金童林 陸桂芝 張 璐,3 烏云特娜 金祥忠

?

暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響：反芻思維與網(wǎng)絡(luò)道德的作用*

金童林1,2陸桂芝2張 璐2,3烏云特娜1金祥忠4

(1內(nèi)蒙古師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 呼和浩特 010020) (2哈爾濱師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 哈爾濱 150025) (3信陽學(xué)院社會(huì)科學(xué)學(xué)院, 河南 信陽 464000) (4國網(wǎng)吐魯番供電公司, 新疆 吐魯番 838000)

為探討暴力環(huán)境接觸、大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為、反芻思維及網(wǎng)絡(luò)道德之間的關(guān)系, 選取1000名大學(xué)生為被試, 采用暴力環(huán)境接觸問卷、網(wǎng)絡(luò)攻擊行為量表、反芻思維問卷及網(wǎng)絡(luò)道德問卷進(jìn)行測試。結(jié)果表明: (1)暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有顯著的正向影響, 并間接地通過反芻思維對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生作用; (2)網(wǎng)絡(luò)道德在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響中起顯著的調(diào)節(jié)作用, 具體而言, 在低網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸能顯著正向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 而在高網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著。

大學(xué)生; 暴力環(huán)境接觸; 反芻思維; 網(wǎng)絡(luò)道德; 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為

1 問題提出

隨著信息技術(shù)的迅猛發(fā)展, 互聯(lián)網(wǎng)在大學(xué)生群體中逐漸得到了普及。一方面, 借助于互聯(lián)網(wǎng)檢索的快速性特點(diǎn), 大學(xué)生的學(xué)習(xí)和工作效率得到了顯著提升; 另一方面, 憑借互聯(lián)網(wǎng)的匿名性和便利性特點(diǎn), 大學(xué)生在使用網(wǎng)絡(luò)時(shí)會(huì)表現(xiàn)出一些不良行為, 嚴(yán)重地影響身心健康, 其中, 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為(Online aggressive behavior)就是典型之一(李冬梅, 雷靂, 鄒泓, 2008; Kessel, Donnell, & Sminth, 2015)。網(wǎng)絡(luò)攻擊行為指大學(xué)生利用信息溝通技術(shù)對他人進(jìn)行有目的性的傷害, 從而獲得某種利益, 并且這種傷害行為是他人極力想避免的, 實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的工具包括手機(jī)、電腦、平板電腦等電子通信設(shè)備, 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為是傳統(tǒng)攻擊行為的衍生形式, 也是基于互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展出現(xiàn)的新攻擊形式(金童林, 陸桂芝, 張璐, 金祥忠, 王曉雨, 2017; 趙鋒, 高文斌, 2012; Grigg, 2010; Wong, Bullock, & Gable, 2011)。研究表明, 約75%的青少年和58%的大學(xué)生在使用網(wǎng)絡(luò)的過程中出現(xiàn)過網(wǎng)絡(luò)攻擊行為(Chapin, 2016; Kokkinos, Antoniadou, & Markos, 2016)。遭受到網(wǎng)絡(luò)攻擊的個(gè)體會(huì)出現(xiàn)焦慮、憤怒、抑郁等不良情緒體驗(yàn), 甚至產(chǎn)生注意缺損、人際緊張、自殺等社會(huì)功能受損問題(Bonanno & Hymel, 2013; Litwiller & Brausch, 2013; Pabian & Vandebosch, 2016; 胡陽, 范翠英, 2013), 這嚴(yán)重地影響了大學(xué)生正常的學(xué)習(xí)和生活。因此, 研究者有必要對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行探討, 從而為大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)防與干預(yù)提供理論支持。

1.1 暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系

暴力環(huán)境接觸(Violent exposure)是指個(gè)體知覺到所處環(huán)境中與暴力有關(guān)的信息, 它能夠增強(qiáng)個(gè)體的敵意和憤怒體驗(yàn), 進(jìn)而引發(fā)個(gè)體認(rèn)知、情緒、行為及生理喚醒的改變, 從而誘發(fā)攻擊行為(Butcher, Galanek, Kretschmar, & Flannery, 2015; Finkelhor, Turner, Ormrod, & Hamby, 2009; Schwartz & Proctor, 2000; 吳曉燕, 2012; 張林, 劉燊, 徐強(qiáng), 吳曉燕, 楊夢圓, 2017)。暴力環(huán)境接觸包括日常生活中真實(shí)的暴力環(huán)境接觸(如親身經(jīng)歷暴力事件、血腥場面等)和虛擬的媒體暴力環(huán)境接觸(如暴力視頻游戲接觸、暴力影視節(jié)目等)。然而, 以往的研究較多的關(guān)注了虛擬媒體的暴力環(huán)境接觸, 而對于現(xiàn)實(shí)生活中真實(shí)的暴力環(huán)境接觸關(guān)注相對較少, 因此, 本研究擬對這一問題進(jìn)行探討(劉元, 周宗奎, 張從麗, 魏華, 陳武, 2011; 魏華, 張叢麗, 周宗奎, 金瓊, 田媛, 2010; 張林等, 2017)。

按照社會(huì)學(xué)習(xí)理論的觀點(diǎn)(Bandura, 1977), 個(gè)體主要通過觀察學(xué)習(xí)的方式獲得暴力攻擊行為的圖式。在日常生活中, 當(dāng)個(gè)體直接暴露在暴力環(huán)境的刺激下, 就會(huì)內(nèi)隱性的習(xí)得攻擊行為的圖式, 這種圖式隨后會(huì)經(jīng)過認(rèn)知系統(tǒng)的深層加工, 并逐漸內(nèi)化為個(gè)體穩(wěn)定的攻擊圖式。當(dāng)這些個(gè)體在使用網(wǎng)絡(luò)時(shí), 他們會(huì)憑借著網(wǎng)絡(luò)的匿名性和便利性特點(diǎn)(李冬梅等, 2008), 將這些內(nèi)隱學(xué)習(xí)來的攻擊圖式再現(xiàn), 從而產(chǎn)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為。研究表明, 暴力環(huán)境接觸不僅會(huì)導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生焦慮、抑郁、睡眠障礙等不良的生理心理反應(yīng), 而且會(huì)導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)更多的外化行為問題, 進(jìn)而引發(fā)敵意認(rèn)知偏向, 產(chǎn)生“暴力脫敏效應(yīng)”, 誘發(fā)個(gè)體產(chǎn)生攻擊行為, 甚至暴力行為等(Burgers & Drabick, 2016; Bradshaw, Rodgers, Ghandour, & Garbarino, 2009; Howard, Kimonis, Mu?oz, & Frick, 2012; Kliewer & Lepore, 2015; 吳曉燕, 祝陽君, 方圣杰, 張林, 2012; 張林等, 2017)。因此, 基于以往的研究, 我們可以認(rèn)為, 暴力環(huán)境接觸是個(gè)體攻擊行為產(chǎn)生的主要前因變量, 它對于個(gè)體攻擊行為的產(chǎn)生起著重要的解釋作用。然而, 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為作為傳統(tǒng)攻擊行為的衍生形式(Wong, Bullock, & Gable, 2011; 金童林等, 2017), 暴力環(huán)境接觸能否對其產(chǎn)生顯著的解釋作用, 這在以往的研究中并沒有得到驗(yàn)證。故本研究基于社會(huì)學(xué)習(xí)理論, 提出假設(shè)H1：暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有顯著的預(yù)測作用。

