靳娟娟 邵 蕾 黃瀟瀟 張亞利 俞國良

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

1 引言

攻擊是衡量個(gè)體社會(huì)適應(yīng)的重要指標(biāo), 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(gè)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(shì)(最高人民檢察院, 2022), 威脅著校園和社會(huì)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(gè)體因素以及暴力媒體接觸(Bushman & Anderson, 2015)、社會(huì)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(huì)排斥被認(rèn)為是引發(fā)青少年攻擊暴力的重要風(fēng)險(xiǎn)因素(Office of the Surgeon General et al., 2001), 并且已有大量研究對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)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(huì)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(huì)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(bào)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(píng)估工具、研究方法與設(shè)計(jì)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(huì)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(huì)排斥與攻擊的概念與評(píng)估

社會(huì)排斥是指?jìng)€(gè)體被他人(或團(tuán)體)排斥或拒絕時(shí), 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(cè)量方式主要分為社會(huì)測(cè)量法、問卷法和實(shí)驗(yàn)法(見表1)。以同伴提名法為主要形式的社會(huì)測(cè)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(duì)選擇標(biāo)準(zhǔn)的判斷可能存在個(gè)體差異; 而問卷法最具代表性的則是社會(huì)排斥量表, 通過采用李克特式自評(píng)量表衡量個(gè)體在日常生活中受到排斥的頻率。實(shí)驗(yàn)法測(cè)評(píng)社會(huì)排斥主要分為人機(jī)交互范式、面對(duì)面交互范式和書面材料范式。以網(wǎng)絡(luò)投球?yàn)榇淼娜藱C(jī)交互范式, 因操作簡(jiǎn)便被廣泛使用, 但不足之處在于虛擬環(huán)境中缺少互動(dòng), 降低了排斥情景的真實(shí)性。因此, 面對(duì)面交互范式克服了這一局限, 如相互認(rèn)識(shí)范式, 實(shí)現(xiàn)了人與人之間真實(shí)的交流和互動(dòng)。而書面材料范式如想象范式, 通過心理想象啟動(dòng)排斥體驗(yàn)。該類范式便于使用, 但可能對(duì)被排斥者的身心健康造成負(fù)面影響(Bernstein & Claypool, 2012)?？傮w而言, 這幾類范式彼此之間差異較大, 因而測(cè)量結(jié)果也較為多樣。

表1 社會(huì)排斥測(cè)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(duì)于攻擊的核心特征(如傷害性、故意性等)已形成共識(shí)。張麗華和苗麗(2019)認(rèn)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(qiáng)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(shí)間的穩(wěn)定性和跨情境的一致性(Tremblay & Belchevski, 2004)。對(duì)于攻擊的測(cè)量也主要有社會(huì)測(cè)量法、問卷法和實(shí)驗(yàn)法(見表2)。社會(huì)測(cè)量法主要采用班級(jí)戲劇法, 該方法被認(rèn)為是信效度較高的測(cè)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(dòng)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(tuán)隊(duì)編制的量表, 測(cè)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(shí)驗(yàn)測(cè)量范式則主要有競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)時(shí)和辣醬分配范式。競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)時(shí)范式由于比賽的競(jìng)爭(zhēng)性, 可能導(dǎo)致被試為了贏得游戲故意表現(xiàn)出干擾對(duì)手的行為。因此研究者在該范式的基礎(chǔ)上進(jìn)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(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)時(shí)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?？傮w而言, 無論哪一類方法, 都有其優(yōu)勢(shì)和局限, 研究者可以通過不同方法之間的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ), 控制共同方法偏差的影響。

