靳娟娟 邵 蕾 黃瀟瀟 張亞利 俞國良

(1 北京教育學院思想政治教育與德育學院, 北京 100120) (2 中國人民大學教育學院, 北京 100872)(3 河北師范大學教育學院, 石家莊 050024) (4 中國人民大學心理研究所, 北京 100872)

1 引言

攻擊是衡量個體社會適應(yīng)的重要指標, 長期以來備受研究者關(guān)注。調(diào)查顯示, 青少年攻擊暴力已成為10～24 歲個體死亡的第三大因素, 且每年造成的醫(yī)療損失超過 210 億美元(National Center for Injury Prevention and Control (U.S.). Division of Violence Prevention, 2019)。在我國, 近5 年來未成年人暴力犯罪人數(shù)出現(xiàn)反彈, 且呈現(xiàn)低齡化趨勢(最高人民檢察院, 2022), 威脅著校園和社會安全。為減少暴力、犯罪等攻擊現(xiàn)象的發(fā)生, 諸多研究探討了攻擊的誘發(fā)因素, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)自戀人格(Rasmussen,2016)、憤怒情緒(Scott, 2015)等個體因素以及暴力媒體接觸(Bushman & Anderson, 2015)、社會排斥(Twenge et al., 2007)等環(huán)境因素均可能導(dǎo)致攻擊水平升高。在眾多因素中, 社會排斥被認為是引發(fā)青少年攻擊暴力的重要風險因素(Office of the Surgeon General et al., 2001), 并且已有大量研究對二者的關(guān)系進行了探究(Ettekal & Ladd, 2020; Li et al.,2019; Rajchert & Winiewski, 2016; 張珊珊 等, 2020)。然而, 其得出的結(jié)論卻并不一致。部分研究發(fā)現(xiàn),社會排斥與攻擊之間存在密切關(guān)系(Ettekal & Ladd,2020; Poon & Teng, 2017), 而另外一些研究結(jié)果卻表明, 社會排斥與攻擊相關(guān)不顯著 (Geniole et al.,2011; Ostrov, 2013)。此外, 兩者的相關(guān)程度在既有研究中亦存在較大差異, 相關(guān)系數(shù)r值從?0.02 到0.74 均有報告(陳欣銀 等, 1992; Fite et al., 2013;何忠霞, 2019)。目前, 尚不清楚這些差異是否由不同的被試特征(如性別、年齡和文化背景等)和研究特征(如評估工具、研究方法與設(shè)計等)所導(dǎo)致。鑒于上述問題, 本研究擬采用元分析的方法, 通過探討社會排斥與攻擊的總體相關(guān)性和可能的調(diào)節(jié)因素, 從宏觀角度得出更普遍、更精確的結(jié)論, 為攻擊的深入研究和預(yù)防提供更多的證據(jù)支持。

1.1 社會排斥與攻擊的概念與評估

社會排斥是指個體被他人(或團體)排斥或拒絕時, 其歸屬需求和關(guān)系需求受到阻礙的現(xiàn)象和過程(杜建政, 夏冰麗, 2008), 具有排斥、忽視、拒絕、孤立等多種表現(xiàn)形式。其測量方式主要分為社會測量法、問卷法和實驗法(見表1)。以同伴提名法為主要形式的社會測量法, 旨在利用同伴之間的相互選擇了解排斥狀況, 但該方法對選擇標準的判斷可能存在個體差異; 而問卷法最具代表性的則是社會排斥量表, 通過采用李克特式自評量表衡量個體在日常生活中受到排斥的頻率。實驗法測評社會排斥主要分為人機交互范式、面對面交互范式和書面材料范式。以網(wǎng)絡(luò)投球為代表的人機交互范式, 因操作簡便被廣泛使用, 但不足之處在于虛擬環(huán)境中缺少互動, 降低了排斥情景的真實性。因此, 面對面交互范式克服了這一局限, 如相互認識范式, 實現(xiàn)了人與人之間真實的交流和互動。而書面材料范式如想象范式, 通過心理想象啟動排斥體驗。該類范式便于使用, 但可能對被排斥者的身心健康造成負面影響(Bernstein & Claypool, 2012)。總體而言, 這幾類范式彼此之間差異較大, 因而測量結(jié)果也較為多樣。

表1 社會排斥測量工具

由于研究視角的不同, 攻擊的概念界定存在較大差異。但對于攻擊的核心特征(如傷害性、故意性等)已形成共識。張麗華和苗麗(2019)認為, 攻擊包含狀態(tài)攻擊和特質(zhì)攻擊。前者是有意傷害他人的行為(Anderson & Bushman, 2002), 強調(diào)攻擊的狀態(tài)性, 具有情境特異性(Campbell et al., 1985); 后者則是與狀態(tài)攻擊相關(guān)的人格特質(zhì)(Reyna et al.,2011), 具有跨時間的穩(wěn)定性和跨情境的一致性(Tremblay & Belchevski, 2004)。對于攻擊的測量也主要有社會測量法、問卷法和實驗法(見表2)。社會測量法主要采用班級戲劇法, 該方法被認為是信效度較高的測量青少年攻擊行為的研究方法(周宗奎, 萬晶晶, 2005)。問卷法最具代表性的是Buss 和Perry (1992)、Buss 和Warren (2000)編制的攻擊問卷, 但后者在前者的基礎(chǔ)上, 新增間接攻擊維度。之后, Raine 等(2006)編制了反應(yīng)性/主動性攻擊問卷, 用以研究攻擊的起因。但元分析結(jié)果表明, 這兩類攻擊高度相關(guān)(r= 0.68), 且往往相伴發(fā)生, 很難區(qū)分(Polman et al., 2007)。相比之下, Buss 團隊編制的量表, 測量了攻擊的不同方面和形式, 信效度較高, 得到了較為廣泛的使用。實驗測量范式則主要有競爭反應(yīng)時和辣醬分配范式。競爭反應(yīng)時范式由于比賽的競爭性, 可能導(dǎo)致被試為了贏得游戲故意表現(xiàn)出干擾對手的行為。因此研究者在該范式的基礎(chǔ)上進行了改編, 形成了噪音懲罰范式(Buckley et al., 2004)、冷水懲罰范式(Aydin et al., 2010)等;相比競爭反應(yīng)時范式, 辣醬分配范式無需精密儀器,且攻擊程度容易量化, 目前已被廣泛使用。總體而言, 無論哪一類方法, 都有其優(yōu)勢和局限, 研究者可以通過不同方法之間的優(yōu)勢互補, 控制共同方法偏差的影響。

