青少年外显、内隐攻击倾向与敌意归因偏差关系研究

杜怡然

（北京体育大学 北京 100084）

攻击性行为（aggressive behavior）是生活中常见的一种现象，是指在他人不愿意的情况下，个体有意地去伤害他人的行为。[1]攻击者通常偏向于注意敌意性的刺激，并且会对模棱两可的情境做出敌意性的解释[2]822，这种认知偏差被称作敌意归因偏差（hostile attribution bias），是一种负性的归因方式[3]9。研究表明拥有这种倾向的个体更容易产生攻击性行为[4]，同时与许多社会心理问题显著正相关[5]。青少年时期通常是攻击性行为高发时期[6]，因此对于青少年的敌意归因偏差进行研究，能够对其未来的攻击性行为进行预测。

一、青少年敌意归因偏差与攻击倾向的研究综述

Nasby等人最先发现了高攻击性的男童在对社会信息解释时存在归因偏差，他们使用不同人际关系的图片作为刺激材料，发现攻击性高的男童在对图片进行解读时并不是根据图片本身的性质，而是存在着归因偏向。[7]Dodge等人让小学儿童接受一些不同的情境刺激，发现在对于模棱两可的情境中高攻击性的儿童更倾向于进行敌意解读，低攻击性的儿童则会进行良性解读。[3]11在对于中学生和少年犯的攻击行为及敌意偏向研究中，李静华等人发现少年犯的敌意归因偏差显著高于普通中学生，应当重视敌意归因偏差在儿童及青少年攻击行为发展过程当中的作用。[8]叶茂林等也同样考察了少年犯与正常群体的归因方式，发现了其与普通青少年的归因方式差异。[9]喻丰同样得出，攻击性高者可能更多地将模棱两可的情境做出敌意性的解释。[2]827

杨治良等以攻击者和被攻击者的图片为实验材料，通过再认和偏好测验来测量青少年学生的攻击性行为，发现了攻击性行为存在实验性分离，证明了攻击性是位于不同的心理层次，分为内隐攻击和外显攻击。[10]周颖的研究也证实了这一点，即内隐攻击性和外显攻击性的内部机制是相互分离的。[11]内隐攻击性是一种更深层次的认知，个体具有了某种攻击性并不意味着实施攻击行为，而是需要外界因素，如果这种攻击性受到启动，则会形成攻击性行为，如果能够将这种攻击性转换成为亲社会性，则能形成进取心和应对挫折的能力。[12]

褚祯以大学生为被试，采用不同的视频材料来诱发被试的正性、中性、负性情绪，研究不同情绪状态是否会对大学生的敌意归因偏差产生影响，发现情绪对于大学生的敌意归因偏差有显著影响，消极情绪导致在关系应激情境中的敌意归因偏差增加，而积极情绪会降低敌意归因偏差，推断消极情绪会使个体的敌意归因偏差上升。同时发现，大学生的敌意归因偏差与外显攻击呈显著正相关，与内隐攻击性的相关不显著。[13]

为了在青少年中探究内隐、外显攻击倾向与敌意归因偏差的关系，采用了Buss和Perry攻击问卷中文版、偏好组词实验和敌意归因偏差测量程序，并探究其对于敌意归因偏差的预测能力。

二、青少年敌意归因偏差与攻击倾向的关系研究

（一）实验参与者

12—18岁青少年54人，身体健康，视力或矫正视力正常。

（二）实验材料

1.Buss和Perry攻击性问卷中文版

选用李献云[14]等人对Buss和Perry的攻击性问卷的修订版，共有29个项目，5点计分，得分越高个体攻击性行为水平越高。目前，该问卷得到了广泛的应用，其内部一致性系数为0.94，9周后的重测信度为在0.72—0.80之间，在本研究中ɑ=0.835。

2.敌意归因偏差量表

敌意归因偏差量表是从 Riemann的 Word Sentence Association Test for OCD[15]改编而来，问卷中包括多个模棱两可的句子，每个句子会与一个敌意词汇或良性词汇组合呈现，参与者使用1—6的等级评分评估句子和词语的相关程度，敌意归因偏差的得分为敌意归因与善意归因的差值，其差值越大代表敌意归因偏差越高。此种方法是为了避免参与者简单地进行选择，并能够获得一种更为直接的评估，限制反应偏差。