表2 攻擊測(cè)量工具

1.2 社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系

社會(huì)排斥和攻擊的關(guān)系目前主要存在兩種觀點(diǎn), 一種觀點(diǎn)認(rèn)為, 社會(huì)排斥與攻擊相關(guān)顯著。一般攻擊模型(General aggression model)認(rèn)為, 環(huán)境因素和個(gè)體因素作為輸入變量, 通過改變個(gè)體的內(nèi)在狀態(tài)(情緒、認(rèn)知、喚醒), 引發(fā)攻擊行為(Anderson& Bushman, 2002)。該觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)社會(huì)排斥可能會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的攻擊水平。社會(huì)排斥作為一種不良刺激,在一定程度上會(huì)誘發(fā)個(gè)體的負(fù)性情緒和敵意認(rèn)知,導(dǎo)致攻擊行為發(fā)生。實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn), 被排斥者很可能會(huì)為互動(dòng)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(huì)排斥還可能增加對(duì)無關(guān)他人的攻擊(Rajchert et al., 2018; Zhang et al., 2019)。此外, 社會(huì)排斥還可以被當(dāng)作一種懲罰性手段, 用于減少個(gè)體的攻擊行為。如一項(xiàng)研究對(duì)高攻擊傾向的個(gè)體進(jìn)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(huì)排斥有效降低了其攻擊水平 (Poon & Teng, 2017)。

另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為, 社會(huì)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(huì)排斥并未誘發(fā)憤怒、痛苦等消極情緒, 而是導(dǎo)致個(gè)體處于生理或情緒的麻木狀態(tài)。同時(shí), 這種由社會(huì)排斥引發(fā)的認(rèn)知解體狀態(tài), 也會(huì)進(jìn)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(shí)證研究發(fā)現(xiàn), 社會(huì)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(jià), 因此在一定程度上會(huì)主動(dòng)抑制攻擊性沖動(dòng)(Chester, 2016; DeBono et al., 2017;Denson, 2015; Geniole et al., 2011)。上述結(jié)果表明,社會(huì)排斥并未增加攻擊。

綜上, 第一種觀點(diǎn)支持社會(huì)排斥可能引發(fā)負(fù)性情緒、敵意認(rèn)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(diǎn)認(rèn)為社會(huì)排斥并未引發(fā)負(fù)性情緒和認(rèn)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(fù)性情緒或認(rèn)知導(dǎo)致的攻擊沖動(dòng)。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(jìn)一步驗(yàn)證。總體來看, 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(huì)排斥與攻擊之間存在一定程度的正相關(guān)。

1.3 社會(huì)排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

對(duì)于整個(gè)領(lǐng)域而言, 任何一個(gè)單獨(dú)的研究都是基于研究者個(gè)性化的設(shè)計(jì)和樣本估計(jì)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(huì)排斥與攻擊關(guān)系的實(shí)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(píng)估工具、研究方法與設(shè)計(jì)等)不同有關(guān)。

性別可能影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。研究表明, 男性對(duì)控制或權(quán)力有著更強(qiáng)的需求, 面對(duì)威脅時(shí)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(huì)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(rèn)為, 女性比男性更重視社會(huì)交往中的關(guān)系問題, 因此女性通過關(guān)系攻擊以達(dá)到更大傷害效果。上述觀點(diǎn)存在較大爭(zhēng)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(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

年齡可能會(huì)影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn), 雖然社會(huì)排斥發(fā)生在整個(gè)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(gè)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(duì)人際危機(jī)更傾向于采取建設(shè)性的互動(dòng)方式(Stenseng et al., 2014)。因此, 社會(huì)排斥與攻擊之間的關(guān)系隨著年齡的增長將會(huì)變?nèi)?。綜上, 提出本研究的假設(shè)H3: 年齡能夠調(diào)節(jié)社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

社會(huì)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(huì)性行為, 存在著文化的差異(Bergeron & Schneider, 2005)。在具有個(gè)人主義價(jià)值體系的文化中, 被排斥者采取直接對(duì)抗方式的可能性更大, 而在具有集體主義價(jià)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(huì)減弱。此外, 相比集體主義文化, 在個(gè)人主義文化背景下, 攻擊被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)的有效手段(允許范圍內(nèi)), 因而對(duì)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(huì)排斥和攻擊的關(guān)系, 個(gè)體主義傾向越低, 兩者的相關(guān)越強(qiáng)。

