范文一:击的关系中介变量和调节变量的作用
心理学报2007,39(5):845—851
^砌PsychologiEa¥inica
青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用4
辛自强1
郭素然1
池丽萍2一
(‘北京师范大学发展心理研究所,北京100875)(2中华女子学院学前教育系,北京100101)
(3中国人民大学心理研究所.北京100872)
摘要以705名初、高中生为被试,采用量表法和同伴提名法收集数据.探讨了自尊与攻击的关系以及对二者关系可能有影响的中介变量和调节变量的作用。结果表明:(1)自尊与攻击的相关系数为一0.21,这说明低自尊与高攻击有关;(2)回归方程纳入自控后.自尊对攻击的预测在统计意义上不明显,表明自尊通过自控对攻击产生影响,自控在自尊与攻击的关系中起着中介的作用;(3)社会地位对自尊与攻击之间的关系具有调节作用。它调节着两者关系的强度;(4)杜会髟响对自控的中介作用具有调节作用。
关键词自尊,攻击,自控,同伴关系.中介变量,调节变量.有调节的中介效应。分类号B844
1问题提出
如同Baumeister所认为的,自尊(self-esteem)是对自我进行的整体积极性评价,这种整体的自尊对个体行为发展有重要影响…。例如,它可能影响个体的攻击性(aggression)。攻击性往往伴有敌意和愤怒等情绪,并体现为言语攻击和身体攻击等外部行为”o。然而,关于整体自尊和攻击性的关系却为当前很多研究者所争论。
一般传统的观点认为.低自尊者容易在现实生活中表现出许多问题行为,如反社会或行为不良。Donnellan认为对低自尊与攻击性的关系有以下三论(B0cial—bondingtheory)认为,低自尊削弱社会连接,从而减少了与社会规范的一致性.增加了犯罪。人本主义心理学家Rogers认为,缺乏无条件的积极自我关注会导致心理问题,包括攻击性。新弗洛伊德主义者也提出了低自尊导致攻击的观点。如Hor-ney和Adler的理论认为,侵犯和反社会行为产生于自卑感,而自卑感源于童年期经历的拒绝和羞辱;Tracy和Bobins认为,个体要保护自己免受由失败
多个实证研究表明低自尊与高攻击性有关口’…。例如,Donnellan用三个子研究考察了自尊与攻击之间的关系,对自尊的测量都采用了Rosenberg的自尊量表,对攻击性的测量有所不同。在前两个子研究中分别用问题行为量表中与攻击有关的项目进行测量,都表明自尊与攻击呈负相关,在第三个子研究中采用Buss和Perry编制的攻击量表进行测量,结果也表明低自尊与高攻击有关,二者的相关系数为一0.30‘”。
但是传统的观点现在遭到了质疑,有研究者提出了高自尊预测高攻击的观点”1。这些研究者认为攻击行为如打架,是一种需要勇气和信心、并且带有冒险性的行为,而寻求冒险是高自尊者的典型特征,他们更可能表现出攻击性。低自尊的个体相反对自己的能力缺乏信心,在许多带有冒险以及挑战性的情境中,首先想到的是失败,因此他们往往是避免而非主动寻求这种情境,即便是做出一些攻击性
种主要理论解释取向”1。Rose慨的社会连接理
的行为,其攻击目标往往是那些相对自身来说比较
无助或身体不强壮的人.如成年人选择孩子作为攻击对象.在学校中找低年级孩子的茬”1。因此总体上是高自尊者的攻击水平相对较高。但一项关于欺负的研究表明欺负/受害类(即被试表现出攻击行为,但是在攻击行为中充当的是受害者的角色)的自信程度较低b】。这间接表明有攻击性的个体其
带来的外部斥责造成的自卑和羞耻,这导致了对他
人的敌意和愤怒,从而产生了攻击行为。总之,这三种理论都认为,攻击部分地源于低自尊。并且也有
收藕日期:2006—09—26
?国家社会科学基金资助项目(05aSH014)。
通讯作者:辛自强.E—md;i呻睁sohu.嗍
万方数据
心理自尊水平不一定高。
关于自尊和攻击的第三种观点认为自尊和攻击没有关系。例如,“受威胁的自我”理论(threatened
egotism
theory)指出,真正和攻击性有关的是自恋,
而非自尊…。自恋者的自我评价具有高度赞许性,总觉得自己比他人优越,虽然一般其自尊水平比较
高(也有极少数较低),但是与高自尊不同,他们具
有自我膨胀的特点,还具有不现实、脆弱、不稳定、自我防卫等特性。当面临自我威胁时,自恋个体是高度脆弱的,可能运用攻击作为机制来重新确立自己的自尊或者是惩罚威胁源。如果遭到别人或周围的争议。这种膨胀、不稳定的自我肯定很可能对别人产生威胁.甚至导致暴力事件的发生。Baumeister和Bushm丑n在1998年的研究中,采用Bosenberg的问卷以及Janis和Field的有关问卷测量了自尊。采用Raskin和Terry的问卷测量了自恋人格,并将攻击分为三种类别,即针对侮辱的报复性攻击、转移性攻
击(即被试被侮辱却攻击另外的人)、无缘无故性攻
击(即被试被称赞而非侮辱却去攻击称赞者),然后考察了自尊、自恋与攻击的关系。结果表明,在三种攻击之中,自尊和攻击之间均无显著相关,而有自恋人格特质的被试攻击性较高”』。这说明影响攻击的不是自尊而是自恋。
综上,目前关于自尊与攻击的关系,研究者或者认为二者有负相关,或者有正相关,或者认为二者完全没有关系。为确定孰是孰非,有必要重新检验二者的关系。更重要的是,关于同一问题形成的三种观点之所以差异如此之大,其中的原因之一或许在于没有深人考察影响二者关系的“第三变量”,即中介变量和调节变量。
中节变量和调节变量都能够解释预测变量与因变量之间的关系,但是二者有差别。如果在考察预测变量对因变量的影响时,预测变量通过变量M来影响因变量,就称M为中介变量…。中介变量所起的作用是问接效应,用来说明预测变量是怎样通过它而影响因变量的。在检验中介效应或者中介作用时就要考察三个变量之间的关系。首先假定预测变
量与因变量之间有显著的相关,预测变量与中介变
量也存在显著的相关.当中介变量加入时如果预测变量与因变量之间的相关或者回归系数显著降低。就可以认为中介效应较为明显,当该回归系数降低到0时,称为完全中介作用”’”。而调节变量的含义与此不同。如果预测变量与因变量的关系是变量M的函数,就称M为调节变量”】。具体说,调节变
万
方数据学报
39卷
量能影响预测变量与园变量之间关系的方向(正或负)以及强度”…。调节变量可以是定性的(如性别、种族、学校类型),也可以是定量的(如年龄、受教育年限等)【“。当预测变量与因变量的关系强度时强时弱、或者方向上有所改变时,常常要考虑到调节效
应”1’”】。如前所述,关于自尊与攻击性的关系的方
向和强度的结沦并不一致,如果能加人某些重要的中介或调节变量一并考察,可能会更好地说明二者之间的关系。
基于对有关理论和研究结果的分析发现,自控和同伴关系或许是影响自尊和攻击之问关系的“第三变量”。有可能分别发挥中介或调节作用。Gott—fredson关于犯罪的一般理论(the
general
theoryof
erlme)指出,所有的犯罪以及问题行为的核心在于
缺乏自控(self-contr01)”“。家庭环境首先对其成员自控的形成与否负有主要责任,如果缺乏亲社会的教育。儿童或青少年很难发展其自控能力。而缺乏自控的个体是冲动的、目光短浅的、不上进的、固执的、易冒险且粗鲁的,并且不关心对他人造成的痛苦,倾向于自我中心或者对他人感觉迟钝。该理论
还指出,低自控的个体在现实生活中倾向于表现出
不稳定的婚姻、同伴关系以及工作,并且在形成与保
持友谊方面存在困难,倾向于与他人结束友谊关系,
而加入由缺乏自控的个体组成的群体,并表现出较多的攻击行为。只有通过改善自控这种内部心理特质.犯罪以及问题行为才能得以阻止”“。这一理论被证宴能够解释东方人的犯罪以及问题行为”“。按照Gotffredson的理论,我们认为自控与攻击等问
题行为有着直接的联系,而其他心理特质对攻击的
影响可能得通过自控才能其作用。因此,本研究将
探讨青少年被试的自控在自尊与攻击的关系中是否
起着中介作用,即自尊是不是通过自控才能实现对攻击的影响。
同伴关系在青少年个性与社会性的发展过程中起着很重要的作用,与攻击行为的发展也密切相关。
同伴关系不良的儿童缺乏向同伴学习社交技能的机
会,致使缺乏运用问题解决策略来处理人际冲突的方法和技巧,并且控制自身行为的能力得不到锻炼;
而且由于遭到同伴拒绝会对别人的信息产生错误的
归因,对别人产生敌对的态度。这些都强化了攻击行为的表现。研究表明,同伴拒绝与随后的攻击等外部行为问题有关”列;对lO岁儿童4年的追踪研究表明,关系攻击与高社会影响、低社会喜好有关,而身体攻击与社会影响有关””。Gotffredson指出低
5期辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用847
自控的儿童更有可能被其同伴拒绝,并选择进入相似的、有问题行为的群体,而更倾向于表现出问题行为”…。因此,本研究将探讨同伴关系对于自尊和攻击性之间的关系是否有调节效应,同时考察其对自
控一这一假设的中介变量是否有调节作用。
综上。本研究主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。
2方法
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--)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15.0l±0.49、15,84-t-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)…1。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”“。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”1。在本研究中,自尊
量表的内部一致性信度为0,81。
万
方数据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,分数越高表明白控能力越好。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“”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,LL0),被忽视组(SI1,ML>0,LL>o)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‘”。