1.2 反芻思維在暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的中介作用

反芻思維(Ruminative responses)指個(gè)體反復(fù)地關(guān)注與自身有關(guān)的消極情緒、思想或者行為狀態(tài), 并對這一消極的狀態(tài)反復(fù)地思考前因后果, 但個(gè)體并不積極地去考慮如何解決現(xiàn)實(shí)問題, 反芻思維是一種適應(yīng)不良的反應(yīng)風(fēng)格(Nolen-Hoeksema, 1991)。實(shí)證研究表明, 反芻思維不僅與暴力環(huán)境接觸呈顯著的正相關(guān), 而且暴力環(huán)境接觸是反芻思維的主要預(yù)測變量之一。基于互聯(lián)網(wǎng)的研究發(fā)現(xiàn), 網(wǎng)絡(luò)暴力環(huán)境接觸的青少年會(huì)反復(fù)思考被欺負(fù)的場景, 出現(xiàn)反芻思維, 反芻思維是青少年網(wǎng)絡(luò)受欺負(fù)與抑郁之間的中介變量(Feinstein, Bhatia, & Davila, 2014; Ruddle, Pina, & Vasquez, 2017; Sotelo & Babcock, 2013)。基于護(hù)士群體的研究發(fā)現(xiàn), 工作場所的暴力環(huán)境接觸、暴力次數(shù)等對反芻思維均有顯著的預(yù)測作用(袁芬芬, 吳惠萍, 黃茜茜, 2016)。此外, 相關(guān)研究表明, 反芻思維不僅與青少年手機(jī)成癮、睡眠質(zhì)量有關(guān), 而且會(huì)導(dǎo)致青少年出現(xiàn)自殺意念, 甚至攻擊行為、網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)行為等, 反芻思維是誘發(fā)青少年網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生的主要原因之一(劉慶奇, 周宗奎, 牛更楓, 范翠英, 2017; 劉旺, 田麗麗, 陸紅, 2014; Eisenlohr-Moul, Peters, & Dewal, 2016; García-Sancho, Salguero, & Fernández-Berrocal, 2016; Peters, Smart, Eisenlohr- moul, Geiger, Smith, & Baer, 2015; Slavish & Graham-Engeland, 2015)。

此外, 按照一般攻擊模型理論的觀點(diǎn)(General Aggressive Model, GAM), 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的產(chǎn)生與環(huán)境中的輸入變量(如暴力環(huán)境接觸、攻擊性環(huán)境等)及個(gè)體的信息加工過程(如反芻思維、敵意認(rèn)知等)有關(guān)(DeWall, Anderson, & Bushman, 2011)。當(dāng)大學(xué)生接觸暴力環(huán)境時(shí), 他們會(huì)將知覺到的暴力信息以輸入變量的形式輸入到信息加工機(jī)制中, 這些暴力性信息會(huì)刺激大學(xué)生的信息加工機(jī)制, 促使大學(xué)生持續(xù)性地思考這些暴力事件帶給自己的各種危害和創(chuàng)傷, 也就導(dǎo)致大學(xué)生出現(xiàn)反芻思維, 反芻思維的出現(xiàn)就會(huì)導(dǎo)致他們執(zhí)行功能受損、心理生理出現(xiàn)障礙, 攻擊圖式被激活, 進(jìn)而導(dǎo)致大學(xué)生的注意范圍縮小, 自我控制能力降低, 當(dāng)他們在使用網(wǎng)絡(luò)時(shí), 他們會(huì)按照激活的攻擊圖式的指引, 對他人實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為(Dickson, Ciesla, & Zelic, 2017; Whitmer & Gotlib, 2013; 陳驍, 馮正直, 2015)。因此, 基于文獻(xiàn)回顧, 我們可以推測, 暴力環(huán)境接觸會(huì)促使大學(xué)生產(chǎn)生反芻思維, 進(jìn)而導(dǎo)致大學(xué)生的敵意認(rèn)知水平升高, 自我控制能力降低, 最終誘發(fā)產(chǎn)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 即反芻思維是大學(xué)生暴力環(huán)境接觸與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的中介變量。于是, 提出本研究的假設(shè)H2：反芻思維在暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間起中介作用。

1.3 網(wǎng)絡(luò)道德在暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的調(diào)節(jié)作用

特質(zhì)道德脫離理論認(rèn)為, 當(dāng)大學(xué)生處于暴力性刺激較強(qiáng)的環(huán)境時(shí), 網(wǎng)絡(luò)道德水平較低的個(gè)體自我控制能力較弱, 沖動(dòng)水平較高, 容易表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 而網(wǎng)絡(luò)道德水平較高的個(gè)體能理性地分析攻擊行為帶來的不良后果, 進(jìn)而控制認(rèn)知沖動(dòng), 降低負(fù)性情緒體驗(yàn), 從而抑制攻擊行為的出現(xiàn)。因此, 當(dāng)大學(xué)生暴露在暴力性刺激線索之下時(shí), 其所出現(xiàn)的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為與其網(wǎng)絡(luò)道德水平的高低性調(diào)節(jié)有關(guān)(Egan, Hughes, & Palmer, 2015; Ogunfowora & Bourdage, 2014; Wang, Lei, Yang, Gao, & Zhao, 2016; 金童林等, 2017)。網(wǎng)絡(luò)道德(Internet moral)指個(gè)體在使用網(wǎng)絡(luò)的過程中需要恪守的道德規(guī)范, 這種道德規(guī)范來自于社會(huì)輿論、傳統(tǒng)習(xí)慣等, 并最終內(nèi)化為內(nèi)心的道德標(biāo)準(zhǔn), 它能調(diào)節(jié)個(gè)體在使用網(wǎng)絡(luò)過程中的言行(羅曉玲, 2007)。研究表明, 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)道德意識薄弱, 網(wǎng)絡(luò)道德水平相對較低, 網(wǎng)絡(luò)道德觀念不強(qiáng), 在使用網(wǎng)絡(luò)的過程中表現(xiàn)出較多的網(wǎng)絡(luò)失范行為(朱琳, 2016)。此外, 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)道德可以顯著地預(yù)測網(wǎng)絡(luò)偏差行為, 也可以預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)行為(馬曉輝, 雷靂, 2010; 葉寶娟, 鄭清, 姚媛梅, 趙磊, 2016)。因此, 基于特質(zhì)道德脫離理論, 我們可以認(rèn)為, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生作用的同時(shí), 還受到網(wǎng)絡(luò)道德的調(diào)節(jié)。由此提出本研究的假設(shè)H3：網(wǎng)絡(luò)道德在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響中起顯著的調(diào)節(jié)作用, 具體而言, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響會(huì)隨著網(wǎng)絡(luò)道德水平的不同而不同, 在低網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸能顯著正向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為。