攻擊類型也可能會(huì)影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。根據(jù)個(gè)體人格特點(diǎn)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(huì)排斥與特質(zhì)攻擊的關(guān)系更強(qiáng)。被排斥者更易表現(xiàn)出消極的情緒和認(rèn)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(huì)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(dòng)性攻擊和反應(yīng)性攻擊。研究發(fā)現(xiàn), 相比主動(dòng)性攻擊, 社會(huì)排斥與反應(yīng)性攻擊的相關(guān)性更強(qiáng)(Baumeister et al., 2000)。社會(huì)排斥很大程度上會(huì)使得個(gè)體在與他人建立聯(lián)結(jié)時(shí)遇到障礙, 弱化或中斷社會(huì)關(guān)系, 更易給個(gè)體帶來挫折和傷害。根據(jù)挫折?攻擊理論(Frustration?aggression theory), 個(gè)體的攻擊行為是對(duì)挫折的敵意性反應(yīng), 被排斥者出于報(bào)復(fù)的目的而采取被動(dòng)反擊(Dollard & Miller, 1939)。由此, 提出本研究的假設(shè)H5b: 攻擊類型(主動(dòng)性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)能夠調(diào)節(jié)社會(huì)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(shí)別和預(yù)防的方式, 實(shí)現(xiàn)傷害他人的目的。盡管個(gè)體做出了有違社會(huì)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(huì)條件下(現(xiàn)代社會(huì)文明規(guī)范或法治社會(huì)), 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(bào)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(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

社會(huì)排斥的測(cè)量工具可能影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。研究表明, 參與者對(duì)測(cè)量任務(wù)的心理體驗(yàn)往往對(duì)結(jié)果產(chǎn)生較大影響(Baumeister et al., 2009)。社會(huì)排斥的測(cè)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(duì)個(gè)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(huì)排斥結(jié)果的重要變量(Bernstein & Claypool, 2012)。另外, 社會(huì)排斥是一種復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象, 單個(gè)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(jìn)行綜合比較分析的研究。綜上, 本研究提出假設(shè)H6:社會(huì)排斥的測(cè)量工具能夠調(diào)節(jié)社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

攻擊的測(cè)量工具也可能影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。首先, 問卷測(cè)量的攻擊, 其題目數(shù)量和結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)結(jié)果造成一定的影響。如 BWAQ 問卷比BPAQ 問卷多一個(gè)維度, 有助于更全面的了解攻擊;使用簡(jiǎn)版攻擊問卷雖然省時(shí)省力, 但不可避免地會(huì)在測(cè)量過程中損失掉一些重要信息, 從而導(dǎo)致測(cè)量效果存在差別。其次, 實(shí)驗(yàn)范式測(cè)量的攻擊, 因個(gè)體對(duì)范式的理解差異而產(chǎn)生不同的效應(yīng)。如競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)時(shí)范式可能讓個(gè)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(cè)量結(jié)果的準(zhǔn)確性。而通過社會(huì)測(cè)量法所得的結(jié)果, 由于被試對(duì)于提名標(biāo)準(zhǔn)的理解和判斷存在個(gè)體差異, 可能會(huì)對(duì)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(cè)量工具能夠調(diào)節(jié)社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

此外, 研究方法和研究設(shè)計(jì)可能會(huì)影響社會(huì)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(cè)量不被社會(huì)接受的行為可能存在社會(huì)期望偏誤; 實(shí)驗(yàn)室條件下, 雖然控制了額外變量的干擾, 但嚴(yán)格的實(shí)驗(yàn)控制, 可能與真實(shí)的情景有較大差異, 都會(huì)對(duì)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(shí)水平。就研究設(shè)計(jì)而言, 相比橫斷研究,在縱向研究過程中, 社會(huì)排斥和攻擊都可能隨著時(shí)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(huì)對(duì)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(huì)排斥與攻擊的關(guān)系; 假設(shè)H9: 研究設(shè)計(jì)能夠調(diào)節(jié)社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系。