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,二者相关系数为一o.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l的模式图。根据中介变量的定义”4J,采用强迫进人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B。=一0.21(P<0.001),决定系数R12=0.04;然后,以白控为因变量、自尊为预测变量的回归分析表明,未标准化的回归系数B2=0.44(P<0.001),决定系数置。=O.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B3=一0.Ol,P=0.668,R%=0.00。
心理这些结果表明,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=曲/√62震+Ⅱ2s:;Goodman
I检验,公式为z=
如/撕2s:+口2《+5麓;GoodmanII检验,公式为Z=
ab/,/b24+d2j:一s:5:。其中Ⅱ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,昱与&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,GoodmanI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(一0.43)的乘积为一0.19,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B.(一o.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。
衰1
自控在自尊和攻击性之间的中介作用检验
中介作用的路径
自尊一fl控一攻击
d(丘)0.44(005)6(56)一0.43(003)Sobel检验(z)
一7.5l一Go'man
l检验(z)
,750-C,tmelmanⅡ检验(2)
一7.52-
注:…p<0.001,下同。
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、教拒绝组、棱忽视组、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,
万
方数据学报39卷
以检验同伴关系的调节作用,结果见表2。
袁2多组回归结累
注:‘p<0.05.?’P<0.01.下同。
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YzerbytⅢ1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、
5期辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用849
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~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对攻击的预测作用显著,这说明社会影响对自控与攻击的关系存在调节作用。前面的结果分析已经
表明。对自尊与攻击的关系而言自控是一个中介变
量,而这里的分析表明这个中介变量对攻击的影响为社会影响所调节,因此可以认为社会影响对自控的中介效应起着调节作用。
裹3社客影响对自控中介作用的调节
预测变量
B(SE)
常数项2.35(0
02)_
自尊
一0.01(O.04)自尊与社会影响交互-0.0i(O.03)社会影响0.04(O.01)。
白控
一0.43(O.02)蝉
白控与社会影响交互
一0
07(O02)一
4讨论
本研究表明低自尊与高攻击性有关(r=
一0.21),而Donnellan等人的研究”1所发现的二者的相关为一0.30,虽然两个研究中相关数字的大小略有差异,但是本研究支持了低自尊的个体易表现出攻击行为悼’31的说法。对于这一现象,如前文所提及的,社会连接理论、人本主义理论和精神分析理论都作了特定的解释。总体上看,低自尊个体与社
会联系较少,对社会规范的认识以及掌握比较滞后,移情能力以及社会问题解决能力也不充分。这些使得在面临相同的挫折情景时,与其他人相比低自尊个体更容易产生攻击情绪,加之其解决问题的方式比较单一,而且对社会规范认识不清晰,因此更倾向
于表现出攻击行为。
虽然本研究结果支持了Dormellan等人的说法,但是前人关于自尊与攻击关系的研究结果表现出不
万
方数据一致性,如有些人为高自尊与高攻击性有关”】,有
些人为自尊与攻击性没有任何关系净】。为了说明这种不一致现象存在的原因以及二者之问关系的本质,我们加入了除自变量、因变量之外的第三种变量即中介变量或调节变量,以求在三者关系甚至是四者关系的检验中重新审视自尊与攻击两者之间的关系。
对自控中介效应的检验说明存在完全中介效应.即自控在自尊与攻击的关系中处于完全中介变
量的地位。但是中介效应以及中介变量包含更多的
是统计学意义,而本研究重点探讨的是自控这种中介效应在心理学层面上的意义。中介变量的作用在于自尊通过自控对攻击产生影响。具体来说,低自
尊个体由于缺乏社会交往的机会,其亲社会教育不够充分,因此其自控能力较弱。而Gott矗edson认为
所有问题行为的中心在于缺乏自控,任何心理特质对攻击性的影响需通过自控才能起作用“…,可见自控在其他心理特质与攻击之问起着桥梁的作用,自
尊也不例外。可以说,低自尊者由于降低了自控的
水平而表现出较高的攻击性水平。
本研究还考察了同伴关系对自尊与攻击关系的
调节效应。从结果可以看出,对五种社会地位被试
的回归方程未标准化的回归系数以及解释率有所不同,表明由于进行了社会地位的区分使得自尊与攻
击之间的关系强度产生了改变或波动。具体讲,被
拒绝组自尊和攻击的关联强度最强,然后是受欢迎组和普通组,被忽视组再次之,最后是有争议组。由此可见,社会地位对自尊与攻击的关系有调节效应。以往研究也表明被拒绝的儿童其攻击性较强”“,可以解释为被同伴拒绝的个体缺乏正常的同伴交往,而同伴在个体社会化进程以及亲社会行为的发展中起着较重要的作用,当面对社会问题情境时被拒绝
者往往只是采用攻击这种本能的保护机制。对于有
争议组被试,自尊和攻击的关系不显著.可见,至少对于这一特殊群体而言,Baumeister所提出的自尊与攻击无关的观点¨o是适用的;对于其他组被试而
言,低自尊与高攻击性有关的观点都是适用的,虽然
二者关联程度不一。
本研究最后还考察了有调节的中介效应,其中自控是中介变量,社会影响是中介变量的调节变量,即社会影响对自控中介效应的调节作用。由于中介的作用类似于桥梁的作用,联系预测变量与因变量,
它可以体现在与自变量的关系和与因变量的关系这
两方面.所以对中介效应的调节作用也表现在对这
850心理两方面是否有改变或影响上。本研究检验了社会影响对自尊和自控关系的影响、以及对自控和攻击关
系的影响,结果表明对中介的调节作用主要体现在对中介变量自控与因变量攻击关系的调节上。
通过对中介作用和调节作用的检验能够更为清晰地理解自尊与攻击之间的关系,同时中介变量和调节量的涵义与应用也比较明了,下面结合本研究对中介变量以及调节变量进行比较以加深对其理
解。首先,中介变量自控的介入是为了说明自尊是如何影响攻击的,三者之间在逻辑上有比较明确的
因果关系,即:自尊影响自控.自控影响攻击,自尊通过自控影响攻击;而调节变量同伴关系的介人是为了说明自尊在什么时候对攻击的影响较大,三者之问不一定要有严密的因果关系。其次,两种变量在模型中的位置也不尽相同。中介变量与预测变量、因变量严密的因果关系决定了它在预测变量之前、因变量之后;而调节变量和预测变量在因变量之前。调节变量可以在预测变量前也可在预测变量后。最后,中介变量与调节变量的功能也有所不同。中介变量主要是代表一种内部机制.通过这种内部机制预测变量对因变量起作用.而调节变量主要是影响
预测变量与因变量之间关系的强弱与方向。但是。
两者也有统一的时候。如果调节变量通过某一中介
变量起作用,就称此调节变量为有中介的调节变量
(mediatedIlloderator)IS],如果中介变量的效应受到某一变量的调节影响,则称这个中介变量为有调节的中介变量(moderatedmediator)。本研究证明了后一种情况,那就是社会影响能调节自控的中介效应。
综上所述,本研究对自尊和攻击关系的考察,如果在最简单的二变量关系意义上看,二者有负相关。
即低自尊预测高攻击。如果在三变量关系层次上
看,自控可以被视为自尊影响攻击的一个中介或桥梁;而被试的社会地位不同会调节或改变自尊和攻击关联的强度。如果在四变量关系层次上考察,研究还发现白控对自尊和攻击关系的中介作用受到社会影响变量的调节。由此推而广之,研究所考察的同时有关联的变量的数量或性质的不同将影响结
论。今后对自尊和攻击关系的研究,如果引入不同
的第三或第四变量,乃至更多的变量,都将影响我们对自尊和攻击的关系的认识,这正是将来值得尝试的研究思路。
5结论
(1)低自尊与高攻击有关;
万
方数据学报
39卷
(2)自控在自尊与攻击的关系中起着中介作
用,即自尊通过自控影响攻击;
(3)同伴关系,具体来讲社会地位对于自尊与
攻击的关系起着调节作用,影响二者关联的强度而非方向:
(4)社会影响对于自控的中介效应起着调节的作用。
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Keywords
self-esteem,aggression,self-control。peer
relationship,mediator,mod∞tof,moderated
mediator.
