要探讨青少年自尊与攻击之间的关系，以及自控在自尊和攻击之间可能的中介作用，同伴关系对自尊和攻击关系可能的调节效应，同时研究同伴关系是否对于自控有调节效应。
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    2.1　被试
    从河北省某县城的一所初中和一所高中的每个年级（初一至高三）分别整班选取两个班的学生为被试，共获有效被试705人，其中男生309人，女生396人；初中一、二、三以及高中一、二、三年级的被试分别为124、108、107、130、120和116人，其平均年龄分别为15.01±0.49、15.84±0.78、16.63±0.76、16.97±4.15、18.81±0.76和19.85±0.78岁，所有被试平均年龄为17.19岁。
    2.2　工具
  对攻击的测量采用Buss和Perry编制的攻击量表（The Aggression Questionnaire）[17]。该量表采用5级评分，其中1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，2、3、4分别表示其间的不同程度。要求被试从中选择最合适的一个数字代表自己实际情况与所描述的攻击行为的相符程度。量表共29个项目，其中两个项目反向记分，即项目9（我是一个比较冷静的人）和项目16（我认为根本没有任何理由去打别人），在对这两个项目进行反转处理之后，所有项目得分的平均分越高表示攻击性越严重，较多包含身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意等方面的内容。此量表在攻击性的测量中表现出很好的信效度[18]。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.80。
    采用Rosenberg编制的自尊量表（SES）对青少年的自尊进行测量。该量表采用四级评分，1表示非常不符合，2表示比较不符合，3表示比较符合，4表示非常符合；量表由10个项目组成，其中项目3、5、9、10为反向计分题，在进行数据处理之前，将被试在这4个项目上的得分进行反转，求出所有项目的平均分代表被试的自尊水平，分数越高说明被试的自尊程度越高。该量表在关于自尊的测量中广泛使用并表现出很好的信效度[3]。在本研究中，自尊量表的内部一致性信度为0.81。
    采用自编自控问卷对青少年的自控进行测量。该问卷采用4级评分，1表示完全符合，4表示完全不符合，2、3代表其间的不同程度。要求被试从中选择最合适的一个数字代表自己的实际情况。量表共有12个项目，包含检测情绪自控以及行为自控的项目，如“遇到让我很生气的事时，我担心自己会变得狂怒不已”这一项目主要考察被试对愤怒情绪的控制，而“我很难改掉自己鲁莽行事的毛病”一项主要考察被试对自己行为的控制。在处理之前对所有项目进行反转处理，而后求其平均分，分数越高表明自控能力越好。该量表在本研究中内部一致性信度为0.74。
    采用同伴提名法对青少年的同伴关系进行测量。同伴提名包括正向提名和反向提名两部分，要求被试分别列出在本班中最喜欢和最不喜欢的三个同学的名字。根据有关程序[19] 计算出被试被正向提名（ML）和反向提名（LL）的次数，然后以班级为单位将正向、反向提名次数标准化，二者之差为社会喜好分数（SP），二者之和为社会影响分数（SI），在此基础上将被试的社会地位分成五类：受欢迎组（SP＞1，ML＞0，LL＜0），被拒绝组（SP＜－1，ML＜0，LL＞0），被忽视组（SI＜－1，ML＜0，LL＜0），有争议组（SI＞1，ML＞0，LL＞0）和普通组（所有其他青少年），各组人数分别为139、105、144、41、276。以往国内的研究表明该方法具备良好的有效性和可靠性[9]。
    3　结果
    3.1　自控的中介作用
    对自尊和攻击两个变量进行相关分析，二者相关系数为－0.21，p＜0.01，这说明被试的自尊水平越低，攻击水平就越高。该结果还表明可以进行下一步的中介作用检验。
    假定自控是自尊和攻击之间的中介变量，建立图1的模式图。根据中介变量的定义[7～9]，采用强迫进入法进行下列回归分析考察自控是否实际具有中介作用。首先，以攻击为因变量、自尊为预测变量进行回归分析时的未标准化的回归系数＝－0.21（p＜0.001），决定系数＝0.04；然后，以自控为因变量、自尊为预测变量的回归分析表明，未标准化的回归系数＝0.44（p＜0.001），决定系数＝0.10；最后，以攻击为因变量、自尊和自控为预测变量的回归分析的结果中，自尊对攻击的未标准化的回归系数。这些结果表明，回归方程加入自控变量后，自尊对攻击的回归系数不再显著，说明自控在自尊对攻击的预测中起着完全中介作用。
    