2 方法

2.1 文獻(xiàn)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(huì)排斥和攻擊的文獻(xiàn)。社會(huì)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(xué)位論文數(shù)據(jù)庫以及維普期刊數(shù)據(jù)庫進(jìn)行文獻(xiàn)檢索。社會(huì)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(fù)”“欺凌”。將兩類關(guān)鍵詞兩兩匹配, 進(jìn)行聯(lián)合搜索。文獻(xiàn)搜索時(shí)間截止為2022 年5 月, 共獲取文獻(xiàn)30683 篇。

使用EndNote X9 導(dǎo)入文獻(xiàn)并按照如下標(biāo)準(zhǔn)篩選: (1)須為實(shí)證研究, 排除純理論、綜述類及質(zhì)性研究; (2)同時(shí)測(cè)量了社會(huì)排斥和攻擊, 并至少報(bào)告了一個(gè)問卷的各維度或總分與另一個(gè)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(shí)驗(yàn)研究必須是實(shí)驗(yàn)組和控制組的對(duì)照, 對(duì)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(xué)位論文、會(huì)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(bào)告較為全面的一篇; (7)研究對(duì)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(shí)生活中的社會(huì)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(xiàn)篩選流程見圖1。最終符合元分析標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)92篇, 包含99 個(gè)獨(dú)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(xiàn)編碼與效應(yīng)值提取

對(duì)作者信息、出版年份、被試國籍、個(gè)體主義指數(shù)、年齡、相關(guān)系數(shù)、樣本量、男性比例、測(cè)量工具、研究方法與設(shè)計(jì)進(jìn)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(dú)立樣本為單位提取效應(yīng)值并編碼, 若同一篇文獻(xiàn)調(diào)查了多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分別進(jìn)行編碼; (2)若文獻(xiàn)只按被試特征(如男/女)分別報(bào)告了相關(guān), 則分別提取; (3)若研究是縱向研究, 則按首次測(cè)量結(jié)果提取效應(yīng)值; (4)若實(shí)驗(yàn)研究未報(bào)告相關(guān)系數(shù), 則分別錄入實(shí)驗(yàn)組和控制組的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量; (5)若原始文獻(xiàn)只報(bào)告了社會(huì)排斥和攻擊各個(gè)維度的皮爾遜相關(guān)矩陣, 則按照公式(Hunter &Schmidt, 2004)合成社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)系數(shù)。若文獻(xiàn)只報(bào)告了獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的t值、獨(dú)立性檢驗(yàn)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(jìn)行編碼(Card, 2012; Peterson & Brown, 2005)。此外,鑒于主動(dòng)性攻擊和反應(yīng)性攻擊相關(guān)較高, 原始文獻(xiàn)若沒有對(duì)其進(jìn)行控制, 則按照公式(Gravetter et al., 2020) 對(duì)社會(huì)排斥與主動(dòng)性攻擊/反應(yīng)性攻擊的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行校正。為使數(shù)據(jù)分布更接近正態(tài)分布, 先對(duì)相關(guān)系數(shù)r進(jìn)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(dòng)進(jìn)行Z值與r值的轉(zhuǎn)換)。所有編碼由兩位評(píng)分者獨(dú)立完成, 最終計(jì)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(xiàn)并與元分析研究專業(yè)人員討論, 達(dá)成一致后進(jìn)行更正。最終納入文獻(xiàn)的詳細(xì)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(yàn)