万方数据
青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用
作者:作者单位:
辛自强, 郭素然, 池丽萍, Xin Ziqiang, Guo Suran, Chi Liping
辛自强,郭素然,Xin Ziqiang,Guo Suran(北京师范大学发展心理研究所,北京,100875), 池丽萍,Chi Liping(中华女子学院学前教育系,北京,100101;中国人民大学心理研究所,北京,100872)
心理学报
ACTA PSYCHOLOGICA SINICA2007,39(5)2次
刊名:英文刊名:年,卷(期):被引用次数:
参考文献(20条)
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相似文献(10条)
1.期刊论文 白冰 攻击与自尊关系述评 -中国科教创新导刊2010,""(10)
攻击与自尊的关系一直是国内外众多学者研究的重点内容.传统的研究观点认为低自尊与攻击性相关,但近期国内外学者们的一系列研究对此假设进行了反驳和质疑,又出现了自尊稳定性与攻击相关说、自我中心被威胁说以及高自尊异质性学说.本文整理了前人对于攻击与自尊两者关系的研究和探讨,阐述了攻击与自尊之间复杂多样的联系,进而提出了以往研究中的一些疑问,并对未来研究进行了展望.
2.学位论文 刘荣 自尊、自恋与攻击行为的关系研究 2009
自尊与攻击性的关系一直受到各方面的关注,它们之间的关系一直扑朔迷离。研究者在此领域做了众多研究,并在高自尊异质性的基础上提出了多种高自尊类型的测量方法。同时,随着受威胁的自我理论的提出,人们认识到在积极自我概念受到质疑的情况下,高自尊的人会产生攻击行为。随着研究的深入,发现高自尊中的自恋因素对攻击行为产生起很大的作用。本论文在此基础上对高自尊、自恋和攻击行为之间关系进行了探讨。
本论文包括两个研究。研究—探讨了三种启动(积极、消极、无)条件下,不同的高自尊类型(高外显高内隐和高外显低内隐)在身体攻击、言语攻击、愤怒、敌意四个方面攻击表现的差异。研究二探讨了三种启动(积极、消极、无)条件下,不同的隐性自恋类型(高隐性自恋和低隐性自恋)在身体攻击、言语攻击、愤怒、敌意四个方面攻击表现的差异。 本研究结论如下:
1.隐性自恋更能区分出攻击性强的人。高外显高内隐的人本身比高外显低内隐的人更倾向言语攻击。而高隐性自恋者本身比低隐性自恋者在身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意这几个方面有更强的攻击性。 2.高自尊中高隐性自恋者更容易受自我威胁情境的激发。
3.高隐性自恋者比低隐性自恋者更容易受到他人和外界信息的影响,在攻击行为上发生变化。
4.高外显高内隐的人和高隐性自恋的人在情境启动下,选择维护自我概念的方式不同。高外显高内隐的人倾向于言语攻击,而高隐性自恋的人有内倾化倾向,减少对外界敌意。
5.高外显高内隐的人比高外显低内隐的人表现出更多的言语攻击。
3.期刊论文 倪凤琨. Ni Fengkun 自尊与攻击行为的关系述评 -心理科学进展2005,13(1)
传统观点认为低自尊容易导致攻击,但最近此观点遭到置疑.一些实验证实了低自尊者容易陷入被欺负的境地;Salmivalli等认为某些高自尊的人更具攻击性,而另一些却没有;Bushman和Baumeister等认为自尊与攻击之间没什么联系,但自恋与攻击有高相关.总之,目前自尊与攻击的关系还很难明了,但很多结论都证实了自我中心被威胁学说和高自尊异质性学说.
4.期刊论文 黄珂 自尊与攻击行为的研究现状与展望 -消费导刊2010,""(1)
随着自尊与攻击行为关系的进一步研究,不断产生出许多新的观点.异质性高自尊的提出,使人们更加关注内隐自尊的存在.单纯地考虑高低自尊对攻击的影响是否过于笼统,因为外再环境是一个必不可少的因素,进一步探讨自尊的稳定性将是未来研究发展的方向.
5.学位论文 孙慧 个体自尊水平与攻击行为的实验研究 2007
目的:通过实验的方法,从内隐自尊的外显自尊的角度探讨异质性高自尊与攻击行为之间的关系。同时检验国外学者提出的辣酱分配法作为实验室测量攻击行为的一种方法在我国是否具有跨文化的适用性。
方法:以365名大学生为被试,通过外显自尊量表(SES、SEI)以及内隐联想测验(IAT)筛选出符合最后实验要求的50名被试,按照外显自尊和内隐自尊的分数的高低分为四组:高外显高内隐、高外显低内隐、低外显高内隐、低外显低内隐。实验采用2×2两因素完全随机实验设计,通过辣酱分配法和攻击问卷(AQ)分别测量四组被试的攻击行为,并对结果进行方差分析,探讨异质性自尊的攻击性。
结果:1.高外显低内隐自尊组分配辣酱的数量显著高于高外显高内隐组,(p<><><><>
结论:1.国外学者提出的一种新的实验室测量攻击行为的方法——辣酱分配法,能够有效地应用于国内,即这种方法具有跨文化的适用性。2.高外显低内隐自尊组个体,在遇到一个来自外界的威胁时,比高外显高内隐自尊个体产生对威胁源更高水平的攻击行为。3.低外显高内隐自尊也属于内外不一致的异质性自尊,这种类型的自尊个体同高外显低内隐自尊个体一样也存在某种程度上的功能受损和缺陷。
6.期刊论文 戴春林. 吴明证. 杨治良. Dai Chunlin. Wu Mingzheng. Yang Zhiliang 个体攻击性结构与自尊关系研究 -心理科学2006,29(1)
本研究采用内隐联结测验,对个体攻击性结构和自尊关系进行了探讨.研究发现:(1)个体在外显攻击性、内隐攻击性在自尊上没有差异;(2)在高外显攻击性个体中,其自尊随着内隐攻击性增高而降低,在低外显攻击性个体中,自尊和内隐攻击性关系不紧密.