綜上所述, 本研究基于社會(huì)學(xué)習(xí)理論、GAM理論、特質(zhì)道德脫離理論的觀點(diǎn), 擬探討暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響, 及反芻思維起到的中介作用和網(wǎng)絡(luò)道德起到的調(diào)節(jié)作用(假設(shè)模型見圖1), 以期為大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的長期干預(yù)提供理論指導(dǎo)。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群取樣法, 選取數(shù)所高校的部分本科生作為被試。根據(jù)專業(yè)類別分別選取應(yīng)用心理學(xué)專業(yè)、漢語言文學(xué)專業(yè)、軟件工程專業(yè)、水利水電工程等專業(yè), 分別從每個(gè)專業(yè)的大一、大二、大三、大四班級中各選取1個(gè)班級, 以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測。主試詳細(xì)講解指導(dǎo)語后, 所有被試約在30 分鐘內(nèi)完成全部問卷, 超過30分鐘的問卷均為無效問卷。研究共發(fā)放問卷1000份, 收回有效問卷834份, 有效率為83.4%。其中男生326人, 女生508人; 理科292人, 文科332人, 工科36人, 醫(yī)學(xué)174人; 大一382人, 大二151人, 大三217人, 大四84人; 被試年齡在17~25之間, 平均年齡為20.74 ± 1.58歲, 其中22人年齡信息缺失。

圖1 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為影響機(jī)制的假設(shè)模型

2.2 研究工具

2.2.1 暴力環(huán)境接觸問卷(Violence Exposure Questionnaire, VEQ)

采用Schwartz和Proctor (2000)編制的《暴力環(huán)境接觸問卷》, 中文版由吳曉燕(2012)修訂。該問卷主要測量個(gè)體在日常生活中知覺到的暴力刺激的程度, 被試得分越高, 說明其知覺到的暴力程度越高。問卷共25個(gè)條目, 采用1(從未)~5(總是)5點(diǎn)計(jì)分。在本研究中, 問卷整體的Cronbach α系數(shù)為0.98; 問卷效度指標(biāo)擬合良好(c2/= 3.53, IFI = 0.94, NFI = 0.92, CFI = 0.92, TLI = 0.91, SRMR = 0.05, RMSEA = 0.06)。

2.2.2 網(wǎng)絡(luò)攻擊行為量表(Online Aggressive Behavior Scale, OABS)

采用趙鋒和高文斌(2012)編制的《少年網(wǎng)絡(luò)攻擊行為量表》。該量表主要測量個(gè)體在使用網(wǎng)絡(luò)的過程中對他人實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的程度, 被試得分越高, 說明對他人實(shí)施的攻擊行為越嚴(yán)重。量表采用1(從不)~4(總是)4點(diǎn)計(jì)分, 包含了工具性攻擊和反應(yīng)性攻擊2個(gè)維度。在本研究中, 量表整體的Cronbach α系數(shù)為0.93, 2個(gè)維度Cronbach α系數(shù)為0.85、0.91; 問卷的效度指標(biāo)擬合良好(c2/= 2.73, NFI = 0.91, IFI = 0.92, CFI = 0.92, TLI = 0.90, SRMR = 0.05, RMSEA = 0.05)。

2.2.3 反芻思維問卷(Ruminative Responses Scale, RRS)

采用韓秀和楊宏飛(2009)修訂的《反芻思維量表》。該量表主要測量負(fù)性生活事件導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生反芻思維的水平狀況, 被試得分越高, 說明反芻思維程度越嚴(yán)重。問卷共22個(gè)條目, 采用1(從不)~4(總是)4點(diǎn)計(jì)分, 包含了癥狀反芻、強(qiáng)迫思考和反省深思3個(gè)維度。在本研究中, 該問卷整體的Cronbach α系數(shù)為0.95, 3個(gè)維度的Cronbach α系數(shù)在0.85~0.92之間; 問卷的效度指標(biāo)擬合良好(c2/= 3.20, NFI = 0.92, IFI = 0.91, CFI = 0.93, TLI = 0.92, SRMR = 0.05, RMSEA = 0.05)。

2.2.4 網(wǎng)絡(luò)道德問卷(Internet Moral Questionnaire, IMQ)

采用羅曉玲(2007)編制的《網(wǎng)絡(luò)道德問卷》。該問卷主要測量個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)道德水平狀況, 被試得分越高, 說明其使用網(wǎng)絡(luò)時(shí)的道德水平就越高。問卷共9個(gè)條目, 采用1(完全不同意)~7(完全同意)7點(diǎn)計(jì)分。在本研究中, 問卷整體的Cronbach α系數(shù)為0.81; 問卷的效度指標(biāo)擬合良好(c2/= 3.11, NFI = 0.94, IFI = 0.95, CFI = 0.97, TLI = 0.96, RMSEA = 0.05)。

2.3 數(shù)據(jù)處理及分析

采用SPSS 24.0、AMOS 21.0、Mplus 7.4統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。采用驗(yàn)證性因素分析驗(yàn)證各問卷的區(qū)分效度及結(jié)構(gòu)效度; 采用單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差; 采用積差相關(guān)探討各主要變量之間的關(guān)系; 采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 構(gòu)念效度的驗(yàn)證性因子分析

為檢驗(yàn)本研究中各主要變量(暴力環(huán)境接觸、反芻思維、網(wǎng)絡(luò)道德及大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為)的區(qū)分效度及聚斂效度, 采用Mplus 7.4軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。分析結(jié)果如表1所示。從表1可以看出, 單因子模型擬合效果極差(c2/= 10.98, CFI = 0.44, TLI = 0.46, RMSEA = 0.11), 這說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題(熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞, 2012); 四因子模型與其他競爭模型相比, 其擬合效果最佳(c2/= 3.35, CFI = 0.91, TLI = 0.89, RMSEA = 0.05), 這說明本研究中的四個(gè)變量具有較好的區(qū)分效度。此外, 各因子的因子負(fù)荷及值均達(dá)到了顯著性水平(α = 0.05), 沒有出現(xiàn)共線性問題, 各因子的平均方差抽取量(AVE)均高于0.5 (吳明隆, 2013), 這說明本研究中的各主變量均具有較好的聚斂效度。

