負(fù)相關(guān),個(gè)體自尊可顯著負(fù)向預(yù)測(cè)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒。自尊低的個(gè)體往往過于敏感,他們?cè)诒恢車嘶蜃约旱凸赖那闆r下常常帶有敵意和攻擊性,容易對(duì)威脅表現(xiàn)出高水平的憤怒情緒。而長(zhǎng)期經(jīng)歷高水平的憤怒使得他們的憤怒閾限降低,惡性循環(huán)使其更容易頻繁產(chǎn)生憤怒情緒。相反,自尊高的個(gè)體能更好地管理自我意識(shí),傾向于積極理解和思考,積極地表達(dá)憤怒,憤怒的累積效應(yīng)相對(duì)較弱,因此,在日常生活中更容易調(diào)整憤怒[25]。

(三)自尊的中介效應(yīng)

本研究在驗(yàn)證了大學(xué)生家庭功能對(duì)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的負(fù)向預(yù)測(cè)后,引入自尊這一中介變量對(duì)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒起作用的具體過程進(jìn)行探討。結(jié)果發(fā)現(xiàn),自尊對(duì)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒均具有負(fù)向預(yù)測(cè)的作用,家庭功能可以通過自尊間接影響狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒,自尊在家庭功能和狀態(tài)憤怒、特質(zhì)憤怒之間的中介效應(yīng)顯著。此研究結(jié)果契合依戀理論的觀點(diǎn)[26]。其一,個(gè)體在成長(zhǎng)過程中與父母形成穩(wěn)定的依戀關(guān)系,安全的依戀為個(gè)體提供了一個(gè)“安全基地”,幫助個(gè)體從中探索身份問題,并促進(jìn)自我發(fā)展,尤其是自尊的發(fā)展。因此,良好的家庭功能能夠幫助個(gè)體感受到父母提供的“安全基地”,從而幫助個(gè)體探索自我,提升自尊水平。其二,個(gè)體將與父母之間安全的依戀和積極的自我表征相聯(lián)系,可促進(jìn)自己合理識(shí)別、表達(dá)和轉(zhuǎn)化情緒。換句話說,當(dāng)個(gè)體擁有了對(duì)自我較高水平的體驗(yàn)與感受后,便能夠更好地控制自己的憤怒情緒。

總之,本研究結(jié)果證明了自尊在家庭功能對(duì)憤怒的影響中起部分中介作用,加深了我們對(duì)憤怒影響因素及其作用機(jī)制的理解,對(duì)憤怒的預(yù)防和干預(yù)實(shí)踐具有一定的參考價(jià)值。首先,可以通過普及家庭心理健康教育而促進(jìn)家庭功能的完善,提高家庭成員的自尊,從根本上預(yù)防家庭成員的憤怒。其次,在個(gè)體心理咨詢與治療中,可以通過重建與修復(fù)客體關(guān)系,幫助個(gè)體提高自尊,進(jìn)而轉(zhuǎn)化其憤怒。最后,也可以采用家庭治療的形式,幫助家庭改善功能,提高家庭成員的自尊,及時(shí)處理家人的憤怒。

(四)研究局限與展望

本研究驗(yàn)證了自尊在家庭功能對(duì)憤怒影響中的中介作用,但也存在一些不足。第一,本研究采用的橫斷研究,不能有效地揭示家庭功能、自尊和憤怒的長(zhǎng)期效應(yīng)和動(dòng)態(tài)變化,未來研究可采用追蹤研究來進(jìn)一步探討;第二,本研究全部采用自我報(bào)告法,對(duì)于憤怒這種一般人認(rèn)為相對(duì)消極的情緒而言,可能存在方法偏差,未來研究有必要增加實(shí)驗(yàn)室任務(wù)來測(cè)量個(gè)體的憤怒情緒,以更充分地揭示三者之間的關(guān)系;第三,在家庭功能對(duì)憤怒的影響機(jī)制中,除自尊外是否還存在另外的中介或調(diào)節(jié)變量,有待于未來研究補(bǔ)充。

五 結(jié)論

本研究結(jié)論如下:第一,男生的狀態(tài)憤怒極顯著高于女生,女生的特質(zhì)憤怒非常顯著高于男生。第二,家庭功能正向預(yù)測(cè)自尊,負(fù)向預(yù)測(cè)憤怒,自尊在家庭功能對(duì)憤怒的影響中起部分中介作用。