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(xiàn)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(zhǔn)確性(Rothstein et al., 2005)。本研究除了納入已出版的期刊和會(huì)議論文, 還盡力獲取沒有發(fā)表的學(xué)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(duì)發(fā)表偏差進(jìn)行了檢驗(yàn)。對(duì)于漏斗圖而言, 如果圖形左右對(duì)稱, 則表明發(fā)表偏差較小,對(duì)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(gè)陰性研究才能否定當(dāng)前元分析的結(jié)果, 若結(jié)果大于5k+ 10 (k=元分析中的文獻(xiàn)數(shù)), 則意味著發(fā)表偏差較小(Rosenthal,1995); 對(duì)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(jì)算效應(yīng)大小的方法主要采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。其中, 固定效應(yīng)模型假設(shè)不同的研究實(shí)際具有相同的效應(yīng),是隨機(jī)誤差導(dǎo)致了結(jié)果之間的差異; 隨機(jī)效應(yīng)模型則假設(shè)不同研究的實(shí)際效果可能不同, 而且不同的結(jié)果不僅受隨機(jī)誤差的影響, 而且還受研究被試和測(cè)量工具等的影響(Schmidt et al., 2009)。通過對(duì)所納入文獻(xiàn)的梳理, 不同的文獻(xiàn)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(cè)量工具等多方面存在差異, 這些差異很可能影響社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系, 因此本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

2.5 數(shù)據(jù)處理

采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3.0軟件對(duì)社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系進(jìn)行主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。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(gè)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(gè)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(xué)生、中學(xué)生和大學(xué)生)、社會(huì)排斥測(cè)量工具、攻擊測(cè)量工具、研究方法(社會(huì)測(cè)量法、問卷法、實(shí)驗(yàn)法、社測(cè)+問卷)、研究設(shè)計(jì)(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(gè)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(gè)水平下的效應(yīng)量個(gè)數(shù)應(yīng)不少于3 個(gè)。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)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(gè)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(shí)差異引起的。此外,Tau2是研究間總體效應(yīng)量變異的估計(jì),Tau2值(0.047)表明, 總變異存在組間差異的影響。說明在社會(huì)排斥與攻擊之間還存在著調(diào)節(jié)變量, 因此有必要進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.2 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

漏斗圖(見網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附圖1)顯示, 社會(huì)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(shí), 失安全系數(shù)Nfs為1286, 遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于臨界值505 (k= 99)。這說明, 若使社會(huì)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(xiàn); 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(yàn)

采用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)強(qiáng)度進(jìn)行主效應(yīng)分析。合并后當(dāng)前元分析共形成99個(gè)獨(dú)立的效應(yīng)量, 被試總?cè)藬?shù)為65564 人, 結(jié)果顯示社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)強(qiáng)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(biāo)準(zhǔn), 社會(huì)排斥與攻擊相關(guān)系數(shù)在[0.1, 0.4]之間時(shí),為中等相關(guān)。敏感性分析發(fā)現(xiàn), 排除任意一個(gè)樣本后的效果量r值在0.371～ 0.380 之間浮動(dòng), 表明元分析估計(jì)結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

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(duì)效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著(b= 0.10, 95% CI [?0.20, 0.40])。(2)個(gè)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(gè)體主義指數(shù)對(duì)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(xué)階段社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)最高, 大學(xué)階段相關(guān)最低。配對(duì)比較結(jié)果發(fā)現(xiàn), 除了幼兒階段不顯著以外, 小學(xué)階段均顯著高于中學(xué)和大學(xué)階段。說明隨著被試年齡的增長,社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系強(qiáng)度變?nèi)酢?4)亞組分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社會(huì)排斥測(cè)量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb=33.40,p< 0.001)。社會(huì)問題量表?教師評(píng)定表(TRF)測(cè)量的社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)最高, 而網(wǎng)絡(luò)投球范式(Cyberball)測(cè)量的社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)最低。配對(duì)比較結(jié)果發(fā)現(xiàn), 除了社會(huì)排斥量表(p= 0.64)不顯著以外, 網(wǎng)絡(luò)投球范式的測(cè)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(píng)定表測(cè)評(píng)的結(jié)果(p= 0.003)。(5)亞組分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),攻擊測(cè)量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb= 82.30,p<0.001)。采用班級(jí)戲劇法測(cè)量的社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)最高, 噪音范式測(cè)量的社會(huì)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(huì)測(cè)量法的研究結(jié)果較高, 而實(shí)驗(yàn)法的研究結(jié)果較低。(7)研究設(shè)計(jì)的調(diào)節(jié)作用顯著(Qb= 4.47,p= 0.03)。縱向研究的社會(huì)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(huì)排斥與攻擊的關(guān)系(Qb= 0.67,p= 0.41); 攻擊類型(主動(dòng)性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)能夠顯著調(diào)節(jié)社會(huì)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(huì)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(huì)排斥與攻擊的關(guān)系

