劉 麗,趙麗濤

(山西大學 教育科學學院,山西 太原 030006)

一 引言

近年來,暴力事件頻發(fā),引起社會各界的廣泛關注。憤怒是暴力行為的重要預測因素[1]。而且,頻繁經(jīng)歷強烈的憤怒會引發(fā)心臟病、高血壓和高膽固醇等癥狀,從而導致心腦血管疾病[2],也會引發(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制,為憤怒及暴力行為的預防與控制提供實證支持和理論依據(jù)。

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

McMaster家庭功能模型理論認為,家庭必須通過完成基本任務、發(fā)展任務和危機任務來實現(xiàn)其基本功能,為家庭成員身體、心理和社會等方面的健康發(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、情感反應能力、情感卷入程度和行為控制六個方面。家庭如果不能很好地實現(xiàn)這些基本功能,就很容易導致家庭成員出現(xiàn)各種臨床問題[5]?？腕w關系理論也認為,家庭是個體客體關系形成的基礎,而客體關系是影響個體心理健康發(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,并認為良好的家庭環(huán)境可以提高個體的溝通能力,幫助他們及時適當?shù)乇磉_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相關,母親的過度保護、拒絕與子女的戀愛暴力存在顯著的正相關[8]?；谝陨侠碚摷把芯康淖C據(jù),我們預期，家庭功能是影響個體憤怒的重要因素。

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

家庭是影響個體自尊的重要環(huán)境因素。大量研究結果表明,家庭功能與個體自尊之間的關系具有跨文化的一致性:和諧的家庭關系可促進孩子自我意識的發(fā)展[14];個體知覺到父母間的沖突越強烈、親子間的溝通越差,個體的自尊狀況越差[15];父母溫暖關懷能顯著正向預測兒童的自尊,父母的過度保護與拒絕可顯著負向預測兒童的自尊[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體及時、適當、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體憤怒更加強烈而持續(xù)。據(jù)此,我們預期自尊可能是家庭功能與憤怒之間的中介變量。本研究擬通過實證數(shù)據(jù)對這一觀點進行檢驗。

二 研究對象與方法

(一)研究對象

采用整群抽樣方法選取山西某高校學生為被試,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107人,大二年級90人,大三年級161人,大四年級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.家庭功能評定量表(Family Assessment Device, FAD)

采用李榮風等人修訂的Epstein等人編制的《家庭功能評定量表》[17]。該量表共有30個條目,采用李克特4點計分。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個維度。得分越高,說明個體的家庭功能越好。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個條目,采用李克特4點計分。量表為單一維度,得分越高,表明個體的自尊水平越高。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點計分。狀態(tài)憤怒子量表共15個條目,包含憤怒感覺、憤怒動作和憤怒言語3個維度;特質(zhì)憤怒子量表共10個條目,包含憤怒氣質(zhì)和憤怒反應2個維度。得分越高,表明個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進行數(shù)據(jù)處理。采用CFA法驗證各問卷的效度;采用Harman單因素法檢驗共同方法偏差;采用獨立樣本t檢驗考察憤怒的性別差異;采用積差相關探討各主要變量之間的關系;采用Bootstrap法檢驗中介效應。

(四)共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗進行統(tǒng)計控制,即將所有測量變量的項目進行未旋轉的主成分因素分析。結果顯示,總共有12 個因子的特征值大于1,并且第一個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重的共同方法偏差。

三 研究結果

(一)狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的性別差異

表1 大學生狀態(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,性別為自變量進行獨立樣本t檢驗。表1顯示男大學生的憤怒感覺(t(518)=7.55,p<0.001,Cohen's d=0.62)、憤怒動作(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生;而女大學生的憤怒氣質(zhì)(t(518)=-5.23,p<0.01,Cohen's d=0.46)、憤怒反應(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生。

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

對主要變量及其維度進行描述統(tǒng)計和Pearson相關分析發(fā)現(xiàn),各主要變量之間呈現(xiàn)顯著的相關關系,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)非常顯著的負相關(r=-0.20,p<0.01;r=-0.28,p<0.01),變量各個維度之間的相關系數(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(r=0.51,p<0.01),自尊與家庭功能各個維度之間的相關系數(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相關(r=-0.22,p<0.01;r=-0.27,p<0.01),變量維度之間的相關系數(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。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計結果及相關系數(shù)

(三)自尊的中介效應檢驗

1.自尊在家庭功能與狀態(tài)憤怒中的中介作用檢驗。運用潛變量結構方程模型驗證自尊在家庭功能對大學生狀態(tài)憤怒影響中的中介效應,構建模型。根據(jù)模型擬合指標可知,CFI=0.99,IFI=0.99,NFI=0.98,三項指標的相對擬和指數(shù)均大于0.95,RMSEA=0.06,且χ2/df=2.61 < 5,因此可以認定，數(shù)據(jù)與模型的擬合程度良好。

圖1 各變量間的關系模型

基于模型的擬合結果,采用Bootstrap法檢驗中介效應,各路徑系數(shù)如圖1所示。首先,家庭功能負向預測狀態(tài)憤怒,標準化的回歸系數(shù)分別為-0.16(p<0.01);其次,家庭功能正向預測自尊,標準化的回歸系數(shù)為0.54(p<0.001);最后,自尊負向預測狀態(tài)憤怒,標準化的回歸系數(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,可以發(fā)現(xiàn),自尊的間接效應值為(-0.06),根據(jù)中介作用的計算方法,ab/(ab+c’),得出部分中介效應占27.07%。

