張 振

(河南師范大學(xué)教育學(xué)部，新鄉(xiāng) 453007)

1 引言

攻擊行為（aggressive behavior）是指一切試圖傷害他人且對方竭力回避此傷害的行為模式，普遍存在于生物界，在靈長類動物中存在更復(fù)雜的表現(xiàn)形式（Keatley, Allom, & Mullan, 2017）。以往研究發(fā)現(xiàn)，38.7%的大學(xué)生遭受過校園暴力與攻擊（都芳等, 2018），而且攻擊行為會對受害者造成諸多不利影響，嚴(yán)重影響個體的身心發(fā)展和社會融入（齊春輝, 張振, 張倩倩, 2019）。攻擊的I3理論認(rèn)為慫恿（instigation）、激化（impellance）和抑制（inhibition）是三個彼此獨立影響攻擊行為的認(rèn)知過程（Finkel & Hall, 2018）。慫恿是指實施者與潛在受害者之間的社會性動態(tài)分離，往往導(dǎo)致強(qiáng)烈的攻擊欲望；激化是指強(qiáng)化攻擊欲望的過程；抑制則指削弱或克服攻擊欲望的過程。影響攻擊行為的諸多心理因素均可劃歸為上述過程，其中自戀（narcissism）和共情（empathy）就分別是激化過程和抑制過程中的重要影響因素（Decety, 2011； Krizan & Herlache, 2018）。

共情是指個體對他人觀點的感知及其伴隨的情緒反應(yīng)，在建立良好關(guān)系、促進(jìn)社會互動和抑制反社會行為中起關(guān)鍵作用（Vreeke & van der Mark, 2003）。共情的兩階段模型認(rèn)為，共情包括認(rèn)知共情和情緒共情兩種成分。前者強(qiáng)調(diào)從對方視角看待問題的觀點采擇，后者則突出對他人情緒體驗的替代性感受的共情關(guān)注（Decety, 2011）。該理論強(qiáng)調(diào)認(rèn)知共情是情緒共情的前提，而情緒共情是認(rèn)知共情的深化（張鳳鳳, 董毅, 汪凱, 詹志禹, 謝倫芳, 2010）。前人研究發(fā)現(xiàn)，觀點采擇能通過提升意圖理解、增強(qiáng)利他關(guān)注和降低不良策略的選擇來抑制攻擊行為（楊晨晨, 李彩娜, 王振宏,邊玉芳, 2016； Myers & Hodges, 2012），而共情關(guān)注可以通過增強(qiáng)負(fù)性情緒共享和自我-他人融合來削弱攻擊行為（Lishner, Hong, Jiang, Vitacco, &Neumann, 2015）。同時，觀點采擇能夠通過增強(qiáng)對他人需求的理解來促進(jìn)共情關(guān)注，進(jìn)而減少自戀者的攻擊行為（Hepper, Hart, Meek, Cisek, &Sedikides, 2014）。

自戀是個體憑借多種調(diào)節(jié)方式來維持自我處于相對積極狀態(tài)的能力，以浮夸且易變的脆弱自我、傲慢的特權(quán)感和共情的缺失為重要特征（Krizan & Herlache, 2018）。自戀與攻擊的關(guān)系備受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。自戀的動態(tài)調(diào)節(jié)模型強(qiáng)調(diào)，自戀者具有夸張且脆弱的自我感知，需要不斷借助個人或社會行為來維持或提升其積極的自我知覺，而攻擊、暴力等社會不良行為則是其進(jìn)行自我調(diào)節(jié)的策略之一（Morf & Rhodewalt,2001）。早期研究認(rèn)為自戀者存在共情能力缺失，使得自戀者表現(xiàn)出更多的攻擊、欺凌等暴力行為（楊晨晨等, 2016；Lambe, Hamilton-Giachritsis,Garner, & Walker, 2018）。然而，近期研究發(fā)現(xiàn)自戀者具備一定的共情能力，在特定情境下也會借助利他、助人等親社會行為來提升自我感知（丁如一, 周暉, 張豹, 陳曉, 2016； Nehrlich, Gebauer,Sedikides, & Schoel, 2019）。研究者認(rèn)為上述自戀者行為模式的差異根源在于自戀者具備共情能力與否，以及其是否愿意付諸共情能力（Pajevic,Vukosavljevic-Gvozden, Stevanovic, & Neumann,2018）。還有研究探討了共情對自戀與輟學(xué)青少年攻擊行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在高、低共情組中自戀均能顯著負(fù)性預(yù)測攻擊行為，但是高共情組的效應(yīng)值顯著低于低共情組（Barry, Kauten, &Lui, 2014）。