7.学位论文 何朝峰 高中生内隐自尊、外显自尊与攻击性的关系 2008
自尊与攻击性之间的关系是心理学研究中备受关注的问题之一。本研究采用问卷与内隐联想测验相结合的方法,从内隐和外显两个层面考察了自尊与攻击性的关系,验证了外显自尊与外显攻击性、内隐攻击性的关系,考察了内隐自尊与外显攻击性、内隐攻击性的关系,检验了内隐自尊在外显自尊与攻击性之间的调节作用,探讨了外显自尊与内隐自尊的分离分别与内隐攻击性、外显攻击性的关系。
研究一以250名高中生(高一、高二、高三)为被试,修订了Buss和Perry的攻击性问卷,修订后的问卷包括躯体攻击、语言攻击、愤怒和敌意四个维度,共28个项目。进而,以187名高中生(高一、高二、高三)为被试对正式问卷进行了信、效度检验,结果表明该问卷具有较好的信度和效度,适用于测量我国高中生的攻击性。
研究二以某普通高中210名学生(高一、高二和高三)为研究对象,采用问卷调查和内隐联想测验相结合的方法从外显和内隐两个层面上考察了自尊与攻击性之间的关系。问卷包括Rosenberg自尊量表和研究一修订的攻击性问卷,内隐测量包括内隐自尊IAT(内隐联想测验)和内隐攻击性IAT。 通过上述两个研究,得出了以下结论:
(1)高中生外显自尊与外显攻击性有显著的负相关,与内隐攻击性无显著的相关; (2)高中生内隐自尊与外显攻击性、内隐攻击性无显著的相关; (3)内隐自尊在外显自尊与外显攻击性的敌意之间起调节作用;
(4)外显自尊、内隐自尊的分离与外显攻击性有显著的正相关,即个体的外显自尊越高于内隐自尊,个体的外显攻击性越强。
8.期刊论文 罗贵明. LUO Gui-ming 大学生父母教养方式、自尊与攻击行为关系研究 -山西财经大学学报(高等教育版)2007,10(3)
通过问卷法对江西省某大学的大学生进行调查,综合考察父母教养方式、自尊水平对大学生攻击行为的影响,发现:(1)大学生的父母教养方式存在不
同程度的差异;(2)自尊水平存在性别和城镇与乡村差异;(3)总攻击行为存在性别差异;(4)大学生的父母教养方式、自尊水平、攻击之间密切相关.通过父亲惩罚、父亲拒绝、父亲偏爱、母亲拒绝四个因子和自尊水平可以预测大学生的攻击行为.
9.学位论文 夏敏 大学生自尊稳定性与攻击性相关研究 2009
传统观点认为,高自尊者比低自尊者有更好的适应性,低自尊容易导致攻击,高自尊者不容易导致攻击,但越来越多的研究结果表明这种二分法过于简单,不能很好地解释很多的高自尊者也有很高的攻击性。本研究拟通过问卷调查对大学生的自尊进行稳定与不稳定的区分,重点考察高自尊的稳定性与攻击之间的关系。在本研究中使用了三个测试问卷,分别是Rosenberg自尊量表(SES)、青少年攻击量表和Kernis的自尊稳定量表(Kernis and
Paradise Contingent Self—esteemScale)。对三个量表进行了信效度分析,三个量表均有良好的信效度。研究采用了方差分析,相关分析等统计方法。
本研究的结果显示,自尊和自尊稳定性共同预测攻击性,自尊越高,攻击性越弱;自尊不稳定性和攻击呈负相关,即自尊越稳定,攻击性越弱。即不稳定低自尊者有最高的攻击性,稳定高自尊者有最低的攻击性。
10.学位论文 黄显超 初中男生攻击行为的干预:认知行为取向与认识领悟取向 2008
对青少年的攻击行为和攻击倾向进行干预是研究青少年问题的重要组成部分。心理学界对攻击性青少年进行的干预取得了不少的成绩,其中就突出的是团体心理辅导。研究主要探讨了团体心理辅导对攻击性青少年是否真有实效,比较了两种产生于不同社会文化环境下的心理辅导取向对攻击性青少年的辅导效果。研究以18名高攻击性初中男生为被试,以攻击行为教师评量表和攻击倾向量表为工具,采用单因素前后测被试间设计,比较了认知行为取向团体辅导(实验组1)和认识领悟取向团体辅导(实验组2)以及控制组被试之间的攻击行为和攻击倾向。研究得出了如下结果:
(1)辅导结束三天,实验组被试与控制组被试在攻击行为表现上没有显著差异;实验组1被试与实验组2被试在攻击行为表现上有显著差异。
(2)辅导结束三周和9个月,实验组被试与控制组被试在攻击行为表现上没有显著差异;实验组1被试与实验组2被试在攻击行为表现上没有显著差异。
(3)辅导结束三天,实验组被试与控制组被试在攻击倾向上没有显著差异,在攻击倾向的获得自尊、合理化、报复和推诿责任四个维度上没有显著差异;实验组1被试与实验组2被试在攻击倾向上没有显著差异,在攻击倾向的获得自尊、合理化、报复和推诿责任四个维度上没有显著差异。
(4)辅导结束三周,实验组被试与控制组被试在总体攻击倾向上有显著差异,在攻击倾向的获得自尊、合理化、报复和推诿责任四个维度上有显著差异;实验组1被试与控制组被试在攻击倾向上有显著差异,实验组2被试与控制组被试在攻击倾向上有显著差异,实验组1被试和实验组2被试与控制组在攻击倾向的报复维度上有显著差异,两个实验组被试在攻击倾向的获得自尊、合理化和推诿责任三个维度上没有显著差异。实验组1被试与实验组2被试之间在攻击倾向及其四个维度上没有显著差异。
(5)辅导结束9个月,实验组被试与控制组被试在攻击倾向上没有显著差异,在攻击倾向的获得自尊、合理化、报复和推诿责任四个维度上没有显著差异;实验组1被试与实验组2被试在攻击倾向上没有显著差异,在攻击倾向的获得自尊、合理化、报复和推诿责任四个维度上没有显著差异。
在上述研究结果的基础之上,认为团体辅导对减少攻击性青少年的攻击行为有一定的即时辅导效果,没有持续的辅导效果;对减弱攻击性青少年的攻击倾向没有即时辅导效果;对减少攻击性青少年获得自尊、合理化、报复和推诿责任行为有一定时间的持续辅导效果,但是没有长期的持续辅导效果。
引证文献(2条)
1. 罗贵明 父母教养方式组合对大学生攻击行为的影响[期刊论文]-宜春学院学报 2009(3)
2. 应贤慧. 戴春林 罪犯自制力对敌意抑制效应的中介与调节变量[期刊论文]-中国临床心理学杂志 2008(5)
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范文二:程序公正作用机制中的调节变量
心理科学进展 2010, Vol. 18, No. 4, 623–629 Advances in Psychological Science
程序公正作用机制中的调节变量
高 记 马红宇
(华中师范大学心理学院, 武汉 430079)
摘 要 程序公正是指用于决定分配的过程是否公正。回顾近年来程序公正作用机制的相关理论以及实证研究结果发现, 对程序公正的效果起调节作用的主要有四类因素, 分别为情景因素、个体特征因素、分配结果因素以及领导者因素。今后该主题的研究应进一步关注发言权效应的跨文化验证、探索本土化程序公正原则、进一步考察情景变量的调节效应、加强领导者因素的研究、结合分配公正进行研究, 并应加强程序公正的应用性研究。 关键词 程序公正; 调节变量; 发言权 分类号 B849:C93
1 引言
公平问题是组织中经常面对的一个问题。走进现在的任何一家工厂或办公室, 如果问工人是否得到了公平的对待, 你一般可以轻松的开始一段谈话。他们会与你分享很多他们发现的公平或是不公平的事, 这些事情可大可小, 大到个人的福利待遇, 小到办公室的空间分配, 他们都会对这些事情做出是否公正的判断。现实生活中, 人们不仅关心分配时能得到什么, 如加薪我能加多少, 还关心分配的过程中的程序是否规范, 如加薪的程序是不是公正的, 因为只有公正的程序才有可能产生公正的结果, 此时个体进行的就是程序是否公正的判断。
