青少年外顯、內隱攻擊傾向與敵意歸因偏差關系研究

杜怡然

（北京體育大學 北京 100084）

攻擊性行為（aggressive behavior）是生活中常見的一種現象，是指在他人不愿意的情況下，個體有意地去傷害他人的行為。[1]攻擊者通常偏向于注意敵意性的刺激，并且會對模棱兩可的情境做出敵意性的解釋[2]822，這種認知偏差被稱作敵意歸因偏差（hostile attribution bias），是一種負性的歸因方式[3]9。研究表明擁有這種傾向的個體更容易產生攻擊性行為[4]，同時與許多社會心理問題顯著正相關[5]。青少年時期通常是攻擊性行為高發時期[6]，因此對于青少年的敵意歸因偏差進行研究，能夠對其未來的攻擊性行為進行預測。

一、青少年敵意歸因偏差與攻擊傾向的研究綜述

Nasby等人最先發現了高攻擊性的男童在對社會信息解釋時存在歸因偏差，他們使用不同人際關系的圖片作為刺激材料，發現攻擊性高的男童在對圖片進行解讀時并不是根據圖片本身的性質，而是存在著歸因偏向。[7]Dodge等人讓小學兒童接受一些不同的情境刺激，發現在對于模棱兩可的情境中高攻擊性的兒童更傾向于進行敵意解讀，低攻擊性的兒童則會進行良性解讀。[3]11在對于中學生和少年犯的攻擊行為及敵意偏向研究中，李靜華等人發現少年犯的敵意歸因偏差顯著高于普通中學生，應當重視敵意歸因偏差在兒童及青少年攻擊行為發展過程當中的作用。[8]葉茂林等也同樣考察了少年犯與正常群體的歸因方式，發現了其與普通青少年的歸因方式差異。[9]喻豐同樣得出，攻擊性高者可能更多地將模棱兩可的情境做出敵意性的解釋。[2]827

楊治良等以攻擊者和被攻擊者的圖片為實驗材料，通過再認和偏好測驗來測量青少年學生的攻擊性行為，發現了攻擊性行為存在實驗性分離，證明了攻擊性是位于不同的心理層次，分為內隱攻擊和外顯攻擊。[10]周穎的研究也證實了這一點，即內隱攻擊性和外顯攻擊性的內部機制是相互分離的。[11]內隱攻擊性是一種更深層次的認知，個體具有了某種攻擊性并不意味著實施攻擊行為，而是需要外界因素，如果這種攻擊性受到啟動，則會形成攻擊性行為，如果能夠將這種攻擊性轉換成為親社會性，則能形成進取心和應對挫折的能力。[12]

褚禎以大學生為被試，采用不同的視頻材料來誘發被試的正性、中性、負性情緒，研究不同情緒狀態是否會對大學生的敵意歸因偏差產生影響，發現情緒對于大學生的敵意歸因偏差有顯著影響，消極情緒導致在關系應激情境中的敵意歸因偏差增加，而積極情緒會降低敵意歸因偏差，推斷消極情緒會使個體的敵意歸因偏差上升。同時發現，大學生的敵意歸因偏差與外顯攻擊呈顯著正相關，與內隱攻擊性的相關不顯著。[13]

為了在青少年中探究內隱、外顯攻擊傾向與敵意歸因偏差的關系，采用了Buss和Perry攻擊問卷中文版、偏好組詞實驗和敵意歸因偏差測量程序，并探究其對于敵意歸因偏差的預測能力。

二、青少年敵意歸因偏差與攻擊傾向的關系研究

（一）實驗參與者

12—18歲青少年54人，身體健康，視力或矯正視力正常。

（二）實驗材料

1.Buss和Perry攻擊性問卷中文版

選用李獻云[14]等人對Buss和Perry的攻擊性問卷的修訂版，共有29個項目，5點計分，得分越高個體攻擊性行為水平越高。目前，該問卷得到了廣泛的應用，其內部一致性系數為0.94，9周后的重測信度為在0.72—0.80之間，在本研究中ɑ=0.835。

2.敵意歸因偏差量表

敵意歸因偏差量表是從 Riemann的 Word Sentence Association Test for OCD[15]改編而來，問卷中包括多個模棱兩可的句子，每個句子會與一個敵意詞匯或良性詞匯組合呈現，參與者使用1—6的等級評分評估句子和詞語的相關程度，敵意歸因偏差的得分為敵意歸因與善意歸因的差值，其差值越大代表敵意歸因偏差越高。此種方法是為了避免參與者簡單地進行選擇，并能夠獲得一種更為直接的評估，限制反應偏差。