表2 攻擊測量工具

1.2 社會排斥與攻擊的關(guān)系

社會排斥和攻擊的關(guān)系目前主要存在兩種觀點, 一種觀點認為, 社會排斥與攻擊相關(guān)顯著。一般攻擊模型(General aggression model)認為, 環(huán)境因素和個體因素作為輸入變量, 通過改變個體的內(nèi)在狀態(tài)(情緒、認知、喚醒), 引發(fā)攻擊行為(Anderson& Bushman, 2002)。該觀點強調(diào)社會排斥可能會增強個體的攻擊水平。社會排斥作為一種不良刺激,在一定程度上會誘發(fā)個體的負性情緒和敵意認知,導(dǎo)致攻擊行為發(fā)生。實證研究也發(fā)現(xiàn), 被排斥者很可能會為互動同伴選擇更沒吸引力的食物(Chow et al., 2008), 發(fā)出更大的噪音(Gaertner et al., 2008),分配更多的辣醬(Warburton et al., 2006)。不僅如此,社會排斥還可能增加對無關(guān)他人的攻擊(Rajchert et al., 2018; Zhang et al., 2019)。此外, 社會排斥還可以被當作一種懲罰性手段, 用于減少個體的攻擊行為。如一項研究對高攻擊傾向的個體進行干預(yù),讓其受到同伴的拒絕和排斥, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社會排斥有效降低了其攻擊水平 (Poon & Teng, 2017)。

另一種觀點則認為, 社會排斥與攻擊相關(guān)不顯著。根據(jù)情緒麻木假說(Emotional numbness hypothesis),社會排斥并未誘發(fā)憤怒、痛苦等消極情緒, 而是導(dǎo)致個體處于生理或情緒的麻木狀態(tài)。同時, 這種由社會排斥引發(fā)的認知解體狀態(tài), 也會進一步造成被排斥者的反應(yīng)遲鈍、回避自我覺察等, 避免了攻擊行為的發(fā)生(Baumeister et al., 2009; Twenge et al.,2003)。此外, 也有實證研究發(fā)現(xiàn), 社會排斥與攻擊相關(guān)不顯著, 被排斥者考慮到自己的攻擊行為可能需要付出高昂代價, 因此在一定程度上會主動抑制攻擊性沖動(Chester, 2016; DeBono et al., 2017;Denson, 2015; Geniole et al., 2011)。上述結(jié)果表明,社會排斥并未增加攻擊。

綜上, 第一種觀點支持社會排斥可能引發(fā)負性情緒、敵意認知或高度的生理喚醒, 驅(qū)使攻擊行為發(fā)生。以此為基礎(chǔ)的一般攻擊模型也得到眾多研究的支持(Anderson & Bushman, 2002; Ettekal & Ladd,2020; Poon & Teng, 2017), 具有較為廣泛的適用性。而情緒麻木假說支持的第二種觀點認為社會排斥并未引發(fā)負性情緒和認知, 生理和情緒的麻木致使被排斥者自我回避, 從而一定程度上避免了負性情緒或認知導(dǎo)致的攻擊沖動。但有研究指出, 情緒麻木是某些排斥類型特有的現(xiàn)象, 而且只適用于程度較重的排斥, 不能視作一般的反應(yīng)(DeWall et al.,2011)。因此, 該理論的適用性尚待進一步驗證?？傮w來看, 盡管攻擊不是所有排斥事件的共同反應(yīng),但可能代表了大多數(shù)被排斥者的普遍反應(yīng)。由此,本研究提出假設(shè)H1: 社會排斥與攻擊之間存在一定程度的正相關(guān)。

1.3 社會排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

對于整個領(lǐng)域而言, 任何一個單獨的研究都是基于研究者個性化的設(shè)計和樣本估計得出的結(jié)果,與總體情況可能存在一定的偏差。因此, 以往關(guān)于社會排斥與攻擊關(guān)系的實證研究結(jié)論高異質(zhì)的原因, 可能與不同研究者所選用的樣本特征(如性別、年齡和文化背景)和研究特征(如攻擊類型、評估工具、研究方法與設(shè)計等)不同有關(guān)。

性別可能影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。研究表明, 男性對控制或權(quán)力有著更強的需求, 面對威脅時可能比女性表現(xiàn)出更高水平的攻擊(Orue & Calvete,2011)。而女性的自我概念含有更多社會性成分, 受到排斥往往比男性表現(xiàn)出更早的自我調(diào)節(jié)行為, 其攻擊性也低 (Kochanska et al., 2001)。但Crick 等(1997)認為, 女性比男性更重視社會交往中的關(guān)系問題, 因此女性通過關(guān)系攻擊以達到更大傷害效果。上述觀點存在較大爭議, 因此, 有必要考慮性別在二者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。綜上, 本研究提出假設(shè)H2: 性別能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