程序公正的问题始于Thibaut 和Walker (1975)对法律程序的研究。他们发现人们不只关心资源分配的结果公正与否, 还关心资源分配的过程是否公正。Leventhal (1980)认为如果一项程序能够做到对不同的人具有一致性, 摒弃个人偏见, 依据准确的信息进行决策, 而且程序是可修正的, 能代表所有相关人的利益, 符合伦理道德标准, 那么人们就很容易将这种程序判断为是公正的。研究普遍发现, 在决策的过程中给予个体表达自己观点的机会(即个体有发言权) 的程序容易被个体感知为是公正的, 这种现象后来被称为发言权效应, 这种效应是“代表所有相关人的利益”这一原则的操作化指标。Coquitt 等(2001)的元
收稿日期:2009-10-04
通讯作者:马红宇, E-mail: mahy@mail.ccnu.edu.cn
分析发现个体确实非常在乎程序是否公正, 程序公正与否对个体的工作态度和行为有着重要的影响。鉴于程序公正的重要影响力, 程序公正的作用机制逐渐成为近年来公正领域备受关注的热点问题之一。
2 程序公正作用机制的相关理论
目前解释人们为什么在乎程序公正的理论主要有Thibaut 和Walke (1975)的工具性理论, Folger (1986)的参照对象认知理论, Lind和Tyler (1988)的关系模型, Cropanzano等(2001)的多重需要模型以及Van den Bos等(2001)的公平启发理论。工具性理论也叫自我利益模型, 该理论认为人们是为了通过公平的程序获得想要的理想结果(如晋升) 而在乎程序公正; 关系模型认为程序公正向个体传达了其与团体中的权威的关系, 如果被礼貌的对待则表明个体是受尊重的, 是有地位的。可以看出以上两种理论均认为个体出于利己主义的动机而在乎程序公正。公平启发理论则从认知的角度解释人们为何在乎程序公正, 该理论认为个体在进行公正判断的过程中程序公正的信息可以为个体节省认知资源, 即程序公正可以作为一种启发物帮助个体形成公正判断; 参照对象认知理论认为不公正的程序使人们觉得使用别的程序他们将会获得更好的结果, 即不公正的程序唤起了个体的反事实思维; 多重需要理论认为人们之所以在乎程序公正是因为程序公正满足了人们的控制、归属、自尊、有意义的生活四种心理需要(李晔, 龙立荣, 2002; 龙立荣, 2004;
-624-
心理科学进展 2010年
林晓婉, 车宏生, 张鹏, 王蕾, 2004; 林帼儿, 陈子光, 钟建安, 2006; 吴玄娜, 王二平, 2008)。
然而, 这些理论都是从比较宏观的视角来看问题的, 在解释程序公正的作用机制时都存在着缺憾:第一, 这些理论所阐述的是普遍情况, 如工具性理论和关系模型均认为个体是出于利己主义动机而在乎程序公正, 因而个体在对程序公正的在乎程度上应该没有差异, 但事实并非如此, 不同的个体在不同的情景下对程序公正的体验以及对程序公正的反应均有很大差异, 而已有的理论却没能说明在何种条件下个体更加在乎程序公正。第二, 虽然这些理论分别从不同的角度解释了人们为什么追求程序公正, 然而均是侧重某一方面, 只从单一的视角进行解释, 忽视了程序公正现象的复杂性, 如工具性理论立足于工具性利益, 关系模型立足于关系交换。而现实的情况要复杂得多, 不是单独的理论可以解释的, 或者每种理论都有其独特的适用条件, 但到底什么样的情形下何种理论起主要作用并不明晰。
为了深入探讨程序公正的作用机制, 很多学者从调节变量的角度入手, 考察特定的情景下程序公正的效果; 还有一些学者从中介变量的角度入手, 探讨程序公正的影响过程。目前对作用机制的探讨前者居多, 国外已经积累了一些这样的研究, 总结已有的研究结论, 探索程序公正的调节变量, 对理解程序公正的作用机制有着重要的意义。
境下, 是否有发言权影响个体的群体认同。除了实验研究也有相关研究发现不确定性对程序公正效果的调节效应, Lind等(2000)发现与雇佣过程中的公平对待相比, 工作终止过程中的公平对待对考虑起诉有更强的影响, 因为与雇佣过程相比, 解聘时个体面临的不确定性更高, 不能确定是否能找到新的工作。还有研究发现个体在工作环境中, 对工作标准和合适的行为的不确定性越高, 程序公正与工作满意感之间的关系越强(Diekmann, Barsness, & Sondak, 2004)。
以上研究中的不确定性是一种普遍的不确定性, 是指向社会环境的, 当个体的自我认同或自我接纳方面存在不确定性时, 个体对程序公正De Cremer和Sedikides (2005)存在着类似的反应。
通过自尊稳定性量表以及自我怀疑量表对被试进行区分, 高分组的被试属于高自我不确定性组, 均发现高自我不确定性的个体对由程序公正变化所导致的情感(积极、消极情感) 、认知(公正判断) 和行为(合作倾向) 反应更强烈。前面几项研究表明, 指向自我的和指向社会情景的不确定性都会影响个体对程序公正的敏感性, 即当人们处于需要应对生活中的不确定性的情境中时, 会对程序是否公正更加在意。
个体所处的群体环境也会影响个体的程序公正感知, 个体在感知到被群体包容和感知到被群体排除时对程序公正的反应是不同的。Van Prooijen 等(2004)研究发现群体归属感对发言权效应起调节作用, 公正的程序可能传递了一个被群体包容的信息, 而不公正的程序则传递的是被群体排除的信息, 因而当个体感知到被群体包容时, 个体对有发言权的程序的满意感以及对公正的判断高于被群体排除时, 即个体感知到被群体包容时的发言权效应大于被群体排除时。类似的研究还发现, 个体对群体的认同感强时, 个体对程序公正的反应更强(Lind, Tyler, Huo, & Smith, 1996) 。
在获得情景和回避情景下个体对程序是否公正的在意程度也不同, 获得情景如个体想要得到晋升, 回避情景如个体想要避免惩罚。Van Prooijen 等(2006a)研究发现与回避情景相比, 当人们处于获得情景时, 个体对程序是否公正更加敏感, 因为当人们处于获得情景时对与获得相关的线索更敏感(Higgins, 1997, 2000), 而程序公正3 程序公正效果的调节变量
3.1 情景变量
程序公正具有情景依赖性, 在不同的情境下给予同样的对待, 带给个体的感受有很大差异。当人们处于不确定性高的情景中, 如对某些事情失去控制, 不能预料到结果如何时, 人们更在乎程序是否公正, Van den Bos (2001) 通过三个实验研究证实了这一点。研究者让被试回忆失控的事件或是不确定的事件来唤起被试的不确定感, 与回忆普通事件相比, 那些回忆不确定性事件的被试由程序是否公正所引发的消极情绪反应的差异更大, 即在不确定性高的情况下, 程序公正的变化可以引起个体消极情绪的更大变化。De Cremer 等(2008a)的研究与之类似, 他们通过使被试回忆不能确定自己是否归属于某一群体, 唤起被试的归属不确定感, 发现在归属不确定的情
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提供了与之相关的线索。
以上研究可以发现个体所处的情景特点影响个体对程序公正的感知, 不同的情景激发个体不同的需要, 如果程序公正恰好可以满足这种需要时, 则该情景会增强程序公正的效应。除了情景因素外, 人们对公正的偏好是稳定且因人而异的(周浩, 龙立荣, 2007), 即一些特质因素也影响人们对程序公正的态度。 3.2 特质变量
个体是否相信自己的发言是有意义的影响其对程序公正的态度。生活在高权力距离文化中的个体比生活在低权力距离文化中的个体更少受发言权的影响, 即在低权力距离文化中(如美国) 发言权的水平与组织承诺之间的正相关高于高权力距离文化中的个体(如中国)(Brockner, Ackerman, Greenberg, Gelfand, Francesco, & Chen et al, 2001)。因为高权力距离价值观的个体在与权威交互作用的过程中受到角色限制的影响, 他们认为由权威进行决策是社会等级的本质方面, 相反持低权力距离价值观的个体, 希望权威能与他们分享权力, 并且认为在决策的过程中他们有权力表达自己的意见和观点。高权力距离的文化使个体认为自己的意见不会受到重视, 因而即使给予发言权个体也觉得意义不大。同样, 不同自尊水平的个体对程序公正的反应也不同。高自尊的个体非常自信自己能在决策的过程中提供非常有意义的投入, 与低自尊的个体相比更在意是否有发言权(Brockner, Heuer, Siegel, Wiesenfeld, Martin, & Grover, 1998)。