3.2 暴力環(huán)境接觸、大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為、反芻思維及網(wǎng)絡(luò)道德間的相關(guān)分析

對各主變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和皮爾遜積差相關(guān)分析。結(jié)果表明, 暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為呈正相關(guān)(= 0.29,< 0.01); 暴力環(huán)境接觸與反芻思維呈正相關(guān)(= 0.22,< 0.01); 暴力環(huán)境接觸與網(wǎng)絡(luò)道德呈負(fù)相關(guān)(= ?0.14,< 0.01); 反芻思維與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為呈正相關(guān)(= 0.22,< 0.01); 反芻思維與網(wǎng)絡(luò)道德呈正相關(guān)(= 0.07,< 0.05); 網(wǎng)絡(luò)道德與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為呈負(fù)相關(guān)(= ?0.17,< 0.01)。其它各維度相關(guān)見表2。

3.3 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響機(jī)制分析

根據(jù)本研究的理論假設(shè), 運(yùn)用Mplus 7.4構(gòu)建研究模型, 如圖2。采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn), 研究共重復(fù)抽樣2000次(葉寶娟, 溫忠麟, 2013)。檢驗(yàn)過程分為3個(gè)步驟。首先, 對本研究中所有的測量項(xiàng)目進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理; 然后, 構(gòu)建中介效應(yīng)及暴力環(huán)境接觸與網(wǎng)絡(luò)道德的乘積項(xiàng)(吳艷, 溫忠麟, 侯杰泰, Marsh, 2011); 最后, 構(gòu)建研究模型并匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。模型擬合顯示理論模型與數(shù)據(jù)吻合, 模型各指標(biāo)均達(dá)到了臨界值(c2/= 2.45, CFI = 0.99, TLI = 0.98, SRMR = 0.03, RMSEA = 0.04)。

本研究數(shù)據(jù)運(yùn)行結(jié)果顯示, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為預(yù)測作用顯著(暴力環(huán)境接觸→大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為= 0.29,< 0.01), 其95%的置信區(qū)間為[0.176, 0.381]; 暴力環(huán)境接觸對反芻思維預(yù)測作用顯著 (暴力環(huán)境接觸→反芻思維= 0.23,< 0.01), 其95%的置信區(qū)間為[0.163, 0.303]; 反芻思維對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為預(yù)測作用顯著(反芻思維→大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為= 0.17,< 0.01), 其95%的置信區(qū)間為[0.108, 0.227]; 暴力環(huán)境接觸通過反芻思維對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的間接效應(yīng)大小為0.04, 其95%的置信區(qū)間為[0.025, 0.061], 置信區(qū)間內(nèi)不包含0, 說明反芻思維在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響中起著部分中介作用。同時(shí), 網(wǎng)絡(luò)道德對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為預(yù)測作用顯著(網(wǎng)絡(luò)道德→大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為= ?0.17,< 0.01), 其95%的置信區(qū)間為[?0.283, ?0.065]; 暴力環(huán)境接觸與網(wǎng)絡(luò)道德的交互項(xiàng)對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用顯著(暴力環(huán)境接觸×網(wǎng)絡(luò)道德→大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為= ?0.17,< 0.05), 其95%的置信區(qū)間為[?0.311, ?0.025], 說明網(wǎng)絡(luò)道德顯著地調(diào)節(jié)了暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系。綜上, 我們可以認(rèn)為, 暴力環(huán)境接觸不僅通過反芻思維的中介影響大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 而且網(wǎng)絡(luò)道德調(diào)節(jié)了暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系。

表1 各主變量的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果(n = 834)

注：基準(zhǔn)模型：包含暴力環(huán)境接觸、反芻思維、網(wǎng)絡(luò)道德及大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為4個(gè)因子; 三因子模型一：在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上, 將暴力環(huán)境接觸和反芻思維合并為1個(gè)因子; 三因子模型二：在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上, 將暴力環(huán)境接觸和網(wǎng)絡(luò)道德合并為1個(gè)因子; 三因子模型三：在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上, 將反芻思維和網(wǎng)絡(luò)道德合并為1個(gè)因子; 單因子模型：將4個(gè)變量合并為1個(gè)因子。

表2 各主要變量間的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣(n = 834)

注：*< 0.05,**< 0.01。

圖2 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為影響的內(nèi)部機(jī)制模型圖(標(biāo)準(zhǔn)化)

為進(jìn)一步分析網(wǎng)絡(luò)道德的調(diào)節(jié)效應(yīng), 本研究將網(wǎng)絡(luò)道德分為高分組(+ 1)和低分組(? 1)兩個(gè)組, 然后做出網(wǎng)絡(luò)道德在暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為間的簡單斜率檢驗(yàn)圖(如圖3)。結(jié)果表明, 在低網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有顯著的正向預(yù)測作用(Simple slope = 0.66,< 0.001), 其95%的置信區(qū)間為[0.402, 0.783]; 而在高網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著(Simple slope = 0.25,> 0.05), 其95%的置信區(qū)間為[?0.148, 0.677]。

圖3 網(wǎng)絡(luò)道德作為調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率檢驗(yàn)圖