年齡可能會影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn), 雖然社會排斥發(fā)生在整個生命周期, 但排斥和攻擊之間的聯(lián)系在童年期比在青春期更明顯(Cillessen & Mayeux, 2004)。從畢生心理發(fā)展的視角看, 隨著年齡的增長, 個體的身心發(fā)展愈加成熟,能夠更好地理解友誼和同伴地位之間的差異, 面對人際危機更傾向于采取建設(shè)性的互動方式(Stenseng et al., 2014)。因此, 社會排斥與攻擊之間的關(guān)系隨著年齡的增長將會變?nèi)?。綜上, 提出本研究的假設(shè)H3: 年齡能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

社會排斥與攻擊的關(guān)系還可能受到文化背景的影響。攻擊行為作為一種社會性行為, 存在著文化的差異(Bergeron & Schneider, 2005)。在具有個人主義價值體系的文化中, 被排斥者采取直接對抗方式的可能性更大, 而在具有集體主義價值體系的文化中, 講究“能忍自安, 息事寧人”, 這種關(guān)系往往會減弱。此外, 相比集體主義文化, 在個人主義文化背景下, 攻擊被認為是實現(xiàn)個人目標的有效手段(允許范圍內(nèi)), 因而對攻擊的接受度和容忍度也更高(Amad et al., 2021)。綜上, 本研究提出假設(shè)H4:文化背景能夠調(diào)節(jié)社會排斥和攻擊的關(guān)系, 個體主義傾向越低, 兩者的相關(guān)越強。

攻擊類型也可能會影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。根據(jù)個體人格特點的不同可將攻擊分為特質(zhì)攻擊和狀態(tài)攻擊。研究發(fā)現(xiàn), 社會排斥與特質(zhì)攻擊的關(guān)系更強。被排斥者更易表現(xiàn)出消極的情緒和認知傾向, 如特質(zhì)憤怒和敵意歸因(Boykina, 2019)。由此, 提出本研究的假設(shè)H5a: 攻擊類型(特質(zhì)攻擊vs.狀態(tài)攻擊)能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系; 其次,根據(jù)攻擊的起因可將其分為主動性攻擊和反應(yīng)性攻擊。研究發(fā)現(xiàn), 相比主動性攻擊, 社會排斥與反應(yīng)性攻擊的相關(guān)性更強(Baumeister et al., 2000)。社會排斥很大程度上會使得個體在與他人建立聯(lián)結(jié)時遇到障礙, 弱化或中斷社會關(guān)系, 更易給個體帶來挫折和傷害。根據(jù)挫折?攻擊理論(Frustration?aggression theory), 個體的攻擊行為是對挫折的敵意性反應(yīng), 被排斥者出于報復(fù)的目的而采取被動反擊(Dollard & Miller, 1939)。由此, 提出本研究的假設(shè)H5b: 攻擊類型(主動性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系; 最后, 按照攻擊形式可將其分為直接攻擊和間接攻擊。相比直接攻擊,受排斥者更傾向于使用間接攻擊(Klimstra et al.,2014)。間接攻擊以難以識別和預(yù)防的方式, 實現(xiàn)傷害他人的目的。盡管個體做出了有違社會規(guī)范的傷害行為, 但不易被察覺。因此, 間接攻擊比直接攻擊更安全且成本低。此外, 間接攻擊還形成了一種替代性攻擊策略, 在特定的社會條件下(現(xiàn)代社會文明規(guī)范或法治社會), 比直接攻擊更具適應(yīng)性。如既可以隱藏攻擊意圖, 又可以降低或避免被報復(fù)的可能性(Archer & Coyne, 2005)。由此, 提出本研究的假設(shè)H5c: 攻擊類型(直接攻擊vs.間接攻擊)能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

社會排斥的測量工具可能影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。研究表明, 參與者對測量任務(wù)的心理體驗往往對結(jié)果產(chǎn)生較大影響(Baumeister et al., 2009)。社會排斥的測量范式種類繁多, 且不同范式代表的排斥類型不同、程度不同, 因而對個體的心理影響也不同, 這些差異使得研究范式本身成了影響社會排斥結(jié)果的重要變量(Bernstein & Claypool, 2012)。另外, 社會排斥是一種復(fù)雜的社會現(xiàn)象, 單個范式所得結(jié)果可能缺乏外部效度, 但研究范式的繁多則可能導(dǎo)致研究結(jié)果的任務(wù)依賴性, 但目前并沒有進行綜合比較分析的研究。綜上, 本研究提出假設(shè)H6:社會排斥的測量工具能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

攻擊的測量工具也可能影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。首先, 問卷測量的攻擊, 其題目數(shù)量和結(jié)構(gòu)會對結(jié)果造成一定的影響。如 BWAQ 問卷比BPAQ 問卷多一個維度, 有助于更全面的了解攻擊;使用簡版攻擊問卷雖然省時省力, 但不可避免地會在測量過程中損失掉一些重要信息, 從而導(dǎo)致測量效果存在差別。其次, 實驗范式測量的攻擊, 因個體對范式的理解差異而產(chǎn)生不同的效應(yīng)。如競爭反應(yīng)時范式可能讓個體誤以為電擊是為了贏得比賽而不是傷害別人, 這一定程度上影響了測量結(jié)果的準確性。而通過社會測量法所得的結(jié)果, 由于被試對于提名標準的理解和判斷存在個體差異, 可能會對結(jié)果造成一定的影響。綜上, 本研究提出假設(shè)H7: 攻擊的測量工具能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