本研究借助元分析方法對(duì)社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)強(qiáng)度從整體上進(jìn)行了估計(jì), 結(jié)果表明社會(huì)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(zhēng)議。該結(jié)果支持了一般攻擊模型的觀點(diǎn)。社會(huì)排斥作為一種不良刺激, 破壞個(gè)體平衡穩(wěn)定的內(nèi)在狀態(tài)(認(rèn)知、情感、喚醒任何一方的改變), 誘發(fā)憤怒情緒和敵對(duì)認(rèn)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(gè)體感知到通過順從獲得社會(huì)認(rèn)可是徒勞的, 認(rèn)為只有主動(dòng)出擊獲得掌控或支配地位, 才能免于二次傷害(排斥)的危險(xiǎn)(McQuade et al., 2016)。而不斷增強(qiáng)的對(duì)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(qiáng)調(diào)的是, 雖然攻擊只是社會(huì)排斥后的反應(yīng)傾向之一, 還可能出現(xiàn)親社會(huì)反應(yīng), 從進(jìn)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(huì)行為選擇時(shí), 社會(huì)排斥更易引發(fā)強(qiáng)烈的攻擊并抑制親社會(huì)行為(Hales et al., 2016)。親社會(huì)反應(yīng)實(shí)質(zhì)是個(gè)體對(duì)反社會(huì)沖動(dòng)有效控制的結(jié)果,說明即使社會(huì)排斥后出現(xiàn)親社會(huì)反應(yīng), 也無法避免有反社會(huì)(攻擊)傾向的出現(xiàn)。只是在特定情況下,個(gè)體被迫以社會(huì)期望的方式對(duì)待排斥者。這提示我們, 社會(huì)排斥引起的親社會(huì)反應(yīng)可能是表面性的、暫時(shí)的, 親社會(huì)行為的表象下可能暗藏著一定的攻擊性沖動(dòng)。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