3.偏好組詞實驗

偏好組詞實驗[16]是一種間接測量的方法，在詞干補筆與偏好判斷的基礎上來考察青少年的內隱攻擊性的特征。同時從身體攻擊和言語攻擊方面來探討青少年之間的社會認知差異。

（三）實驗程序

首先，向被試者介紹實驗內容，承諾實驗結果將嚴格保密，被試同意后開始測試。

第一步：在電腦上填寫Buss和Perry攻擊問卷中文版。

第二步：使用E-prime程序進行敵意歸因偏差測量。

第三步：進行偏好組詞實驗。實驗材料通過電腦顯示器呈現給被試，施測過程中，對目標字采用拉丁方設計排列以避免呈現的空間誤差。要求被試快速在目標字中選一個字與探測字組成詞。

（四）數據分析

采用SPSS23.0對數據進行分析。剔除虛報率高于10%的數據，有效數據50人（男17人）。

三、結果與分析

（一）青少年攻擊傾向與敵意歸因偏差的相關分析

首先采用相關分析來分析敵意歸因偏差與內隱攻擊傾向（內隱攻擊）、外顯攻擊傾向（軀體攻擊、言語攻擊、憤怒、敵意）各因子之間的相關關系（見表1），發現敵意歸因偏差與軀體攻擊、敵意、內隱攻擊共三項之間呈現出顯著性，相關系數值分別是0.352、0.311、0.501，意味著敵意歸因偏差與軀體攻擊，敵意、內隱攻擊之間有著正相關關系。同時，敵意歸因偏差與言語攻擊、憤怒兩項之間未呈現出顯著性，相關系數值接近于0，說明敵意歸因偏差與言語攻擊、憤怒之間無相關關系。

表1 青少年外顯、內隱攻擊傾向和敵意歸因偏差各因子的相關系數

（二）青少年攻擊傾向與敵意歸因偏差的多元回歸

從表2可以看出，將軀體攻擊、言語攻擊、憤怒、敵意、內隱攻擊5個因子作為預測變量，而將敵意歸因偏差作為效標變量進行線性回歸分析。結果顯示，模型R2為0.381，意味著各因子的聯合解釋變異量為38.1%（F=5.411，p=0.001＜0.05）。建立的標準回歸方程為：敵意歸因偏差=-21.260+0.429×軀體攻擊+0.107×言語攻擊-0.724×憤怒+0.331×敵意+1.246×內隱攻擊。

表2 青少年外顯、內隱攻擊傾向與敵意歸因偏差的多元回歸

另外，針對模型的多重共線性進行檢驗發現，VIF值均小于5，不存在共線性問題；D-W值在數字2附近，說明模型不存在自相關性，樣本數據之間并沒有關聯關系，模型較好。

四、結論

軀體攻擊的回歸系數值為0.429（t=2.004，p=0.051＞0.05），意味著軀體攻擊不會對敵意歸因偏差產生影響關系。言語攻擊的回歸系數值為0.107（t=0.235，p=0.815＞0.05），意味著言語攻擊不會對敵意歸因偏差產生影響關系。憤怒的回歸系數值為-0.724（t=-2.173，p=0.035＜0.05），意味著憤怒會對敵意歸因偏差產生顯著的負向影響關系。敵意的回歸系數值為0.331（t=1.339，p=0.187＞0.05），意味著敵意不會對敵意歸因偏差產生影響關系。內隱攻擊的回歸系數值為1.246（t=3.327，p=0.002＜0.01），意味著內隱攻擊詞會對敵意歸因偏差產生顯著的正向影響關系。

總結分析可知，內隱攻擊性會對敵意歸因偏差產生顯著的正向影響關系，憤怒會對敵意歸因偏差產生顯著的負向影響關系，但是軀體攻擊、言語攻擊、敵意并不會對敵意歸因偏差產生影響關系。

憤怒因子維度對于敵意歸因偏差能夠產生顯著的負向影響關系驗證了褚禎[13]的結論，即情緒對于敵意歸因偏差的顯著影響；也得出了不同的結論，即內隱攻擊傾向也能夠對敵意歸因偏差產生顯著的正向影響，這與之前的研究不符。那么在未來對青少年攻擊性行為進行預測時，不能忽略內隱攻擊傾向的影響。高內隱攻擊傾向的青少年，更可能有高敵意歸因偏差，更可能產生攻擊性行為。