    图1　自控在自尊和攻击关系中的中介作用
    除了直观地根据回归系数的变化说明中介作用外，采用下述统计方法可以对中介作用进行更为准确的检验。检验的方法有三种：Sobel检验，公式为Z＝ab／；Goodman Ⅰ检验，公式为Z＝ab／；GoodmanⅡ检验，公式为Z＝ab／。其中a是预测变量到中介变量的未标准化的回归系数、b为与预测变量一起预测时，中介变量到因变量的未标准化的偏回归系数，分别为a与b的标准误。这三种检验在严格程度上有所不同，Goodman Ⅰ检验最严格，Sobel检验次之，GoodmanⅡ检验与前两者相比严格程度较小，但是其本质相同。表1提供了自控在自尊与攻击之间中介作用检验的结果，三种统计检验都一致表明了自控作为中介变量的显著作用。表1中的a（0.44）与b（－0.43）的乘积为－0.19，这即为中介效应，而自尊作为预测变量对因变量攻击的回归系数（－0.21）即为总效应，中介效应与总效应的比值为0.90，这说明中介效应能非常有效地解释预测变量和因变量的关系。
    
    3.2　社会地位的调节作用
    如2.2部分所述，我们根据同伴提名将被试分成了五组，分别为受欢迎组、被拒绝组、被忽视组、有争议组和普通组，然后对这五种社会地位的被试进行以自尊为自变量、攻击为因变量的多组回归分析，以检验同伴关系的调节作用，结果见表2。
    
    从表2可以看出自尊与攻击之回归方程，其解释率以及其显著性水平随着被试分组的不同而有所改变，其顺序为被拒绝组解释率最高，然后分别是普通组、受欢迎组、被忽视组，有争议组最低。可见，虽然社会地位不影响自尊和攻击二者关系的方向，但影响二者关系的强度，这说明社会地位对自尊与攻击的关系存在调节作用。
    3.3　社会影响对自控中介作用的调节
    社会影响指个体被同伴注意的程度，在本研究所用同伴提名法中用标准化后的正向提名与反向提名之和表示。在此，主要检验社会影响这一同伴关系的指标对中介变量自控的调节作用。Muller、Judd和Yzerbyt[20]指出有调节的中介效应是指中介变量对预测变量与因变量关系的中介作用的大小依赖于调节变量。具体来讲，有调节的中介效应体现为预测变量对中介变量的影响程度取决于调节变量，或者是体现为中介变量对因变量的影响程度取决于调节变量，或者是两者兼有。图2提供了社会影响对中介变量自控的调节作用示意图（图中实线代表确证的路径，虚线表示可能有但实际未被证实的路径）。具体通过如下步骤考察这种有调节的中介效应。
  图2　社会影响对中介变量自控的调节作用
    首先，在进行对中介作用的调节效应分析之前对中介变量自控、调节变量社会影响以及预测变量自尊进行中心化处理（减去各自的均值），以避免多重共线性的影响，以此为基础计算自尊与社会影响、自控与社会影响的交互作用项。
    然后，以自尊、社会影响以及这两者的交互作用项一起作为预测变量，以自控为因变量采用强迫进入法进行回归分析。结果表明，整体模型具有统计显著性，但是交互作用项对自控的影响未达到显著水平（p＜0.05），这说明社会影响在自尊与自控之间未存在调节效应。
    最后，以自尊、社会影响、自控、自尊与社会影响的交互作用项以及自控与社会影响的交互作用项一起作为预测变量，以攻击为因变量进行回归分析，主要考察社会影响对自控与攻击的调节作用，具体结果见表3。从表3可以看出，自控与社会影响的交互

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