研究結(jié)果表明, 性別對(duì)社會(huì)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(huì)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(shí)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(huì)排斥給不同性別的個(gè)體帶來的負(fù)面影響是相似的, 如誘發(fā)憤怒情緒, 報(bào)復(fù)或傷害對(duì)方、獲得優(yōu)勢(shì)地位等(Stenseng et al., 2014)。研究也發(fā)現(xiàn),社會(huì)排斥威脅個(gè)體的歸屬需要和關(guān)系需要, 而歸屬需要和關(guān)系需要對(duì)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(huì)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(duì)不同類型的攻擊進(jìn)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(duì)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(xué)生r= 0.45, 幼兒r= 0.34, 中學(xué)生r= 0.35,大學(xué)生r= 0.29, 小學(xué)生相關(guān)強(qiáng)度最大, 大學(xué)生相關(guān)強(qiáng)度最小。說明隨著年級(jí)的升高(除幼兒階段),二者關(guān)系的強(qiáng)度逐漸減弱, 這與一些實(shí)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?dòng)作先得到顯著發(fā)展,精力過剩且活動(dòng)量大, 在面對(duì)沖突時(shí)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(duì)較低。進(jìn)入小學(xué)階段, 個(gè)體的自我意識(shí)快速發(fā)展, 但認(rèn)知能力比較脆弱, 面臨人際威脅時(shí)容易表現(xiàn)出攻擊性。因?yàn)閷?duì)小學(xué)生來說, 實(shí)施攻擊容易, 但要抑制攻擊性沖動(dòng)則比較困難(Morales &Guerra, 2006)。隨著年齡的增長, 同伴關(guān)系在中學(xué)階段扮演重要角色。相比小學(xué)生, 中學(xué)生的認(rèn)知能力和自我監(jiān)控能力均得以提高, 個(gè)體會(huì)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(xué)階段, 自我意識(shí)的發(fā)展促進(jìn)了個(gè)體的社會(huì)化, 認(rèn)識(shí)到攻擊是不被社會(huì)規(guī)范所接受的, 加之道德約束力不斷提升和學(xué)校規(guī)章制度的制約, 面對(duì)人際沖突時(shí), 更傾向于有意識(shí)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(gè)體主義指數(shù)對(duì)社會(huì)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(gè)命運(yùn)共同體, 文化差異也逐漸縮小,呈現(xiàn)出個(gè)體主義逐漸增強(qiáng), 而集體主義相對(duì)式微的趨勢(shì)(黃梓航 等, 2018)。因此, 社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系受文化的影響較小。更值得強(qiáng)調(diào)的是, 當(dāng)前國際范圍內(nèi)社會(huì)排斥與攻擊的評(píng)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(shí)水平(Finneran et al.,2020)。雖然研究者們已注意到社會(huì)排斥后的行為反應(yīng)和攻擊作為一種社會(huì)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(duì)二者關(guān)系做深入剖析。