4 討論

4.1 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為直接效應(yīng)討論

本研究發(fā)現(xiàn), 暴力環(huán)境接觸可以顯著地預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 這驗(yàn)證了本研究的假設(shè)H1, 這與以往的研究相對一致(張林等, 2017; Brady, Gormansmith, Henry, & Tolan, 2008; Bradshaw et al., 2009; Howard et al., 2012; Schwartz & Proctor, 2000)。這一結(jié)果也契合了一般學(xué)習(xí)模型理論的觀點(diǎn)(Buckley & Anderson, 2006; 張林等, 2017), 大學(xué)生暴露在具有暴力性刺激的線索下, 會(huì)自動(dòng)化的習(xí)得攻擊行為知識結(jié)構(gòu), 并且這些暴力性刺激會(huì)不斷地改變大學(xué)生原有的認(rèn)知結(jié)構(gòu), 這就導(dǎo)致大學(xué)生的認(rèn)知出現(xiàn)沖突, 內(nèi)部心理機(jī)制的平衡被打破, 為了適應(yīng)這種平衡被打破的狀態(tài), 大學(xué)生必須被動(dòng)地學(xué)習(xí)新的認(rèn)知觀念, 接受攻擊行為的圖式, 以緩解內(nèi)心的緊張和焦慮。當(dāng)大學(xué)生自動(dòng)化的習(xí)得了攻擊行為的圖式之后, 這就會(huì)導(dǎo)致大學(xué)生生理喚醒, 出現(xiàn)認(rèn)知沖動(dòng), 對攻擊行為的后果估計(jì)不足, 出現(xiàn)“暴力脫敏”現(xiàn)象, 進(jìn)而出現(xiàn)嚴(yán)重的攻擊行為或罪錯(cuò)行為等, 攻擊行為的出現(xiàn)會(huì)增強(qiáng)個(gè)體攻擊圖式的練習(xí)效應(yīng), 形成攻擊行為的長時(shí)效應(yīng), 并最終儲(chǔ)存內(nèi)化成個(gè)體長時(shí)記憶信息中的一部分(Carnagey, Anderson, & Bushman, 2007; 吳曉燕等, 2012)。當(dāng)然, 在目前的網(wǎng)絡(luò)社交環(huán)境下, 存在著諸多的暴力刺激信息, 大學(xué)生對這些信息的識別能力通常不高, 這些信息隨著網(wǎng)絡(luò)的匿名性特點(diǎn)隨意傳播, 形成了一種惡性的“暴力循環(huán)”。因而, 大學(xué)生很容易接觸到這些暴力信息, 也很容易暴露在網(wǎng)絡(luò)暴力的環(huán)境下, 這就導(dǎo)致大學(xué)生在潛移默化的過程中學(xué)習(xí)到更多關(guān)于網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的認(rèn)知圖式, 進(jìn)一步降低對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的控制感, 出現(xiàn)道德推脫現(xiàn)象, 并最終對他人實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為(Mcmahon, Felix, Halpert, & Petropoulos, 2009; 金童林等, 2017)。這一整個(gè)網(wǎng)絡(luò)侵犯過程使大學(xué)生內(nèi)化的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為圖式得到再現(xiàn), 他們在此過程中滿足了畸形的占有欲和控制欲, 強(qiáng)化了網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的認(rèn)知表征, 并進(jìn)一步使大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為圖式更具體, 同時(shí)增強(qiáng)了網(wǎng)絡(luò)攻擊行為圖式在記憶中存在的長期性。

4.2 反芻思維的中介機(jī)制討論

本研究發(fā)現(xiàn), 在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響機(jī)制中, 反芻思維起著部分中介作用, 這驗(yàn)證了本研究的假設(shè)H2。在日常生活中, 當(dāng)大學(xué)生接觸了暴力事件時(shí), 他們會(huì)在腦海里重復(fù)性地思考這些負(fù)性刺激, 重復(fù)性的思考就會(huì)導(dǎo)致大學(xué)生的注意范圍縮小, 認(rèn)知能力減弱, 對于外界的各種刺激敏感度下降, 這反過來又會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)大學(xué)生對于負(fù)性刺激的深度關(guān)注, 進(jìn)而導(dǎo)致大學(xué)生出現(xiàn)反芻思維, 反芻思維的出現(xiàn)會(huì)導(dǎo)致大學(xué)生部分社會(huì)功能受損, 人際交往功能退化(Dickson, Ciesla, & Zelic, 2017; Whitmer & Gotlib, 2013; 陳驍, 馮正直, 2015), 因而他們不能進(jìn)行正常的人際交流, 對他人容易產(chǎn)生敵意性的認(rèn)知偏差, 促使敵意水平升高, 攻擊性增強(qiáng), 當(dāng)他們在使用網(wǎng)絡(luò)的時(shí)候, 憑借著網(wǎng)絡(luò)的匿名性和便利性, 他們將現(xiàn)實(shí)生活中無法排遣的消極情緒肆意地發(fā)泄給網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中的其他個(gè)體, 對他人實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊行為(Eisenlohr-Moul et al., 2016; García-Sancho, Salguero, & Fernández- Berrocal, 2016; Guerra & White, 2017; Peters et al., 2015)。此外, 按照自我監(jiān)管執(zhí)行功能模型的觀點(diǎn)(Wells & Matthews, 1996), 大學(xué)生長期接觸暴力環(huán)境, 這會(huì)潛移默化地促使攻擊性人格的形成, 具有攻擊性人格傾向的大學(xué)生遇事不能冷靜, 容易產(chǎn)生暴力認(rèn)知和暴力情緒, 導(dǎo)致個(gè)體自我監(jiān)管執(zhí)行功能的失效, 出現(xiàn)反芻思維, 認(rèn)知水平下降, 沖動(dòng)水平升高, 自我控制能力降低, 對行為產(chǎn)生的后果不能合理地預(yù)估判斷, 以及對行為的應(yīng)對策略也不能正確合理地制定, 因而他們在使用網(wǎng)絡(luò)的時(shí)候極容易表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊行為。

4.3 網(wǎng)絡(luò)道德的調(diào)節(jié)機(jī)制討論

本研究發(fā)現(xiàn), 網(wǎng)絡(luò)道德顯著的調(diào)節(jié)了暴力環(huán)境接觸與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為間的關(guān)系, 具體來講, 在低網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸能顯著地正向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 而在高網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著, 這驗(yàn)證了本研究的假設(shè)H3。此外, 本研究也表明, 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)道德對于網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用具有明顯的抑制作用。由此可以說明, 高網(wǎng)絡(luò)道德水平的大學(xué)生, 他們在使用網(wǎng)絡(luò)的時(shí)候, 十分注重維護(hù)自己的形象, 會(huì)用較高標(biāo)準(zhǔn)的道德規(guī)范要求自己, 因而他們在網(wǎng)絡(luò)中的言行都受道德監(jiān)控系統(tǒng)的監(jiān)督, 即使接觸暴力環(huán)境時(shí), 他們的道德監(jiān)控系統(tǒng)并不允許他們對暴力性信息進(jìn)行模仿, 也會(huì)讓認(rèn)知加工系統(tǒng)對這些暴力信息進(jìn)行排斥, 不對負(fù)性信息進(jìn)行系統(tǒng)化的加工, 因而有效地減少了網(wǎng)絡(luò)攻擊行為; 相反, 低網(wǎng)絡(luò)道德水平的大學(xué)生, 他們在使用網(wǎng)絡(luò)的過程中只注重滿足內(nèi)心的私欲, 對網(wǎng)絡(luò)道德規(guī)范知之甚少, 對自身的道德約束能力不強(qiáng), 因而他們的道德監(jiān)控系統(tǒng)比較薄弱(金童林, 陸桂芝, 張璐, 閆萌智, 劉艷麗, 2016), 當(dāng)他們暴露在暴力線索下時(shí), 會(huì)內(nèi)隱性地學(xué)習(xí)攻擊圖式, 再憑借網(wǎng)絡(luò)匿名性的有利特點(diǎn), 輕易地對他人實(shí)施網(wǎng)絡(luò)攻擊, 也不會(huì)因?yàn)樽约簩λ嗽斐傻膫Χ械絻?nèi)疚自責(zé)。