个体是否喜欢拥有发言的机会也影响程序公正的效果。高控制感的个体更在意是否有发言权, 如社会支配倾向高的个体喜欢控制, 比低社会支配的个体更加在乎是否有发言权。因此他们的程序公正判断更多的受是否有发言权的影响(De Cremer, Cornelis, & Hiel, 2008b)。同样, 开放性的个体喜欢开放性的程序, 即每个个体是平等的, 都应享受发言权机会。Fischer 和Smith (2006)研究发现, 在开放性(openness to change)特质的人群中, 程序是否公正对结果变量的作用大, 在保守(conservation)性特质的人群中程序公正对结果变量的作用小, 即开放性的个体更在意程序是否公正, 而保守性的个体则较少的受程序是否公正的影响。
自我中心的个体更在乎决策的程序是否公正。Van Prooijen等(2008)发现是否有发言权对自我导向的个体的影响(包括认知、情感以及行为) 大于社会导向的个体, 因为自我导向的个体只关注个人利益的分配, 而社会导向的个体同时关注自己与他人利益的分配。这也符合工具性理论和关系模型的观点, 因为自我中心的个体都是出于利己的动机, 所以更加在乎程序是否公正。
不同的个体对程序公正的敏感性不同, 不同特质的个体的内在需要不同, 因而会对程序公正有不同的反应。虽然不同的个体有不同的偏好, 但是个体都会关心由程序所带来的结果, 因此除了情景与特质变量外, 与结果相关的变量也会影响个体对程序公正的反应。 3.3 分配结果变量
决策结果与自身利益的相关性影响个体对程序公正的反应。Van den Bos和Spruijt (2002)发现决策的适宜性(appropriateness of decisions)影响个体对程序公正的反应。决策的适宜性指个体适不适合在决策的过程中被给予发言的机会, 比如在决定每个清洁工每天能打扫多少间教室时, 给清洁工以发言的机会就是适合的, 而给他们发言权参与学校的学科发展规划就是不适合的。研究发现当决策是适合的时候, 即对个体来说是非常重要的、符合其角色的决策时, 发言权效应存在, 给予发言权时对程序公正的判断高于没有发言权时; 当决策是不恰当的时候, 即对个体来说参与决策的内容与其本身关系不大或者不适合其社会角色时, 发言权效应不存在。
结果是否符合个体的意愿影响其对程序公正的感知。Blader (2007)研究发现合意的结果能提升人们对程序公正的感知, 并且这种效应受程序公正信息明确性的调节。在程序公正信息不明确的情况下, 即在缺乏可以表明程序是否公正的信息时, 合意的结果更能提升人们对程序公正的感知。另外Skitka 等的研究发现, 当结果违背了个体的道德需求时, 即使程序是公正也不能提高个体的程序公正感知, 即存在一种道德违背效应, 无论使用何种程序都不能提升个体的公正感知(Skitka, 2002; Skitka & Houston, 2001; Skitka & Mullen, 2002)。除了道德违背效应, Mayer等(2009)研究发现还存在认同违背(identity violation)现象, 即当决策的结果违背了个体的个人认同或社会
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认同时, 即使公正的程序个体也觉得是不公正的。可以看出, 无论是个人导向的认同违背还是社会导向的认同违背, 都会削弱个体对程序公正的感知。
最后, 结果依赖性影响个体的程序公正判断。结果依赖性指结果是否依赖于权威的决策, 当结果依赖于权威时发言权对个体程序公正判断的影响小于结果不依赖于权威时(Van Prooijen, Van den Bos, & Wilke, 2007)。如果个体相信他们的结果是由权威决定的, 个体认为权威可能不会言权。
当结果与个体自身的利益相关时个体非常在乎程序是否公正, 当结果违背自己的意愿时程序公正的效应受到削弱。另有研究发现当结果依赖于权威的决策时, 程序公正的效应被削弱, 削弱的原因与权威有关, 即领导者作为程序的执行者, 与其相关的一些因素将会影响个体对程序公正的反应。 3.4 领导者因素
领导者是否是可信的会影响个体对程序公正的反应, Van den Bos等人(1998)研究发现当关于权威是否值得信任的信息缺失时, 个体更加在乎程序是否公正。领导者是否是自私的、有偏见的也影响个体对程序公正的反应, De Cremer (2004)研究发现领导者偏见(leader’s bias)调节程序公正与程序公正判断之间的关系。当领导者被感知为无偏的时候, 程序公正判断受程序是否公正的影响, 但当领导者被感知为有偏的时候, 程序是否公正不影响个体的程序公正判断。在有偏的情况下, 准确的和不准确的程序均被认为是不公正的。因为有偏的领导者被认为是不可信的, 受这种消极信念的影响, 该领导者随后的任何行动, 即使是使用了准确的程序, 也会被评价为消极的。
领导者对人的一致性影响个体对程序的反应。Van Prooijen等(2006b)的研究考察了人们对消极程序即没有发言权的程序的反应, 发现当个体觉得权威对属下态度不一致时, 他们对关系对待(relational treatment)的评价更差, 关系对待指受到权威的尊重和信任的程度。即权威对人的一反应。
此外, 程序的来源也影响程序公正的影响力。当程序是由内群体的权威提供时, 是否有发言权对程序公正判断以及结果接受性的影响均大于由外群体权威提供时(St?hl, Van Prooijen, & Vermunt, 2004)。对于内群体权威, 不论结果如何个体都会在意是否有发言权, 因为发言权传达了个体在群体中地位的信息; 面对外群体权威, 当结果合意的时候个体并不在意是否有发言权, 而当结果不合意的时候, 个体非常在乎是否有发言权, 因为发言权能够带来想要的结果, 此时的发
考虑他们的观点, 也就不会太在意是否有发 言权充当了一种能够带来利益的工具的角色。
4 小结与展望
综合程序公正调节变量的一系列研究, 可以总结出两种思路来解释这种调节效应。首先, 可以用匹配的思路解释程序公正的调节变量:当某种情境或是个体特质等激发了个体的某种需要, 如减少不确定性, 增加控制感等, 而这时程序公正恰好可以满足个体的此种需要, 个体所需与程序所提供的恰好匹配, 这样的变量就会加重程序公正的效果; 但当由程序带来的某种结果违背了个体的某种需要, 如认同需要, 道德需要时, 程序公正的效果就会被削弱。其次, 可以用公平启发理论的替代效应解释程序公正的调节变量:当某种因素的存在替代了程序公正所起的作用时, 如领导者可信、结果满意等, 程序公正的效应会被削弱。而这两种思路又可以用多重需要理论来统合:当个体的需要, 无论是由个体特质决定的还是情景引发的, 只要这种需要能够通过程序公正得到满足, 程序公正的效应就会增强, 当这种需要可以由程序公正之外的其他因素满足时, 程序公正的效应则会削弱。
综上, 程序公正是一种人们进行公正判断的必要手段与途径, 可以满足个体的多种需要, 今后的研究可以从以下几个方面进一步的拓展: 4.1 进行发言权效应的跨文化验证
跨文化研究的学者指出个体对公正原则的偏好受文化的影响(Leung & Lind, 1986; Leung, 1987) 。对发言权进行操纵是西方程序公正研究最常用的方法, Tata (2005)比较了中国被试和美国被试对“发言权”与“人际对待”两个程序公正原则的在乎程度, 发现中国被试更看重人际公正, 在权。可能是因为中国属于权力距离比较高的国家,