綜上所述，共情是制約自戀者行為模式的重要因素，共情能力會使自戀者意識到：攻擊行為不是提升自我的最優(yōu)策略，進(jìn)而有意識地減少攻擊行為。然而，鮮有研究檢驗兩種共情成分在自戀與攻擊關(guān)系中的作用及其效能差異。因此，本研究擬通過問卷調(diào)查法，檢驗觀點采擇和共情關(guān)注如何削弱自戀者的攻擊行為，以及兩者的抑制效能是否等同。

2 研究方法

2.1 研究對象

以班級為單位，采用隨機(jī)整群抽取法從西藏拉薩某高校抽取592 名大學(xué)生參與本次研究。剔除無效問卷后（未回答50%以上的題目，或答題存在嚴(yán)重邏輯矛盾，或重復(fù)選擇某個選項），共收集有效問卷562 份，回收率為94.9%。其中，男生266 名，女生296 名；獨生子女107 名，非獨生子女455 名；被試平均年齡21.3 歲，年齡范圍為17～26 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 自戀人格問卷

選用Ames，Rose 和Anderson（2006）編制、郭豐波（2017）修訂的自戀人格問卷。該問卷常用于非臨床正常人群的自戀評估，涉及自我評價、行為方式等，如“我將會成為一個偉大的人”。當(dāng)前研究采用5 點計分法，1 表示“非常不同意”，5 表示“非常同意”，得分越高意味著自戀水平越強(qiáng)。本研究中該問卷的Cronbach’s α 為0.80。

2.2.2 人際反應(yīng)指針量表

選取張鳳鳳等（2010）修訂的人際反應(yīng)指針量表中的觀點采擇分量表和共情關(guān)注分量表。觀點采擇和共情關(guān)注分量表分別有5 道和6 道測試題目，采用李克特5 點計分，從“極不同意”到“極同意”依次由1 分過渡到5 分，分?jǐn)?shù)越高表示觀點采擇和共情關(guān)注能力越強(qiáng)。本研究中觀點采擇和共情關(guān)注分量表的Cronbach’s α 分別為0.63 和0.64。

2.2.3 簡版Buss-Perry 攻擊問卷

采用Bryant 和Smith（2001）編制、國內(nèi)學(xué)者翻譯并修訂的簡版Buss-Perry 攻擊問卷（張文武,呂梅, 杜琳, 杜亞松, 2009）評估受測樣本的攻擊行為，包含身體攻擊、口頭攻擊、憤怒和敵對4 個因子，共12 道題目。量表采用5 點計分，從“極不同意”到“極同意”依次由1 分過渡到5 分，分值越高意味著攻擊性越強(qiáng)。本研究中該問卷的Cronbach’s α 為0.80。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS19.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計分析和相關(guān)分析，運用宏程序P R O C E S S 插件，通過抽取5000 個Bootstrap 樣本進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)和簡單斜率檢驗（方杰, 溫忠麟, 梁東梅, 李霓霓, 2015）。

3 結(jié)果

采用Harman 單因素法對數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差的檢驗，結(jié)果提取出特征根大于1 的因子共11 個，最大公因子的解釋率為14.20%（低于40%），不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（周浩, 龍立榮, 2004）。同時，通過多重共線性檢驗發(fā)現(xiàn)所有預(yù)測變量的方差膨脹因子均不高于1.03，不存在明顯的多重共線性問題。

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及彼此之間的相關(guān)系數(shù)見表1。本研究發(fā)現(xiàn)自戀與觀點采擇（r=0.13,p＜0.01）、攻擊行為分別呈顯著正相關(guān)（r=0.24,p＜0.01）；觀點采擇與共情關(guān)注存在顯著正相關(guān)（r=0.27,p＜0.01）；攻擊行為與觀點采擇（r=-0.1 0,p＜0.05）、共情關(guān)注分別呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.09,p＜0.05）。

3.2 觀點采擇和共情關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

鑒于調(diào)節(jié)變量均為連續(xù)變量，本研究采用PROCESS 插件中模型1 來完成中心化的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。觀點采擇在自戀與攻擊行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型顯著，F(xiàn)(5, 556)=14.70,p＜0.001，模型的解釋率R2為0.12。在控制性別和年齡后，自戀能夠正向預(yù)測攻擊行為（β=0.25,t=6.06,p＜0.001），置信區(qū)間為[0.17, 0.32]；觀點采擇能夠負(fù)向預(yù)測攻擊行為（β=-0.12,t=-2.96,p＜0.01），置信區(qū)間為[-0.20,-0.0 4]；并且自戀和觀點采擇的交互項顯著（β=-0.09,t=-2.40,p＜0.05），置信區(qū)間為[-0.16,-0.02]，表明觀點采擇在自戀和攻擊行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。同時，共情關(guān)注在自戀與攻擊行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型顯著，F(xiàn)(5, 556)=12.98,p＜0.001，模型的解釋率R2為0.10。在控制性別和年齡后，自戀能夠正向預(yù)測攻擊行為（β=0.22,t=5.45,p＜0.001），置信區(qū)間為[0.14, 0.30]，且自戀和共情關(guān)注的交互項顯著（β=-0.08,t=-2.36,p＜0.05），置信區(qū)間為[-0.15, -0.10]，表明共情關(guān)注在自戀和攻擊行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