研究結(jié)果顯示, 攻擊類型(主動(dòng)性攻擊vs.反應(yīng)性攻擊)對(duì)社會(huì)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(huì)排斥對(duì)不同類型攻擊的影響不同, 對(duì)反應(yīng)性攻擊的影響可能更強(qiáng)。社會(huì)排斥是一種外在刺激源, 個(gè)體出于自我保護(hù)和防御的目的而做出的反應(yīng)本身是被動(dòng)性(反應(yīng)性)的。同時(shí), 社會(huì)排斥易使個(gè)體在與他人建立社會(huì)聯(lián)結(jié)時(shí)遭遇挫折和傷害。根據(jù)挫折?攻擊理論, 攻擊源于挫折。強(qiáng)烈的挫敗感往往促使被排斥者施加攻擊以達(dá)到報(bào)復(fù)、傷害排斥者的目的。而主動(dòng)性攻擊具有明確的目標(biāo)和計(jì)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(dòng)性攻擊與反應(yīng)性攻擊的高相關(guān)會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生較大影響, 未來的研究在分析社會(huì)排斥與一種攻擊的關(guān)系時(shí), 需要控制另一種攻擊對(duì)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(huì)排斥對(duì)各種攻擊類型的影響強(qiáng)度。如有些攻擊類型的效應(yīng)量少于3 個(gè)(內(nèi)隱攻擊)而無法納入分析, 可能對(duì)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(cè)量工具對(duì)社會(huì)排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。首先, 社會(huì)排斥的測(cè)量工具對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 驗(yàn)證了假設(shè)H6。該結(jié)果顯示, 采用同伴提名法測(cè)量的社會(huì)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(shí)狀況, 更能準(zhǔn)確分辨出被排斥的同伴。而采用其它方法會(huì)高估(或低估)兩者的關(guān)系。如網(wǎng)絡(luò)投球范式測(cè)量的社會(huì)排斥與攻擊的關(guān)系強(qiáng)度最低(r= 0.17), 可能是因?yàn)閷?shí)驗(yàn)室研究中對(duì)于社會(huì)排斥情境的嚴(yán)格操縱, 導(dǎo)致研究的外部效度較低。其次, 攻擊的測(cè)量工具對(duì)社會(huì)排斥與攻擊關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 驗(yàn)證了假設(shè)H7。結(jié)果顯示, 采用班級(jí)戲劇問卷測(cè)量的社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)最強(qiáng)(r= 0.62), 而采用噪音范式測(cè)量的二者之間的關(guān)系最弱(r= 0.18)。這可能是噪音作為實(shí)驗(yàn)的一部分,被試主要用于贏得比賽而不是傷害對(duì)方, 導(dǎo)致測(cè)量結(jié)果出現(xiàn)偏差。另外, 實(shí)驗(yàn)室環(huán)境中, 個(gè)體的一舉一動(dòng)都可能暴露在他人的監(jiān)視之下, 不利于個(gè)體展現(xiàn)真實(shí)的行為反應(yīng)(Klimstra et al., 2014), 從而對(duì)研究結(jié)果造成一定的影響。此外, 問卷測(cè)量雖然不會(huì)出現(xiàn)實(shí)驗(yàn)操縱的局限, 但給了被試一定的思考時(shí)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(cè)量工具對(duì)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(duì)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(jì)對(duì)社會(huì)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(huì)測(cè)量法), 要么偏低(實(shí)驗(yàn)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(bào)告者、測(cè)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(bǔ)短、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ), 一定程度上減少或控制了偏差。此外, 相比其他方法, 實(shí)驗(yàn)法對(duì)額外變量的嚴(yán)格控制, 盡可能分離了其他干擾因素對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的效應(yīng), 因而測(cè)量結(jié)果也低。其次, 就研究設(shè)計(jì)而言, 縱向研究的社會(huì)排斥與攻擊關(guān)系的強(qiáng)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(huì)排斥程度和攻擊性沖動(dòng)都可能隨時(shí)間的變化而上升或下降(Pouwels et al., 2016), 并隨時(shí)間的推移變得相對(duì)獨(dú)立, 從而造成兩者相關(guān)強(qiáng)度的減弱(Pouwels & Cillessen, 2013)。同時(shí), 在縱向研究涉及的時(shí)間跨度中, 家長和老師可能會(huì)加強(qiáng)對(duì)攻擊行為的干預(yù), 也會(huì)對(duì)二者的關(guān)系強(qiáng)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(huì)排斥與攻擊的相關(guān)強(qiáng)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(bào)告社會(huì)排斥與攻擊的相關(guān)系數(shù)或可供計(jì)算的效應(yīng)值, 還有一部分實(shí)驗(yàn)研究未設(shè)置控制組(將接納組的被試設(shè)置為對(duì)照組), 這在文獻(xiàn)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(píng)估二者關(guān)系; (2)當(dāng)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(kuò)大樣本范圍, 考察二者關(guān)系的外部效度; (3)亞組分析時(shí)個(gè)別亞組之間效應(yīng)值個(gè)數(shù)差異較大, 甚至無法滿足亞組分析的條件, 這可能會(huì)對(duì)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(dú)立且更具有隱蔽性。由于研究報(bào)告數(shù)量限制, 本研究未能對(duì)社會(huì)排斥與內(nèi)隱攻擊的關(guān)系進(jìn)行分析, 未來待原始研究的資料豐富后可進(jìn)一步確認(rèn)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(huì)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(xué)前階段, 隨著年齡的增長兩者的關(guān)系強(qiáng)度變?nèi)? (3) 攻擊類型的調(diào)節(jié)作用顯著,相比主動(dòng)性攻擊, 社會(huì)排斥與反應(yīng)性攻擊的關(guān)系更強(qiáng); (4)測(cè)量工具和研究方法與設(shè)計(jì)的調(diào)節(jié)作用顯著。網(wǎng)絡(luò)投球范式和噪音范式測(cè)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(qiáng)度變小, 存在衰減效應(yīng)。

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