此外, 研究方法和研究設(shè)計可能會影響社會排斥與攻擊的關(guān)系。就研究方法而言, 單一的研究方法因無法控制共同方法偏差, 容易導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)高估或低估。如采用自陳式的方式測量不被社會接受的行為可能存在社會期望偏誤; 實驗室條件下, 雖然控制了額外變量的干擾, 但嚴格的實驗控制, 可能與真實的情景有較大差異, 都會對結(jié)果產(chǎn)生影響。而多種研究方法的結(jié)合可能更有利于全面地了解被試的心理狀態(tài)和行為反應(yīng), 其研究結(jié)果也更加接近真實水平。就研究設(shè)計而言, 相比橫斷研究,在縱向研究過程中, 社會排斥和攻擊都可能隨著時間的推移而發(fā)生變化, 如同伴關(guān)系的改善、攻擊行為的干預(yù)等, 會對二者的關(guān)系造成一定的影響(陳靜 等, 2022; Polman et al., 2007)。綜合以往元分析研究結(jié)論, 提出本研究假設(shè)H8: 研究方法能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系; 假設(shè)H9: 研究設(shè)計能夠調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系。

2 方法

2.1 文獻檢索與篩選

首先, 在英文數(shù)據(jù)庫(Web of Science, Elsevier SD, Medline, EBSCO-ERIC, SAGE Online Journals,PsycINFO, PsycArticles 和 ProQuest Dissertations and Theses)檢索篇名或摘要中包含社會排斥和攻擊的文獻。社會排斥的檢索詞包括“exclusion”或“ostracism” 或“rejection”, 攻擊的檢索詞包括“aggression”或“aggressive”或“violence”或“violent”或“bullying”。其次, 在中國知網(wǎng)期刊和博碩論文數(shù)據(jù)庫、萬方期刊和學位論文數(shù)據(jù)庫以及維普期刊數(shù)據(jù)庫進行文獻檢索。社會排斥的檢索詞包括“排斥”“拒絕”; 攻擊的檢索詞包括“攻擊” “暴力” “欺負”“欺凌”。將兩類關(guān)鍵詞兩兩匹配, 進行聯(lián)合搜索。文獻搜索時間截止為2022 年5 月, 共獲取文獻30683 篇。

使用EndNote X9 導(dǎo)入文獻并按照如下標準篩選: (1)須為實證研究, 排除純理論、綜述類及質(zhì)性研究; (2)同時測量了社會排斥和攻擊, 并至少報告了一個問卷的各維度或總分與另一個問卷的各維度或總分之間的積差相關(guān)系數(shù)(r), 或者能轉(zhuǎn)化為r的F值、t值、χ2值或一元線性回歸中的β值; (3)實驗研究必須是實驗組和控制組的對照, 對照組為接納組的將被排除; (4)樣本量大小明確; (5)除了期刊論文, 還包括學位論文、會議全文和書的章節(jié)等;(6)數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的僅取其中內(nèi)容報告較為全面的一篇; (7)研究對象為一般人群, 貧困生、留守兒童、精神病患者等特殊群體排除; (8)調(diào)查情境為現(xiàn)實生活中的社會排斥和一般意義上的攻擊, 排除網(wǎng)絡(luò)排斥、網(wǎng)絡(luò)欺凌、親密關(guān)系中的排斥與攻擊等。文獻篩選流程見圖1。最終符合元分析標準的文獻92篇, 包含99 個獨立研究, 總被試量為65564 名被試。

圖1 元分析篩選納入流程圖

2.2 文獻編碼與效應(yīng)值提取

對作者信息、出版年份、被試國籍、個體主義指數(shù)、年齡、相關(guān)系數(shù)、樣本量、男性比例、測量工具、研究方法與設(shè)計進行編碼(見表3)。本研究以皮爾遜相關(guān)系數(shù)(r)為效應(yīng)量, 效應(yīng)值的提取遵循以下原則: (1)以獨立樣本為單位提取效應(yīng)值并編碼, 若同一篇文獻調(diào)查了多個獨立樣本, 則分別進行編碼; (2)若文獻只按被試特征(如男/女)分別報告了相關(guān), 則分別提取; (3)若研究是縱向研究, 則按首次測量結(jié)果提取效應(yīng)值; (4)若實驗研究未報告相關(guān)系數(shù), 則分別錄入實驗組和控制組的平均值、標準差和樣本量; (5)若原始文獻只報告了社會排斥和攻擊各個維度的皮爾遜相關(guān)矩陣, 則按照公式(Hunter &Schmidt, 2004)合成社會排斥與攻擊的相關(guān)系數(shù)。若文獻只報告了獨立樣本t檢驗的t值、獨立性檢驗的χ2值、單因素方差分析的F值或一元線性回歸分析的β值, 則分別通過公式;r=β× 0.98 + 0.05 (β≥0);r=β× 0.98 (β< 0)], 先將其轉(zhuǎn)化為r值再進行編碼(Card, 2012; Peterson & Brown, 2005)。此外,鑒于主動性攻擊和反應(yīng)性攻擊相關(guān)較高, 原始文獻若沒有對其進行控制, 則按照公式(Gravetter et al., 2020) 對社會排斥與主動性攻擊/反應(yīng)性攻擊的相關(guān)系數(shù)進行校正。為使數(shù)據(jù)分布更接近正態(tài)分布, 先對相關(guān)系數(shù)r進行Fisher’sZ轉(zhuǎn)換。分析結(jié)束后, 為便于結(jié)果的解釋, 再將Z值轉(zhuǎn)換為r值(CMA 軟件自動進行Z值與r值的轉(zhuǎn)換)。所有編碼由兩位評分者獨立完成, 最終計算編碼一致性為93%。編碼出現(xiàn)不一致的情況, 經(jīng)查看原始文獻并與元分析研究專業(yè)人員討論, 達成一致后進行更正。最終納入文獻的詳細信息均可開放獲取(https://osf.io/j9rd8/)。