4.4 不足與展望

本研究主要存在兩方面不足, 有待于未來的研究補(bǔ)充。一方面, 由于本研究全部采用的是自評數(shù)據(jù), 同時(shí)也是一次性收集的, 且本研究中大部分的變量都屬于消極的心理行為特征, 被試在作答的時(shí)候會(huì)考慮到社會(huì)贊許而出現(xiàn)虛假偏差, 而由于方法學(xué)的限制, 這些虛假偏差不能有效地分離出來。因此, 未來的研究可以結(jié)合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)或追蹤研究的方法, 降低這些偏差對研究帶來的影響。另一方面, 在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響機(jī)制中, 反芻思維和網(wǎng)絡(luò)道德是兩個(gè)不同的影響機(jī)制, 反芻思維是加速機(jī)制, 而網(wǎng)絡(luò)道德卻是抑制機(jī)制, 從某種程度上來說, 這兩種機(jī)制之間應(yīng)當(dāng)還存在著更深層的內(nèi)部機(jī)制來關(guān)聯(lián)它們之間的聯(lián)系, 局限于起初研究的思路, 本研究對此更深層的內(nèi)部機(jī)制無法繼續(xù)探討, 未來的研究可以從這方面入手, 進(jìn)一步的深化大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的發(fā)生發(fā)展機(jī)制。

5 結(jié)論

本研究得出主要結(jié)論如下：

(1)暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為有著顯著的正向影響, 并間接地通過反芻思維對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為產(chǎn)生作用。

(2)網(wǎng)絡(luò)道德在暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響中起顯著的調(diào)節(jié)作用, 具體而言, 在低網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸能顯著正向預(yù)測大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為, 而在高網(wǎng)絡(luò)道德水平下, 暴力環(huán)境接觸對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的預(yù)測作用不顯著。

Bandura, A. (1977).. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.

Bonanno, R. A., & Hymel, S. (2013). Cyber bullying and internalizing difficulties: Above and beyond the impact of traditional forms of bullying.(5), 685–697.

Bradshaw, C. P., Rodgers, C. R. R., Ghandour, L. A., & Garbarino, J. (2009). Social-cognitive mediators of the association between community violence exposure and aggressive behavior.(3), 199–210.

Brady, S. S., Gorman-Smith, D., Henry, D. B., & Tolan, P. H. (2008). Adaptive coping reduces the impact of community violence exposure on violent behavior among African American and Latino male adolescents.(1), 105–115.

Buckley, K. E., & Anderson, C. A. (2006). A theoretical model of the effects and consequences of playing video games. In P. Vorderer & J. Bryant (Eds.),(pp.363–378). Mahwah, NJ: LEA.

Burgers, D. E., & Drabick, D. A. G. (2016). Community violence exposure and generalized anxiety symptoms: Does executive functioning serve a moderating role among low income, urban youth?.(8), 1543–1557.

Butcher, F., Galanek, J. D., Kretschmar, J. M., & Flannery, D. J. (2015). The impact of neighborhood disorganization on neighborhood exposure to violence, trauma symptoms, and social relationships among at-risk youth.300–306.

Carnagey, N. L., Anderson, C. A., & Bushman, B. J. (2007). The effect of video game violence on physiological desensitization to real-life violence.(3), 489–496.

Chapin, J. (2016). Adolescents and cyber bullying: The precaution adoption process model.,(4), 719–728.

Chen, X., & Feng, Z. Z. (2015). Trait rumination and deficits of executive functions.,(6), 1065–1069.

[陳驍, 馮正直. (2015). 特質(zhì)反芻思維與執(zhí)行控制功能缺陷.(6), 1065–1069.]

DeWall, C. N., Anderson, C. A., & Bushman, B. J. (2011). The general aggression model: Theoretical extensions to violence.,(3), 245–258.

Dickson, K. S., Ciesla, J A., & Zelic, K. (2017). The role of executive functioning in adolescent rumination and depression.(1), 62–72.

Egan, V., Hughes, N., & Palmer, E. J. (2015). Moral disengagement, the dark triad, and unethical consumer attitudes.,, 123–128.

Eisenlohr-Moul, T. A., Peters, J. R., Pond, P. S. Jr., & Dewall, C. N. (2016). Both trait and state mindfulness predict lower aggressiveness via anger rumination: A multilevel mediation analysis.(3), 713–726.

Feinstein, B. A., Bhatia, V., & Davila, J. (2014). Rumination mediates the association between cyber-victimization and depressive symptoms.(9), 1732–1746.

Finkelhor, D., Turner, H., Ormrod, R., & Hamby, S. L. (2009). Violence, abuse, and crime exposure in a national sample of children and youth.(5), 1411–1423.

García-Sancho, E., Salguero, J. M., & Fernández-Berrocal, P. (2016). Angry rumination as a mediator of the relationship between ability emotional intelligence and various types of aggression.143–147.

Grigg, D. W. (2010). Cyber aggression: Definition and concept of cyberbullying.,(2), 143–156.

Guerra, R. C., & White, B. A. (2017). Psychopathy and functions of aggression in emerging adulthood: Moderation by anger rumination and gender.,(1), 35–45.

Han, X., & Yang, H. F. (2009). Chinese Version of Nolen-Hoeksema Ruminative Responses Scale (RRS) used in 912 college students: Reliability and validity.,(5), 550–551.

[韓秀, 楊宏飛. (2009). Nolen-hoeksema反芻思維量表在中國的試用. 中(5), 550–551.]

Howard, A. L., Kimonis, E. R., Mu?oz, L. C., & Frick, P. J. (2012). Violence exposure mediates the relation between callous-unemotional traits and offending patterns in adolescents.(8), 1237–1247.

Hu, Y., & Fan, C. Y. (2013). A Review of Researches into Adolescents' Cyberbullying Behavior., 5, 72–84.

[胡陽, 范翠英. (2013). 青少年網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)行為研究述評與展望.72–84.]

Jin, T. L., Lu, G. Z., Zhang, L., Jin, X. Z., & Wang, X, Y. (2017). The effect of trait anger on online aggressive behavior of college students: The role of moral disengagement.,(5), 605–613.