為了更清晰地闡明觀點采擇和共情關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究分別采用選點法和J o h n s o n-Neyman 法進(jìn)行簡單斜率檢驗（方杰等, 2015）。對于觀點采擇的調(diào)節(jié)效應(yīng)而言，選點法分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低自戀組（低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差）中觀點采擇不能顯著預(yù)測攻擊行為（β=-0.03,t=-0.53,p＞0.05），而高自戀組（高于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差）中觀點采擇能夠顯著負(fù)向預(yù)測攻擊行為（β=-0.21,t=-3.99,p＜0.001）（見圖1A）。Johnson-Neyman 法分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)自戀（標(biāo)準(zhǔn)化后）在[-0.25,3.39] 取值范圍時，簡單斜率的置信區(qū)間不包含0（見圖1B），簡單斜率顯著。同時，在此范圍內(nèi)，自戀水平越高，觀點采擇與攻擊行為間的負(fù)性預(yù)測效應(yīng)越強(qiáng)，即觀點采擇對攻擊行為的抑制效應(yīng)值隨自戀的上升而增強(qiáng)。

表 1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)（n=562）

圖 1 觀點采擇在自戀和攻擊行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用圖（A）及其簡單斜率的變化（B）

對于共情關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)而言，選點法分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低自戀組（低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差）中共情關(guān)注無法有效預(yù)測攻擊行為（β=0.03,t=0.46,p＞0.05），而高自戀組（高于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差）中共情關(guān)注能夠顯著負(fù)向預(yù)測攻擊行為（β=-0.14,t=-2.71,p＜0.01）（見圖2A）。Johnson-Neyman 法分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)自戀（標(biāo)準(zhǔn)化后）在[0.36,3.39]取值范圍時，簡單斜率的置信區(qū)間不包含0（見圖2B），簡單斜率顯著。同時，在此范圍內(nèi)，自戀水平越強(qiáng)，共情關(guān)注與攻擊行為間的負(fù)性預(yù)測效應(yīng)越強(qiáng)，即共情關(guān)注對攻擊行為的削弱效應(yīng)值隨自戀水平的提高而增強(qiáng)。

4 討論

4.1 自戀與大學(xué)生攻擊行為的關(guān)系

以往研究表明自戀者存在更強(qiáng)的攻擊行為（Lambe et al., 2018）。本研究發(fā)現(xiàn)自戀對大學(xué)生攻擊行為存在正向預(yù)測作用，這與以往研究相一致，意味著自戀是導(dǎo)致攻擊行為的重要因素。本研究結(jié)果與自戀的核心概念相一致，鑒于自戀者的傲慢自大、自我中心性和敏感脆弱的自我高估，使其更傾向于將負(fù)性評價感知為威脅，直接體驗到強(qiáng)烈的憤怒情緒與受挫感知，進(jìn)而誘發(fā)更高的攻擊性（楊晨晨等, 2016）。同時，該結(jié)果也印證了自戀的動態(tài)調(diào)節(jié)模型，即為實現(xiàn)自我感知的優(yōu)越性，自戀者并不避諱將攻擊、暴力、欺凌等不適應(yīng)行為作為自我提升的重要策略（Pajevic et al.,2018）。

圖 2 共情關(guān)注在自戀和攻擊行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用圖（A）及其簡單斜率的變化（B）