表3 納入分析的原始研究的基本資料

續(xù)表3

續(xù)表3

2.3 發(fā)表偏差控制與檢驗

發(fā)表偏差是指研究顯著的結(jié)果更容易被接收并發(fā)表, 導(dǎo)致在搜集文獻過程中, 難以獲取沒有顯著性結(jié)果的研究, 影響元分析結(jié)果的準確性(Rothstein et al., 2005)。本研究除了納入已出版的期刊和會議論文, 還盡力獲取沒有發(fā)表的學位論文,一定程度上控制了發(fā)表偏差。此外, 本研究在元分析過程中, 采用多種方法(漏斗圖、失安全系數(shù)Nfs、Egger’s 回歸法)對發(fā)表偏差進行了檢驗。對于漏斗圖而言, 如果圖形左右對稱, 則表明發(fā)表偏差較小,對元分析結(jié)果的影響較小(Light & Pillemer, 1984);失安全系數(shù)代表需要額外增加多少個陰性研究才能否定當前元分析的結(jié)果, 若結(jié)果大于5k+ 10 (k=元分析中的文獻數(shù)), 則意味著發(fā)表偏差較小(Rosenthal,1995); 對于Egger’s 回歸而言, 如果線性回歸的結(jié)果不顯著, 則表明發(fā)表偏差較小(Egger et al., 1997)。

2.4 模型選擇

目前, 元分析中計算效應(yīng)大小的方法主要采用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型進行分析。其中, 固定效應(yīng)模型假設(shè)不同的研究實際具有相同的效應(yīng),是隨機誤差導(dǎo)致了結(jié)果之間的差異; 隨機效應(yīng)模型則假設(shè)不同研究的實際效果可能不同, 而且不同的結(jié)果不僅受隨機誤差的影響, 而且還受研究被試和測量工具等的影響(Schmidt et al., 2009)。通過對所納入文獻的梳理, 不同的文獻在被試選擇(性別、年齡)、研究方法(橫斷研究 vs. 縱向研究)和變量的測量工具等多方面存在差異, 這些差異很可能影響社會排斥與攻擊的關(guān)系, 因此本研究采用隨機效應(yīng)模型進行估計。

2.5 數(shù)據(jù)處理

采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3.0軟件對社會排斥與攻擊的關(guān)系進行主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析采用元回歸或亞組分析并結(jié)合極大似然法考察結(jié)果是否顯著。本研究中調(diào)節(jié)變量涉及兩類: (1)連續(xù)調(diào)節(jié)變量。包括每個研究中男性占被試總?cè)藬?shù)的比例和被試所在國家或地區(qū)的個體主義指數(shù)(張亞利 等, 2021)。(2)分類調(diào)節(jié)變量。包括年齡(幼兒、小學生、中學生和大學生)、社會排斥測量工具、攻擊測量工具、研究方法(社會測量法、問卷法、實驗法、社測+問卷)、研究設(shè)計(橫斷研究、縱向研究)以及攻擊類型。需要說明的是, 亞組分析為了保證調(diào)節(jié)變量每個水平下的研究均能代表該水平, 參照既有研究(張亞利 等,2021), 每個水平下的效應(yīng)量個數(shù)應(yīng)不少于3 個。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明,Q值為 3073.69 (p<0.001),I2值為96.81%, 超過了Huedo-Medina 等(2006)提出的75%高異質(zhì)的原則。說明各個效應(yīng)值為高異質(zhì), 且有96.81%的變異是由效應(yīng)值的真實差異引起的。此外,Tau2是研究間總體效應(yīng)量變異的估計,Tau2值(0.047)表明, 總變異存在組間差異的影響。說明在社會排斥與攻擊之間還存在著調(diào)節(jié)變量, 因此有必要進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.2 發(fā)表偏差檢驗

漏斗圖(見網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附圖1)顯示, 社會排斥與攻擊關(guān)系的效應(yīng)值大多位于漏斗圖上方, 且均勻分布于中線兩側(cè); 失安全系數(shù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),在p值為0.05 時, 失安全系數(shù)Nfs為1286, 遠遠高于臨界值505 (k= 99)。這說明, 若使社會排斥與攻擊的關(guān)系變得不顯著, 則需要增加1286 篇陰性結(jié)果的文獻; 回歸截距法結(jié)果不顯著, 截距為0.84 (p=0.44)。上述結(jié)果均表明, 本研究不存在明顯的發(fā)表偏差。

3.3 主效應(yīng)檢驗

采用隨機效應(yīng)模型對社會排斥與攻擊的相關(guān)強度進行主效應(yīng)分析。合并后當前元分析共形成99個獨立的效應(yīng)量, 被試總?cè)藬?shù)為65564 人, 結(jié)果顯示社會排斥與攻擊的相關(guān)強度r= 0.38, 95%的置信區(qū)間為[0.34, 0.41], 不包含0 (見網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附圖2)。根據(jù)Lipsey 和Wilson (2001)提出的判斷標準, 社會排斥與攻擊相關(guān)系數(shù)在[0.1, 0.4]之間時,為中等相關(guān)。敏感性分析發(fā)現(xiàn), 排除任意一個樣本后的效果量r值在0.371～ 0.380 之間浮動, 表明元分析估計結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