[金童林, 陸桂芝, 張璐, 金祥忠, 王曉雨. (2017). 特質(zhì)憤怒對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的影響：道德推脫的作用.(5), 605–613.]

Jin, T. L., Lu, G. Z., Zhang, L., Yan, M. Z., & Liu, Y, L. (2016). The effect of college students’ interpersonal needs on their online deviant behavior: The mediating effect of social anxiety.,, 84–89.

[金童林, 陸桂芝, 張璐, 閆萌智, 劉艷麗. (2016). 人際需求對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)偏差行為的影響:社交焦慮的中介作用., 84–89.]

Kessel, S. S., O'Donnell, L., & Smith, E. (2015). Trends in cyberbullying and school bullying victimization in a regional census of high school students, 2006-2012.,(9), 611–620.

Kliewer, W., & Lepore, S. J. (2015). Exposure to violence, social cognitive processing, and sleep problems in urban adolescents.(2), 507–517.

Kokkinos, C. M., Voulgaridou, I., & Markos, A. (2016). Personality and relational aggression: Moral disengagement and friendship quality as mediators.,, 74–79.

Li, D. M., Lei, L., & Zou, H. (2008). Characteristics and prospects of the adolescents’ deviant behaviors on internet.,(1), 95–97.

[李冬梅, 雷靂, 鄒泓. (2008). 青少年網(wǎng)上偏差行為的特點(diǎn)與研究展望.,(1), 95–97.]

Litwiller, B. J., & Brausch, A. M. (2013). Cyber bullying and physical bullying in adolescent suicide: The role of violent behavior and substance use.(5), 675–684.

Liu, Q. Q., Zhou, Z. K., Niu, G. F., &Fan, C. Y. (2017). Mobile phone addiction and sleep quality in adolescents: Mediation and moderation analyses.(12), 1524–1536.

[劉慶奇, 周宗奎, 牛更楓, 范翠英. (2017). 手機(jī)成癮與青少年睡眠質(zhì)量: 中介與調(diào)節(jié)作用分析.(12), 1524–1536.]

Liu, W., Tian, L. L., & Lu, H. (2014). Rumination and suicide ideation among Chinese working women: Moderating role of hope.,(1), 119–122.

[劉旺, 田麗麗, 陸紅. (2014). 職業(yè)女性反芻思維與自殺意念的關(guān)系:希望的調(diào)節(jié)作用.(1), 119–122.]

Liu, Y., Zhou, Z. K., Zhang, C. L., Wei, H., & Chen, W. (2011). Short-term effects of violent video games on implicit aggression in different aged female students.,(2), 157–159.

[劉元, 周宗奎, 張從麗, 魏華, 陳武. (2011). 暴力視頻游戲?qū)Σ煌挲g女性內(nèi)隱攻擊性的短時(shí)效應(yīng).(2), 157–159.]

Luo, X. L. (2007).(Unpublished master’s thesis). Central China Normal University, Wuhan.

[羅曉玲. (2007).(碩士學(xué)位論文)華中師范大學(xué), 武漢.]

Ma, X. H., & Lei, L. (2010). Adolescents’ internet morality and deviant behavior online.(10), 988–997.

[馬曉輝, 雷靂. (2010). 青少年網(wǎng)絡(luò)道德與其網(wǎng)絡(luò)偏差行為的關(guān)系.(10), 988–997.]

Mcmahon, S. D., Felix, E. D., Halpert, J. A., & Petropoulos, L. A. N. (2009). Community violence exposure and aggression among urban adolescents: Testing a cognitive mediator model.(7), 895–910.

Nolen-Hoeksema, S. (1991). Responses to depression and their effects on the duration of depressive episodes.(4), 569–582.

Ogunfowora, B., & Bourdage, J. S. (2014). Does honesty- humility influence evaluations of leadership emergence? The mediating role of moral disengagement.,(1), 95–99.

Pabian, S., & Vandebosch, H. (2016). An investigation of short-term longitudinal associations between social anxiety and victimization and perpetration of traditional bullying and cyberbullying.(2), 328–339.

Peters, J. R., Smart, L. M., Eisenlohr-Moul, T. A., Geiger, P. J., Smith, G. T., & Baer, R. A. (2015). Anger rumination as a mediator of the relationship between mindfulness and aggression: The utility of a multidimensional mindfulness model.(9), 871–884.

Ruddle, A., Pina, A., & Vasquez, E. (2017). Domestic violence offending behaviors: A review of the literature examining childhood exposure, implicit theories, trait aggression and anger rumination as predictive factors.154–165.

Schwartz, D., & Proctor, L. J. (2000). Community violence exposure and children's social adjustment in the school peer group: The mediating roles of emotion regulation and social cognition.(4), 670–683.

Slavish, D. C., & Graham-Engeland, J. E. (2015). Rumination mediates the relationships between depressed mood and both sleep quality and self-reported health in young adults. J(2), 204–213.

Sotelo, J. M., & Babcock, J. C. (2013). Bis/bas variables as moderators of the rumination-intimate partner violence link.(3), 233–242.

Wang, X. C, Lei, L., Yang, J. P., Gao, L., & Zhao, F. Q. (2016). Moral disengagement as mediator and moderator of the relation between empathy and aggression among Chinese male juvenile delinquents.,(2), 316–326.

Wei, H., Zhang, C. L., Zhou, Z. K., Jin, Q., & Tian, Y. (2010). Long-term and short-term effects of violent media on aggression of undergraduates.,(5), 489–494.

[魏華, 張叢麗, 周宗奎, 金瓊, 田媛. (2010). 媒體暴力對大學(xué)生攻擊性的長時(shí)效應(yīng)和短時(shí)效應(yīng).(5), 489–494.]

Wells, A., & Matthews, G. (1996). Modelling cognition in emotional disorder: The S-Ref model.(11-12), 881–885.

Whitmer, A. J., & Gotlib, I. H. (2013). An attentional scope model of rumination.(5), 1036–1061.

Wong, L. M., Bullock, L. M., & Gable, R. A. (2011). Cyberbullying: Practices to face digital aggression., 16(3), 317–325.

Wu, M. L. (2013).. Chongqing: Chongqing university press.

[吳明隆. (2013).. 重慶:重慶大學(xué)出版社.]

Wu, X. Y. (2012).(Unpublished master’s thesis). Ningbo University.

[吳曉燕. (2012).(碩士學(xué)位論文). 寧波大學(xué).]

Wu, X. Y., Zhu, Y. J., Fang, S. J., & Zhang, L. (2012). The new progresses in research on aggression behavior.(1), 56–59.