4.2 觀點采擇和共情關(guān)注在自戀與大學(xué)生攻擊行為之間的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，觀點采擇和共情關(guān)注均能夠負(fù)向調(diào)節(jié)自戀與大學(xué)生攻擊行為之間的關(guān)系，且自戀得分越高，觀點采擇和共情關(guān)注對攻擊行為的削弱效應(yīng)越明顯。換言之，培養(yǎng)與提升觀點采擇和共情關(guān)注最有益于高自戀大學(xué)生。對于低自戀的大學(xué)生，觀點采擇和共情關(guān)注對攻擊行為的預(yù)測效果不顯著。高自戀者的核心特征是自我優(yōu)越性、自我中心、共情缺失等（Krizan & Herlache,2018），而觀點采擇和共情關(guān)注能夠提升其對自我與他人的準(zhǔn)確認(rèn)識，更恰當(dāng)?shù)卦u估潛在自我威脅，采用更符合實際的自我提升手段，進(jìn)而有效地抑制高自戀者的攻擊行為。相較而言，低自戀者能夠比較準(zhǔn)確地認(rèn)知自我，既不會過分解讀他人的負(fù)性評價，又不會采用不適宜的自我提升策略，因此觀點采擇和共情關(guān)注對攻擊行為的抑制作用可能不明顯。同時，自戀與觀點采擇、共情關(guān)注之間交互項均顯著且模式相似，在一定程度上支持了共情的兩階段模型（Decety, 2011），表明認(rèn)知共情與情緒共情是共情的兩個基本成分，且存在較高的相關(guān)性。前人研究發(fā)現(xiàn)共情缺失會增強(qiáng)輟學(xué)青少年自戀者的攻擊行為（Barry et al.,2014），本研究結(jié)果與之相一致，再次證明共情是抑制自戀者攻擊行為的重要因素。

此外，觀點采擇和共情關(guān)注對高自戀者攻擊行為的抑制作用也存在兩方面的差異。一方面，基于選點法所得簡單斜率分析圖來看，相較于共情關(guān)注，觀點采擇抑制高自戀者攻擊行為的斜率更大，效果更明顯且效率更高。另一方面，基于Johnson-Neyman 法所得斜率變化圖可知，觀點采擇抑制攻擊行為的作用范圍也要優(yōu)于共情關(guān)注，從自戀為-0.25 個標(biāo)準(zhǔn)分起即可發(fā)揮作用，意味著低于零標(biāo)準(zhǔn)分的少數(shù)低自戀者也能受益于觀點采擇的抑制效用。一項元分析研究發(fā)現(xiàn)，觀點采擇比共情關(guān)注更能有效地抑制攻擊態(tài)度與行為（趙陵波, 蔣宇婧, 任志洪, 2016）。當(dāng)前研究結(jié)果與之相一致，表明觀點采擇比共情關(guān)注更能有效地抑制高自戀者的攻擊行為。此外，該結(jié)果進(jìn)一步支持了共情的兩階段模型，強(qiáng)調(diào)認(rèn)知共情是情緒共情的基礎(chǔ)，并能強(qiáng)化感同身受的情緒體驗（張振等,2019）。

4.3 啟示與不足

本研究揭示了自戀對大學(xué)生攻擊行為的預(yù)測作用，以及觀點采擇與共情關(guān)注的緩沖作用，支持了自戀的自我調(diào)節(jié)模型和攻擊的I3理論，能夠為高校管理與教育工作提供積極的啟示。首先，鑒于自戀能夠正向預(yù)測大學(xué)生攻擊行為，因此高校管理者在德育培養(yǎng)過程中應(yīng)致力于降低大學(xué)生的自戀水平。其次，考慮到觀點采擇和共情關(guān)注均可有效抑制高自戀者的攻擊行為，因此高校教育者應(yīng)注重通過認(rèn)知訓(xùn)練、角色扮演等形式增強(qiáng)大學(xué)生的共情能力，進(jìn)而有效降低高自戀者的攻擊行為。最后，由于觀點采擇對高自戀者攻擊行為的抑制效用更顯著，因此，在資源受限時，教育者可優(yōu)先提倡培養(yǎng)與訓(xùn)練大學(xué)生的認(rèn)知共情。

不過，本研究存在兩方面的局限：一方面，考慮到當(dāng)前樣本取自西藏某高校在讀大學(xué)生群體，取樣范圍略窄，研究結(jié)論的普遍推廣性尚需檢驗。未來研究可于全國范圍內(nèi)開展大樣本調(diào)查。另一方面，當(dāng)前研究數(shù)據(jù)為橫段面數(shù)據(jù)，無法從嚴(yán)格意義上確定各變量之間的因果性論斷。未來研究可以結(jié)合交叉滯后設(shè)計和實驗研究法探究三者之間的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

（1）自戀與觀點采擇和攻擊行為顯著正相關(guān)，觀點采擇與共情關(guān)注顯著正相關(guān)，攻擊行為與觀點采擇、共情關(guān)注呈顯著負(fù)相關(guān)；（2）觀點采擇和共情關(guān)注均可負(fù)向調(diào)節(jié)自戀與攻擊行為的關(guān)系，兩者都能顯著抑制高自戀者的攻擊行為，卻無法影響低自戀者的攻擊行為。