首先, 連續(xù)調(diào)節(jié)變量中: (1)性別的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析發(fā)現(xiàn), 男性比例對效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著(b= 0.10, 95% CI [?0.20, 0.40])。(2)個體主義指數(shù)的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析發(fā)現(xiàn),個體主義指數(shù)對效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著(b=?0.0012, 95% CI [?0.0026, 0.0002])。其次, 分類調(diào)節(jié)變量中: (3)年齡的調(diào)節(jié)作用顯著(Qb= 9.51,p=0.02)。亞組分析結(jié)果表明, 小學階段社會排斥與攻擊的相關(guān)最高, 大學階段相關(guān)最低。配對比較結(jié)果發(fā)現(xiàn), 除了幼兒階段不顯著以外, 小學階段均顯著高于中學和大學階段。說明隨著被試年齡的增長,社會排斥與攻擊的關(guān)系強度變?nèi)酢?4)亞組分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社會排斥測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb=33.40,p< 0.001)。社會問題量表?教師評定表(TRF)測量的社會排斥與攻擊的相關(guān)最高, 而網(wǎng)絡(luò)投球范式(Cyberball)測量的社會排斥與攻擊的相關(guān)最低。配對比較結(jié)果發(fā)現(xiàn), 除了社會排斥量表(p= 0.64)不顯著以外, 網(wǎng)絡(luò)投球范式的測量結(jié)果均顯著低于同伴提名(p= 0.004)、拒絕范式(p= 0.025)和教師評定表測評的結(jié)果(p= 0.003)。(5)亞組分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),攻擊測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb= 82.30,p<0.001)。采用班級戲劇法測量的社會排斥與攻擊的相關(guān)最高, 噪音范式測量的社會排斥與攻擊的相關(guān)最低。(6)研究方法的調(diào)節(jié)作用顯著(Qb= 17.69,p=0.001)。使用社會測量法的研究結(jié)果較高, 而實驗法的研究結(jié)果較低。(7)研究設(shè)計的調(diào)節(jié)作用顯著(Qb= 4.47,p= 0.03)?？v向研究的社會排斥與攻擊的相關(guān)顯著低于橫斷研究。(8)攻擊類型(狀態(tài)攻擊vs.特質(zhì)攻擊)不能顯著調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系(Qb= 0.67,p= 0.41); 攻擊類型(主動性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)能夠顯著調(diào)節(jié)社會排斥與攻擊的關(guān)系(Qb=6.45,p= 0.01); 攻擊類型(直接攻擊vs.間接攻擊)不能顯著調(diào)節(jié)社會排斥和攻擊的關(guān)系(Qb= 0.32,p=0.57)。分類變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果詳見表4。

表4 分類變量調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

4 討論

4.1 社會排斥與攻擊的關(guān)系

本研究借助元分析方法對社會排斥與攻擊的相關(guān)強度從整體上進行了估計, 結(jié)果表明社會排斥與攻擊存在中等程度相關(guān)(r= 0.38), 與以往多數(shù)研究結(jié)果一致, 支持了假設(shè)H1, 也澄清了二者在相關(guān)性大小方面的爭議。該結(jié)果支持了一般攻擊模型的觀點。社會排斥作為一種不良刺激, 破壞個體平衡穩(wěn)定的內(nèi)在狀態(tài)(認知、情感、喚醒任何一方的改變), 誘發(fā)憤怒情緒和敵對認知, 導(dǎo)致攻擊行為發(fā)生(Scot, 2015)。此外, 排斥經(jīng)歷還可能讓個體感知到通過順從獲得社會認可是徒勞的, 認為只有主動出擊獲得掌控或支配地位, 才能免于二次傷害(排斥)的危險(McQuade et al., 2016)。而不斷增強的對他人的控制欲望, 最終導(dǎo)致被排斥者表現(xiàn)出更高水平的攻擊。值得強調(diào)的是, 雖然攻擊只是社會排斥后的反應(yīng)傾向之一, 還可能出現(xiàn)親社會反應(yīng), 從進化的角度這是適應(yīng)性的表現(xiàn)。但研究發(fā)現(xiàn), 給予攻擊或親社會行為選擇時, 社會排斥更易引發(fā)強烈的攻擊并抑制親社會行為(Hales et al., 2016)。親社會反應(yīng)實質(zhì)是個體對反社會沖動有效控制的結(jié)果,說明即使社會排斥后出現(xiàn)親社會反應(yīng), 也無法避免有反社會(攻擊)傾向的出現(xiàn)。只是在特定情況下,個體被迫以社會期望的方式對待排斥者。這提示我們, 社會排斥引起的親社會反應(yīng)可能是表面性的、暫時的, 親社會行為的表象下可能暗藏著一定的攻擊性沖動。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

研究結(jié)果表明, 性別對社會排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 未支持假設(shè)H2。說明社會排斥與攻擊的關(guān)系具有跨性別的一致性和普遍性。該結(jié)果支持了一些實證研究結(jié)果(劉璐, 2012; Tseng et al.,2013), 但與傳統(tǒng)的性別刻板印象并不一致?？赡艿脑蚴? 社會排斥給不同性別的個體帶來的負面影響是相似的, 如誘發(fā)憤怒情緒, 報復(fù)或傷害對方、獲得優(yōu)勢地位等(Stenseng et al., 2014)。研究也發(fā)現(xiàn),社會排斥威脅個體的歸屬需要和關(guān)系需要, 而歸屬需要和關(guān)系需要對男性和女性同樣重要, 出于防御產(chǎn)生的攻擊亦不受性別的影響(劉璐, 2012)。此外,也有研究者指出, 受到排斥后, 男性和女性采取的攻擊方式會有所不同, 男性更容易采取直接的身體攻擊和言語攻擊, 女性更多采用間接的關(guān)系攻擊(Pistella et al., 2020), 而對不同類型的攻擊進行平均和綜合可能掩蓋了性別差異(王姝瓊, 2008)。