2.自尊在家庭功能與特質(zhì)憤怒中的中介作用檢驗。運用潛變量結構方程模型驗證自尊在家庭功能對大學生特質(zhì)憤怒影響中的中介效應,構建模型。根據(jù)模型擬合指標可知,CFI=0.98,IFI=0.98,NFI=0.96,三項指標的相對擬和指數(shù)均大于0.95,RMSEA=0.05,且χ2/df=2.48<5,因此可以認定，數(shù)據(jù)與模型的擬合程度良好。

基于模型的擬合結果,采用Bootstrap法檢驗中介效應,各路徑系數(shù)如圖2所示。首先,家庭功能負向預測特質(zhì)憤怒,標準化的回歸系數(shù)分別為-0.25(p<0.001);其次,家庭功能正向預測自尊,標準化的回歸系數(shù)為0.54(p<0.001);最后,自尊負向預測特質(zhì)憤怒,標準化的回歸系數(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,可以發(fā)現(xiàn),自尊的間接效應值為-0.10,根據(jù)中介作用的計算方法,ab/(ab+c’),得出部分中介效應占28.00%。

圖2 各變量間的關系模型

四 討論

(一)大學生狀態(tài)憤怒與特質(zhì)憤怒的性別差異

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

本研究結果顯示,女大學生的憤怒氣質(zhì)、憤怒反應以及特質(zhì)憤怒總分均非常顯著高于男大學生。這是生理因素與社會文化因素共同作用的結果。生理學研究發(fā)現(xiàn),女性的大腦灰質(zhì)、邊緣皮層體積比男性更大,荷爾蒙波動也比男性高,因此,女生有更強的負性情緒易感性。同時,女性具有比男性更好的情緒識別優(yōu)勢、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,社會文化對女性表達憤怒的限制,導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)大學生家庭功能、自尊與狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的關系

本研究結果發(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相關,家庭功能負向預測狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒。這與Avci和Gucray的研究結果一致[7],也契合客體關系理論?？腕w關系理論認為,家庭功能不良使客體不能及時滿足兒童自我的需要,導致其產(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,且正向預測個體自尊。這與史靖宇等人[22]的研究結果一致,也契合Migdal的“重要他人”自尊理論[23]。該理論認為,家庭成員是個體成長中的重要他人,與家庭成員間的良好關系會促進個體自我的發(fā)展。另外,家庭功能促進了個體在不同文化、背景和經(jīng)歷中新身份與舊身份的認同整合,使他們能在不同文化、背景和經(jīng)歷中快速適應,擁有更高的自尊[24]。

本研究結果發(fā)現(xiàn),個體自尊與狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒均呈顯著負相關,個體自尊可顯著負向預測狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒。自尊低的個體往往過于敏感,他們在被周圍人或自己低估的情況下常常帶有敵意和攻擊性,容易對威脅表現(xiàn)出高水平的憤怒情緒。而長期經(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,自尊高的個體能更好地管理自我意識,傾向于積極理解和思考,積極地表達憤怒,憤怒的累積效應相對較弱,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

本研究在驗證了大學生家庭功能對狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒的負向預測后,引入自尊這一中介變量對狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒起作用的具體過程進行探討。結果發(fā)現(xiàn),自尊對狀態(tài)憤怒和特質(zhì)憤怒均具有負向預測的作用,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顯著。此研究結果契合依戀理論的觀點[26]。其一,個體在成長過程中與父母形成穩(wěn)定的依戀關系,安全的依戀為個體提供了一個“安全基地”,幫助個體從中探索身份問題,并促進自我發(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體感受到父母提供的“安全基地”,從而幫助個體探索自我,提升自尊水平。其二,個體將與父母之間安全的依戀和積極的自我表征相聯(lián)系,可促進自己合理識別、表達和轉化情緒。換句話說,當個體擁有了對自我較高水平的體驗與感受后,便能夠更好地控制自己的憤怒情緒。

總之,本研究結果證明了自尊在家庭功能對憤怒的影響中起部分中介作用,加深了我們對憤怒影響因素及其作用機制的理解,對憤怒的預防和干預實踐具有一定的參考價值。首先,可以通過普及家庭心理健康教育而促進家庭功能的完善,提高家庭成員的自尊,從根本上預防家庭成員的憤怒。其次,在個體心理咨詢與治療中,可以通過重建與修復客體關系,幫助個體提高自尊,進而轉化其憤怒。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,及時處理家人的憤怒。

(四)研究局限與展望

本研究驗證了自尊在家庭功能對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、自尊和憤怒的長期效應和動態(tài)變化,未來研究可采用追蹤研究來進一步探討;第二,本研究全部采用自我報告法,對于憤怒這種一般人認為相對消極的情緒而言,可能存在方法偏差,未來研究有必要增加實驗室任務來測量個體的憤怒情緒,以更充分地揭示三者之間的關系;第三,在家庭功能對憤怒的影響機制中,除自尊外是否還存在另外的中介或調(diào)節(jié)變量,有待于未來研究補充。

五 結論

本研究結論如下: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,家庭功能正向預測自尊,負向預測憤怒,自尊在家庭功能對憤怒的影響中起部分中介作用。