3.偏好组词实验

偏好组词实验[16]是一种间接测量的方法，在词干补笔与偏好判断的基础上来考察青少年的内隐攻击性的特征。同时从身体攻击和言语攻击方面来探讨青少年之间的社会认知差异。

（三）实验程序

首先，向被试者介绍实验内容，承诺实验结果将严格保密，被试同意后开始测试。

第一步：在电脑上填写Buss和Perry攻击问卷中文版。

第二步：使用E-prime程序进行敌意归因偏差测量。

第三步：进行偏好组词实验。实验材料通过电脑显示器呈现给被试，施测过程中，对目标字采用拉丁方设计排列以避免呈现的空间误差。要求被试快速在目标字中选一个字与探测字组成词。

（四）数据分析

采用SPSS23.0对数据进行分析。剔除虚报率高于10%的数据，有效数据50人（男17人）。

三、结果与分析

（一）青少年攻击倾向与敌意归因偏差的相关分析

首先采用相关分析来分析敌意归因偏差与内隐攻击倾向（内隐攻击）、外显攻击倾向（躯体攻击、言语攻击、愤怒、敌意）各因子之间的相关关系（见表1），发现敌意归因偏差与躯体攻击、敌意、内隐攻击共三项之间呈现出显著性，相关系数值分别是0.352、0.311、0.501，意味着敌意归因偏差与躯体攻击，敌意、内隐攻击之间有着正相关关系。同时，敌意归因偏差与言语攻击、愤怒两项之间未呈现出显著性，相关系数值接近于0，说明敌意归因偏差与言语攻击、愤怒之间无相关关系。

表1 青少年外显、内隐攻击倾向和敌意归因偏差各因子的相关系数

（二）青少年攻击倾向与敌意归因偏差的多元回归

从表2可以看出，将躯体攻击、言语攻击、愤怒、敌意、内隐攻击5个因子作为预测变量，而将敌意归因偏差作为效标变量进行线性回归分析。结果显示，模型R2为0.381，意味着各因子的联合解释变异量为38.1%（F=5.411，p=0.001＜0.05）。建立的标准回归方程为：敌意归因偏差=-21.260+0.429×躯体攻击+0.107×言语攻击-0.724×愤怒+0.331×敌意+1.246×内隐攻击。

表2 青少年外显、内隐攻击倾向与敌意归因偏差的多元回归

另外，针对模型的多重共线性进行检验发现，VIF值均小于5，不存在共线性问题；D-W值在数字2附近，说明模型不存在自相关性，样本数据之间并没有关联关系，模型较好。

四、结论

躯体攻击的回归系数值为0.429（t=2.004，p=0.051＞0.05），意味着躯体攻击不会对敌意归因偏差产生影响关系。言语攻击的回归系数值为0.107（t=0.235，p=0.815＞0.05），意味着言语攻击不会对敌意归因偏差产生影响关系。愤怒的回归系数值为-0.724（t=-2.173，p=0.035＜0.05），意味着愤怒会对敌意归因偏差产生显著的负向影响关系。敌意的回归系数值为0.331（t=1.339，p=0.187＞0.05），意味着敌意不会对敌意归因偏差产生影响关系。内隐攻击的回归系数值为1.246（t=3.327，p=0.002＜0.01），意味着内隐攻击词会对敌意归因偏差产生显著的正向影响关系。

总结分析可知，内隐攻击性会对敌意归因偏差产生显著的正向影响关系，愤怒会对敌意归因偏差产生显著的负向影响关系，但是躯体攻击、言语攻击、敌意并不会对敌意归因偏差产生影响关系。

愤怒因子维度对于敌意归因偏差能够产生显著的负向影响关系验证了褚祯[13]的结论，即情绪对于敌意归因偏差的显著影响；也得出了不同的结论，即内隐攻击倾向也能够对敌意归因偏差产生显著的正向影响，这与之前的研究不符。那么在未来对青少年攻击性行为进行预测时，不能忽略内隐攻击倾向的影响。高内隐攻击倾向的青少年，更可能有高敌意归因偏差，更可能产生攻击性行为。