研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn), 被試的年齡對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 支持了假設(shè)H3。相關(guān)系數(shù)從大到小分別是: 小學生r= 0.45, 幼兒r= 0.34, 中學生r= 0.35,大學生r= 0.29, 小學生相關(guān)強度最大, 大學生相關(guān)強度最小。說明隨著年級的升高(除幼兒階段),二者關(guān)系的強度逐漸減弱, 這與一些實證研究結(jié)果一致(Haselager et al., 2002; 劉露, 2020; Pedersen et al., 2007)?？赡苁怯變旱膭幼飨鹊玫斤@著發(fā)展,精力過剩且活動量大, 在面對沖突時容易表現(xiàn)出攻擊性(李俊, 1994)。但由于幼兒本身力量較弱, 因此攻擊性相對較低。進入小學階段, 個體的自我意識快速發(fā)展, 但認知能力比較脆弱, 面臨人際威脅時容易表現(xiàn)出攻擊性。因為對小學生來說, 實施攻擊容易, 但要抑制攻擊性沖動則比較困難(Morales &Guerra, 2006)。隨著年齡的增長, 同伴關(guān)系在中學階段扮演重要角色。相比小學生, 中學生的認知能力和自我監(jiān)控能力均得以提高, 個體會自覺地控制自己的行為和情緒以免破壞人際關(guān)系(王紅姣, 盧家楣, 2004)。到了大學階段, 自我意識的發(fā)展促進了個體的社會化, 認識到攻擊是不被社會規(guī)范所接受的, 加之道德約束力不斷提升和學校規(guī)章制度的制約, 面對人際沖突時, 更傾向于有意識地控制自己的情緒反應(yīng), 一定程度上降低了攻擊性(Fontaine et al., 2014)。這提示我們, 預(yù)防攻擊應(yīng)從較小年齡開始。

研究結(jié)果顯示, 個體主義指數(shù)對社會排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著, 未支持假設(shè)H4。表明兩者關(guān)系可能存在跨文化趨同效應(yīng)。其它有關(guān)同伴侵害與內(nèi)外化問題的元分析(廖友國 等, 2022), 以及自戀與攻擊性關(guān)系的元分析(張麗華, 朱賀, 2021)也未發(fā)現(xiàn)文化差異。這可能與全球文化的交融有關(guān),人類同屬一個命運共同體, 文化差異也逐漸縮小,呈現(xiàn)出個體主義逐漸增強, 而集體主義相對式微的趨勢(黃梓航 等, 2018)。因此, 社會排斥與攻擊的關(guān)系受文化的影響較小。更值得強調(diào)的是, 當前國際范圍內(nèi)社會排斥與攻擊的評估工具多是基于西方文化研發(fā)而成, 經(jīng)翻譯或修訂后的工具未必能反映出東方集體主義文化下的真實水平(Finneran et al.,2020)。雖然研究者們已注意到社會排斥后的行為反應(yīng)和攻擊作為一種社會性行為均具有文化差異(Bergeron & Schneider, 2005), 但跨文化的研究依然欠缺, 未來需要更多跨文化研究對二者關(guān)系做深入剖析。

研究結(jié)果顯示, 攻擊類型(主動性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)對社會排斥和攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著,支持了假設(shè)H5b, 未支持假設(shè)H5a 和H5c。表明社會排斥對不同類型攻擊的影響不同, 對反應(yīng)性攻擊的影響可能更強。社會排斥是一種外在刺激源, 個體出于自我保護和防御的目的而做出的反應(yīng)本身是被動性(反應(yīng)性)的。同時, 社會排斥易使個體在與他人建立社會聯(lián)結(jié)時遭遇挫折和傷害。根據(jù)挫折?攻擊理論, 攻擊源于挫折。強烈的挫敗感往往促使被排斥者施加攻擊以達到報復(fù)、傷害排斥者的目的。而主動性攻擊具有明確的目標和計劃, 并非由外在威脅帶來的挫折所引起, 因此兩者的關(guān)系可能較弱。值得注意的是, 主動性攻擊與反應(yīng)性攻擊的高相關(guān)會對結(jié)果產(chǎn)生較大影響, 未來的研究在分析社會排斥與一種攻擊的關(guān)系時, 需要控制另一種攻擊對結(jié)果的影響。與任何元分析一樣, 本研究結(jié)果受到現(xiàn)有證據(jù)的限制, 并不能全面地比較社會排斥對各種攻擊類型的影響強度。如有些攻擊類型的效應(yīng)量少于3 個(內(nèi)隱攻擊)而無法納入分析, 可能對研究結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。關(guān)于攻擊類型的調(diào)節(jié)作用, 今后還需做更多的工作予以澄清。