致性影响了个体对消极(没有发言权) 程序的 乎如何被对待, 而美国被试更看重是否有发言
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而发言权效应在高权力距离文化下的效应较弱Francesco, & Chen et al, 2001)。因而国内在进行程序公正的研究时, 需要对发言权效应进行细致的探索, 比如可以研究哪些因素削弱了发言权效应。文化背景的差异除了表现在权力距离上, 人治与法治的文化差异也可能影响个体对发言权的反应; 还有个体现代性对发言权效应可能也有影响, 现代性高的个体发言权效应可能强于现代性低的个体; 另外, 关系主义、集体主义的差异也可能对发言权效应有影响。以后的程序公正的研究中, 上述这些变量在具体的研究设计中都是不可忽视的因素。
4.2 本土化程序公正原则的探索
既然发言权效应在国内可能不存在或是比较弱, 那么中国人最看重的程序公正原则是什么?早在三国时期, 诸葛亮在《出师表》中就提到“不宜偏私, 使内外异法也。”以及古语说“王子犯法与庶民同罪”。这些都是很重要的执法原则, 分别对应了六项原则中的无偏性和一致性, 是否表明在六项程序公正原则中, 中国人最看重的是无偏性和一致性?可以直接借用西方程序公正的研究情景与研究范式, 弄清中国人最在乎的程序公正原则是什么。
另外, 国内学者编制组织公正问卷时, 发现了一些国内特有的程序公正原则, 如分配是公开的和透明的, 分配制度都能得到很好地执行。这些原则无法对应到西方的六项程序公正原则中, 是否表明中国人眼中的程序公正原则有不同于西方的地方?中国人眼中的程序公正原则究竟有哪些, 可以通过关键事件访谈, 提取程序公正原则, 开发中国人的程序公正原则量表, 探索中国人眼中的程序公正原则是什么。 4.3 进一步考察情景变量的调节效应
情景性变量可以影响程序公正的效果, 而且不同情境下程序公正原则的相对重要性不同, 即情景性还可能影响程序公正原则的相对重要性(Leventhal, 1980)。如Barrett-Howard 和Tyler (1986)考察不同关系的人之间进行资源分配时程序公正原则的相对重要性, 发现在正式的、合作的任务指向的关系中, 一致性原则更为重要。Colquitt 和Jackson (2006)研究发现相对于个人情景, 在团队情境中一致性和决策控制原则更为重
要, 不同的团队规模也影响原则的相对重要性, 偏性原则在多样化的团队中更为重要。有关分配公正的研究发现, 中国被试在面对内、外群体情景时使用不同的分配原则, 对内群体使用平均分配, 外群体使用按劳分配, 而美国被试对内、外群体均使用按劳分配原则(Leung & Bomd, 1984)。可以借鉴该范式研究程序公正原则的偏好差异, 从两方面结合起来考察情景的作用, 一方面继续考察情景变量对程序公正效果的调节作用, 另一方面还应进一步研究程序公正原则的情景敏 感性。
4.4 加强领导者因素的研究
人的因素尤其是执行者的因素在程序公正的作用机制中扮演着重要的角色, 因为程序的执行过程离不开执行者。执行者的个人特质、行事风格、公众形象等都会对其执行程序的效力造成影响。目前虽有研究表明执行者因素对程序公正的效果起调节作用, 但对这一因素的关注还不够, 尤其是在中国文化背景下考察执行者对程序公正效果的调节作用具有重要意义。由于中国是一个高权力距离的国家, 深受儒家传统人治思想的影响强调人的作用, 古语说“不难于得方而难得用方之医; 不难于立法而难得行法之人”, 以及民间谚语常说“经是好经, 就是让一帮歪嘴的和尚给念歪了”, 均表明执行者的因素在政策或制度执行过程中的重要性。与西方相比执行者因素在中国文化背景下所起的作用可能会更强, 公众眼中公正的执行者应该具有的特质有哪些?这些特质对程序公正效果的调节作用有什么差异?这都需要深入的探索和总结。
4.5 结合分配公正进行程序公正的作用机制研究
除了上述单独考虑程序公正的调节变量外, 还应有宏观的视野, 考虑程序公正与分配公正结合的问题。因为最初研究程序公正的目的是为了促进分配公正, 即通过程序公正进一步落实分配公正, 因而程序公正与分配公正是紧密相连的, 离开分配公正空谈程序公正会使程序公正的研究成为无源之水, 同时也违背了程序公正研究的初衷。因而在探讨程序公正作用机制的调节变量时应该结合分配公正, 在程序公正与分配公正的联合情境下, 考察哪些变量会起到调节作用。如Cropanzano 等(2008)发现自我调节点是程序公正
(Brockner, Ackerman, Greenberg, Gelfand, 在小型团队中准确性原则最重要, 而一致性和无
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与分配公正交互作用的调节变量, 对于防御调节点的个体, 由公平的程序带来不利的结果时程序公正判断最低; 对于提升调节点的个体, 由不公平的程序带来不利的结果时, 程序公正判断最低, 这样联合情景下的研究对进一步理解程序公正的作用机制是大有裨益的。 4.6 加强程序公正的应用性研究
最早的程序公正问题起源于司法领域, 后来引入到组织管理领域。然而程序公正的问题不仅仅存在于司法和组织领域, 也存在于公共管理领域(李大治, 2006)。改革开放后我国经济飞速发展的同时也带来一些社会问题, 如分配体制改革使得部分地区出现贫富差距, 因而出现各种社会矛盾, 不同社会阶层的民众之间的冲突以及民众与政府间的冲突时有发生, 这些冲突的有效解决关系到社会的稳定与和谐, 如何在保证经济高速发展的情况下维护社会稳定是关键的社会问题之一。在这些冲突问题的解决过程中同样存在着程序公正问题, 比如政府在处理民众的冲突时, 如果政府的处理过程中违背程序公正的原则, 使得民众不能知觉到程序是公正的, 这会严重影响民众的态度和行为, 因而从程序公正的角度去解决一些社会问题可能是一种有效的新视角。具体到实际研究中, 可以考察第三方在处理冲突事件时应该遵守的程序公正原则有哪些, 这些原则的影响效果是怎样的。 参考文献
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Abstract: Procedural justice is the extent to which people perceived decision-making procedures as fair. We find four kinds of factors were the moderator of the procedural justice by reviewing the relative theories and the conclusion of the researches; they are as follow, situation factors, personal characteristic factors, distributive outcome factors, and leader factors. At last, the problems of procedural justice research and research orientation are provided, such as, validate the voice effect across culture, explore native procedure justice principle, and further develop the moderate role of the situational factor and so on. Key words: procedural justice, moderator, voice.