[吳曉燕, 祝陽君, 方圣杰, 張林. (2012). 關(guān)于攻擊行為研究的新進(jìn)展.(1), 56–59.]

Wu, Y., Wen, Z. L., Hou, J. T., & Marsh, H. W. (2011). Appropriate standardized estimates of latent interaction model without the mean structure.(10), 1219–1228.

[吳艷, 溫忠麟, 侯杰泰, Marsh, H. W. (2011). 無均值結(jié)構(gòu)的潛變量交互效應(yīng)模型的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì).,(10), 1219–1228.]

Xiong, H. X., Zhang, J., Ye, B. J., Zheng, X., & Sun, P. Z. (2012). Common method variance effects and the models of statistical approaches for controlling it.(5), 757–769.

[熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞. (2012). 共同方法變異的影響及其統(tǒng)計(jì)控制途徑的模型分析.(5), 757–769.]

Ye, B. J., & Wen, Z. L. (2013). A discussion on testing methods for mediated moderation models: Discrimination and integration.(9), 1050–1060.

[葉寶娟, 溫忠麟. (2013). 有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)方法:甄別和整合.(9), 1050–1060.]

Ye, B. J., Zheng, Q., Yao, Y. M., & Zhao, L. (2016). Moral disengagement on cyber-bullying: Mediating of internet morality and moderation of moral identity.,(6), 1105–1107.

[葉寶娟, 鄭清, 姚媛梅, 趙磊. (2016). 道德推脫對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)的影響:網(wǎng)絡(luò)道德的中介作用與道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用.(6), 1105–1107.]

Yuan, F. F., Wu, H. P, & Huang, Q. Q. (2016). Current situation and influencing factors of rumination of nurses suffered from workplace violence.(5), 610–613.

[袁芬芬, 吳惠萍, 黃茜茜. (2016). 遭受工作場所暴力護(hù)士反芻性沉思水平及其影響因素分析.,(5), 610–613.]

Zhang, L., Liu, S., Xu, Q., Wu, X. Y., & Yang, M. Y. (2017). Long-term effect of violence exposure in real-life on aggressive behaviors: A moderated mediation model.(1), 50–59.

[張林, 劉燊, 徐強(qiáng), 吳曉燕, 楊夢圓. (2017). 日常環(huán)境中的暴力暴露對攻擊行為的長期影響:一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型.(1), 50–59.]

Zhao, F., & Gao, W. B. (2012). Reliability and validity of the Adolescent Online Aggressive Behavior Scale.,(6), 439–444.

[趙鋒, 高文斌. (2012). 少年網(wǎng)絡(luò)攻擊行為評定量表編制及信效度檢驗(yàn).,(6), 439–444.]

Zhu, L. (2016). An investigation of the types and causes of college students’ online anomie behavior.(2), 88–95.

[朱琳. (2016). 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)行為失范的類型、成因與對策.(2), 88–95.]

The effect of violent exposure on online aggressive behavior of college students: The role of ruminative responses and internet moral

JIN Tonglin1,2; LU Guizhi2; ZHANG Lu2,3; WU Yuntena1; JIN Xiangzhong4

(1College of Education and Science, Inner Mongolia Normal University, Hohhot 010022, China) (2School of Education, Harbin Normal University, Harbin 150025, China) (3School of Social Sciences, Xinyang College, Xinyang 464000, China) (4Tulufan Electric Power Supply Company, State Grid, Tulufan 838000, China)

With the development of science, the internet has become an indispensable tool in college students' study and daily life. However, online aggressive behavior has become a much more serious problem for college students in recent few years. It is necessary to find out which factors have significant effects on online aggressive behavior of college students. According to the previous researches, the violent exposure was found to be able to predict aggressive behavior significantly. In addition, some theorists also have confirmed that ruminative responses and aggressive behavior are strongly related. However, as a special form of aggressive behavior, there was little research focused on online aggressive behavior and violent exposure. So the purposes of the present study is to explore the relationship between violent exposure, ruminative responses, internet moral and online aggressive behavior as well as the mechanism the effect of violent exposure on online aggressive behavior of college students.

A total sample of 1000 college students from some universities was selected, with 326 males and 508 females, the average age was 20.74-year-old. All subjects were gathered in the class and finished the questionnaires within about 30 minutes. The questionnaires included the Violent Exposure Questionnaire (VEQ), Online Aggressive Behavior Scale (OABS), Ruminative Responses Scale (RSS), and the Internet Moral Questionnaire (IMQ). Data was collected and analyzed with SPSS 24.0, Amos 21.0 and Mplus 7.4, and the bias-corrected percentile Bootstrap method was used to analyze the role of ruminative responses and internet moral between violent exposure and college students' online aggressive behavior. A single factor analysis was calculated to test the common method variance. Results showed that the study was in-existent common method variance.

The results show that: (1)The relationships between each pair of violent exposure, ruminative responses, internet moral and online aggressive behavior are correlated significantly and positively, the correlation coefficient ranges 0.07 from 0.96 (< 0.01); (2)The structural equation model (SEM) reveals that the data fits the theoretical model well (c2/= 2.45, CFI = 0.99, TLI = 0.98, SRMR = 0.03, RMSEA = 0.04). (3) Violent exposure has a significant direct effect on online aggressive behavior (= 0.29,< 0.01); Violent exposure has a significant direct effect on ruminative responses (= 0.23,< 0.01); Ruminative responses has a significant direct effect on online aggressive behavior (= 0.17,< 0.01); Internet moralhas a significant direct effect on online aggressive behavior (= ?0.17,< 0.01); Interaction has a significant direct effect on online aggressive behavior (= ?0.17,< 0.01). (4)Violent exposure has a significant indirect effect on online aggressive behavior through ruminative responses, and the confidence interval of 95% is [0.025, 0.061]; (5) Internet moral moderates the relation between violent exposure and online aggressive behavior of college students, that is, there is a significant positive relation between violent exposure and online aggressive behavior under the low internet moral level, however, there is a non-significant relation between violent exposure and online aggressive behavior under the high internet moral level.

It is concluded that in the structural equation model of violent exposure on online aggressive behavior of college students, ruminative responses plays a partial mediating role and internet moral moderates the direct effect. These findings suggest some measures of prevention and treatment for college students’ online aggressive behavior should be taken. Schools and families should set up a good core self-evaluation system in order to help them improve their moral level and eradicate online aggressive behavior.

college students; violent exposure; ruminative responses; internet moral; online aggressive behavior

B844; B849:C91

2017-10-20

* 國家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(BMA170035); 黑龍江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(17SHB050)。

烏云特娜, E-mail: wuyuntena@163.com

10.3724/SP.J.1041.2018.01051