研究結(jié)果顯示, 測量工具對社會排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。首先, 社會排斥的測量工具對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 驗證了假設(shè)H6。該結(jié)果顯示, 采用同伴提名法測量的社會排斥與攻擊的關(guān)系更接近總效應(yīng)值, 這可能是由于同齡人比父母或老師更了解真實狀況, 更能準確分辨出被排斥的同伴。而采用其它方法會高估(或低估)兩者的關(guān)系。如網(wǎng)絡(luò)投球范式測量的社會排斥與攻擊的關(guān)系強度最低(r= 0.17), 可能是因為實驗室研究中對于社會排斥情境的嚴格操縱, 導(dǎo)致研究的外部效度較低。其次, 攻擊的測量工具對社會排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 驗證了假設(shè)H7。結(jié)果顯示, 采用班級戲劇問卷測量的社會排斥與攻擊的相關(guān)最強(r= 0.62), 而采用噪音范式測量的二者之間的關(guān)系最弱(r= 0.18)。這可能是噪音作為實驗的一部分,被試主要用于贏得比賽而不是傷害對方, 導(dǎo)致測量結(jié)果出現(xiàn)偏差。另外, 實驗室環(huán)境中, 個體的一舉一動都可能暴露在他人的監(jiān)視之下, 不利于個體展現(xiàn)真實的行為反應(yīng)(Klimstra et al., 2014), 從而對研究結(jié)果造成一定的影響。此外, 問卷測量雖然不會出現(xiàn)實驗操縱的局限, 但給了被試一定的思考時間,經(jīng)深思熟慮的回答可能帶有偏差(王姝瓊, 2008)?？傮w來看, 測量工具對研究結(jié)果的影響差異較大, 今后的研究需要慎重考慮, 尤其是對于不同形式和性質(zhì)的攻擊。

結(jié)果顯示, 研究方法與設(shè)計對社會排斥和攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 支持了假設(shè)H8 和H9。首先,就研究方法而言, 僅使用一種研究方法的結(jié)果要么偏高(社會測量法), 要么偏低(實驗法), 而多種方法結(jié)合的研究結(jié)果更接近總效應(yīng)值?？赡艿脑蚴?同一種研究方法有著同樣的數(shù)據(jù)來源、報告者、測量環(huán)境等, 無法控制共同方法偏差。而多種方法的結(jié)合可以取長補短、優(yōu)勢互補, 一定程度上減少或控制了偏差。此外, 相比其他方法, 實驗法對額外變量的嚴格控制, 盡可能分離了其他干擾因素對結(jié)果產(chǎn)生的效應(yīng), 因而測量結(jié)果也低。其次, 就研究設(shè)計而言, 縱向研究的社會排斥與攻擊關(guān)系的強度顯著低于橫斷研究, 表明縱向研究存在明顯的衰減效應(yīng)。這與類似的元分析結(jié)果一致(陳靜 等, 2022)。社會排斥程度和攻擊性沖動都可能隨時間的變化而上升或下降(Pouwels et al., 2016), 并隨時間的推移變得相對獨立, 從而造成兩者相關(guān)強度的減弱(Pouwels & Cillessen, 2013)。同時, 在縱向研究涉及的時間跨度中, 家長和老師可能會加強對攻擊行為的干預(yù), 也會對二者的關(guān)系強度產(chǎn)生影響(Troop-Gordon & Ladd, 2015)。

4.3 研究不足與展望

本研究利用元分析從總體上探討了社會排斥與攻擊的相關(guān)強度以及可能的調(diào)節(jié)因素, 為該主題的深入研究提供了證據(jù)支持, 但仍存在一些不足:(1)部分研究并未報告社會排斥與攻擊的相關(guān)系數(shù)或可供計算的效應(yīng)值, 還有一部分實驗研究未設(shè)置控制組(將接納組的被試設(shè)置為對照組), 這在文獻納入上造成了一定的損失。未來應(yīng)注重納入研究結(jié)果的全面性, 以便更全面地評估二者關(guān)系; (2)當前元分析只納入了普通兒童青少年群體, 研究結(jié)論難以推廣到特殊兒童青少年群體、在職成年人以及老年人群體, 未來研究可擴大樣本范圍, 考察二者關(guān)系的外部效度; (3)亞組分析時個別亞組之間效應(yīng)值個數(shù)差異較大, 甚至無法滿足亞組分析的條件, 這可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。如內(nèi)隱攻擊, 根據(jù)雙重攻擊理論模型, 內(nèi)隱攻擊與外顯攻擊相互獨立且更具有隱蔽性。由于研究報告數(shù)量限制, 本研究未能對社會排斥與內(nèi)隱攻擊的關(guān)系進行分析, 未來待原始研究的資料豐富后可進一步確認本研究的亞組分析結(jié)果是否穩(wěn)健。

5 研究結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn): (1)社會排斥與攻擊呈中等程度正相關(guān); (2) 兩者的關(guān)系不受性別和文化的調(diào)節(jié), 但受年齡的調(diào)節(jié), 除學前階段, 隨著年齡的增長兩者的關(guān)系強度變?nèi)? (3) 攻擊類型的調(diào)節(jié)作用顯著,相比主動性攻擊, 社會排斥與反應(yīng)性攻擊的關(guān)系更強; (4)測量工具和研究方法與設(shè)計的調(diào)節(jié)作用顯著。網(wǎng)絡(luò)投球范式和噪音范式測量的二者關(guān)系相關(guān)最低; 采用單一方法的研究結(jié)果偏低或偏高, 而多種方法結(jié)合的研究結(jié)果更接近總效應(yīng)值; 相比橫斷研究, 縱向研究中兩者的關(guān)系強度變小, 存在衰減效應(yīng)。

致謝:感謝河北大學李森博士、首都師范大學傅添博士、鄭州大學趙鳳青博士為本文修改提供的寶貴意見和幫助。