范文三:调节变量的定义
1998年,伊利副总裁牛根生突然被总裁郑俊怀扫地出门,在此之前,牛根生主管全国生产经营,业绩一直特别出色。牛根生白手起家,受尽老东家伊利的刁难和打压,硬是在重重围剿之中杀出一条血路,6年之后,蒙牛的销售额和市场占有率超过伊利成为全国第一。
更富戏剧性的是,6年后的今天,郑俊怀因不义之财锒铛入狱,牛根生却散尽十亿财富功成名就~真的是三十年河东,三十年河西~风水轮流转,冰火两重天~ 这种事,无论中国外国,都非常罕见~
传奇的背后隐藏了太多的秘密,郑俊怀何以对辅佐自己16年的牛根生反目,牛根生何以在短短6年之内凭空打造出蒙牛,6年以来,牛根生及蒙牛上上下下一直对外界三缄其口。
2005年4月7日深夜,内蒙古呼和浩特市和林格尔县牛根生的家里,本刊记者陈斌与牛根生彻夜长谈,牛根生真情述说,终于一一揭开罩在牛根生及蒙牛身上不为外人所知的秘密。
置之死地 逼上梁山 揭竿而起
本刊独家揭密:牛根生向郑俊怀递交了三次辞呈,前两次被郑俊怀劝回.第三次在董事会上递交辞呈,郑俊怀说:我并没有这个意思啊~牛根生说:那我收回这个辞呈~牛根生伸手去拿辞呈时,郑俊怀迅速地用手紧紧摁住。 郑俊怀:伊利有他没我,有我没他~
1998年上半年,身为伊利生产经营副总裁的牛根生突然感觉到了不对劲,自己在伊利做了16年,但最近在使用资源方面却感到了某种不顺畅,就是调动很小的一部分资金,也有众多部门来掣肘。最极端的时候,牛根生买把扫帚都要打报告审批。
从某种意义上说,牛根生是当年伊利的第一功臣,伊利80%以上的营业额来自老牛主管的各个事业部。除了业绩,牛根生在伊利员工当中的威望,并不比郑俊怀差,人们对牛根生的信服来源于他的为人之道和人格魅力:一个普通工人得了重病,牛根生第一个捐款,一下子就是1万元;有段时间,通勤车司机有事,牛根生代劳,一个新工人不认识牛根生,一个劲地向别人夸奖牛根生:新来的胖司机态度真好,让他停哪就停哪;因为业绩突出而奖了一笔钱可以买好车,牛根生折合成4辆面包车,分给自己的直接部下;100多万的年薪,牛根生基本上都分给了自己的员工。
牛根生找到郑俊怀反映问题,第一次感到老大哥眼神里传递出的陌生感和不信任感,牛根生似乎明白了什么。如果仅仅是威望和不俗的业绩,倒也不至于让郑俊怀最终和牛根生反目成仇.记者经过多方走访之后,最终从几位既了解伊利又了解蒙牛的老员工那里得到了真相,郑俊怀决定和牛根生决裂的导火索在于企业发展战略的分歧。记者提到这一点的时候,牛根生对此没有异议。 郑俊怀的战略思想是稳中求升,而牛根生的战略思想却是大胆挺进,利用一切可以利用的手段和资源让伊利超常规成长.但是,郑俊怀担心,如果伊利按照牛根
生的战略思想发展,自己就会对伊利失控,这是他绝对不允许发生的。这时候,郑俊怀已经下决心让牛根生出局。当牛根生意识到这一点的时候,他已经很难在伊利施展他的抱负了。
牛根生一共向郑俊怀递交了三次辞呈。第一次和第二次,郑俊怀都说了一些挽留的话:没有这个意思啊,你误会了~牛根生只好收回了辞呈。但牛根生发现自己的环境不仅没有改变,而且越来越恶劣。牛根生第三次递交辞呈是在伊利的一次董事会上。牛根生将辞呈放到郑俊怀的面前,第一次将辞职的事情摆到了桌面上。牛根生对郑俊怀说:郑大哥,如果你想让我离开,我现在就正式辞职,至少不能因为我个人影响企业的发展。郑俊怀脸色有些难看,但还是说:我并没有这个意思啊~牛根生接过话,说了一句:那我就收回这个辞呈~当牛根生伸手去拿自己的辞呈时,郑俊怀迅速地用手紧紧摁住了辞呈,对牛根生说:你先回避一下,我们讨论讨论再做决定~牛根生一离开,很少激动的郑俊怀突然流着泪对在座的人说:伊利有他没我,有我没他~会后,郑俊怀找牛根生谈话,告诉牛根生:你不是想辞职吗,那我免你的职。我们采取一个过渡的方式,公司安排你到一个大学进修,但是有两个条件:第一,一定要离开呼和浩特500公里以外;第二,学习时间不能少于两年。 在伊利待了16年,你的业绩很好,员工也很爱戴你,突然不明不白地离开了企业,既不反抗,也不喊屈,你当时真能心平气和的接受这个现实吗,记者问。
牛根生皱了皱眉头,非常动情地说:我当时非常难受,一生当中我非常难受的有那么三次、两次,这是其中的一次,几乎到了欲死的程度。 反思:流放北大,面壁十年图破壁
与伊利风雨同舟了16载的牛根生就这样来到了北京大学,整天骑着一辆破自行车穿梭于各个教室之间。当老牛坐在教室里听课的时候,坐在他旁边的都是18岁左右的学生,老牛当时已经40岁。我当时也不知道是光荣呢还是可耻,到了北大,人家问你是干啥的,整天跟一些小姑娘和小伙子坐在一起,看起来不和谐啊。好在我在社科院有一个文凭,当时办的是教师进修,我就自封了一个 访问学者 . 访问学者并不好当,牛根生必须首先化解掉内心的委屈和痛楚,方才可能静下心来融入到陌生的校园环境当中去。
好在我能想得开,我的历史上比这么难过的事情多得多。当我也是十八九岁的时候,因为义气啊仗义啊什么的在社会上打架,被公安局抓了去,关在看守所里,收审啊,行政拘留啊,3个月,2个月,好在没有判刑。后来,呼市政法委的领导到蒙牛参观,其中三分之一我都认识,他们当年都培训和教育过我啊。牛根生呵呵地笑。
我在20岁之前都经历过这样的事情,后来自然变好了,所以从面子上我还是过得去的。正好,我没有上过名牌大学,所以我当时就好好地享受名牌大学的学习生活。利用这段时间,我做了大量的调查研究,听了很多经济学家的课,寻找揣摩自己所不知道的东西,只要自己不知道的我就去学。大学老师怎么讲课,学习的方式和方法有哪些,思考的方式和角度有哪些, 你坐在北大的教室里听课的时候,脑子里真的能放下企业吗,记者不相信老牛过得如此清闲。
放不下啊~我当时听讲的时候都是带着问题去的。牛根生说。 从伊利开始就跟随牛根生的一个部下告诉记者:老牛从北大回来之后,无论是看问题的角度或者做事情的方法又比过去成熟了许多。老牛利用这一段时间重新审视了自己在伊利16年的各种经验和教训,让原本在企业中形成的应激反应模式转换成理性的思维模式。俗话说,士别三日,当刮目相看。你想想,老牛潜心思考总结了半年,本来就比一般人看得高、想得远,这一沉淀、升华,思想上得有多大的进步,牛根生在北大学习了一个学期,这个学期对老牛来说,不仅仅是学习,更应该是他反思的过程。面壁十年图破壁,当他结束学习的时候,蒙牛的草稿或许已经在他的脑中形成了。
无奈:破釜沉舟,置之死地而后生
我这样的人你们要吗,1998年年底的一天,已经正式从伊利辞职的牛根生溜达着去了呼和浩特的人才市场,他站在一家公司的招聘柜台前询问来招聘的人。你多大了,对方问。40岁。老牛回答。对不起,你这样的年龄在我们企业属于安排下岗的一列。对方直言不讳笑着回答。
牛根生也并非真的想通过人才招聘市场找工作,老牛当时的想法,就是想看看如果离开了原来所熟悉的环境,离开了乳业,他的价值还有多少被承认,结果发现从事了多年管理工作的自己在别的企业根本没人要。别的企业不要不等于老牛找不到好工作,有一家乳品企业得知牛根生辞职之后,老板马上找到牛根生,愿意出很高的薪酬邀请牛根生加盟。牛根生向对方提出了一个条件:用我老牛的管理经验和人脉资源入股,让我成为股东。结果,这个条件把对方吓跑了。牛根生后来对他的部下说:他们当时觉得我这个要求是痴人说梦~后来有人评价说,这个企业没有意识到,他牛根生是一台印钞机。
既然没有新东家赏识,老牛打算自己做点事情解决生计。牛根生一开始想开一家海鲜大排档,房子选好了,模式考虑好了,结果是一种无形的力量让这个计划难产。直到这个时候,牛根生才意识到,自己虽然离开了伊利,但伊利那种罩在他头上的阴影并没有散去。
既然海鲜大排档做不下去,那么办个给别人擦皮鞋的工厂总可以吧,也不行~人家明摆着就是要赶尽杀绝,不想给老牛一条活路.就在这个时候,原来跟随牛根生的一帮兄弟纷纷被伊利免职,他们一起找到牛根生,希望牛根生带领他们重新闯出一条新路。这几个人分别是:伊利原液态奶总经理杨文俊,伊利原总工程师邱连军,伊利原冷冻事业部总经理孙玉斌,伊利原广告策划部总经理孙先红。除了伊利人事和财务的头,伊利各个事业部的头都到了牛根生这里。 牛根生想了想自己的困境,然后对他们说:哀兵必胜~既然什么都不让我们干,我们就再打造一个伊利~大家起个新名字吧。结果,大家起了一个名字叫蒙牛。 韬光养晦 逆来顺受 绝地反击
本刊独家揭密:××公司资金扶持××品牌公司,策划几十家媒体恶意诽谤蒙牛。公安机关查出之后,当地政府对××公司采取三项惩罚措施:罚款6000万,公开
道歉,下不为例。然后征求牛根生的意见。除了下不为例,牛根生建议不要实行另外两项措施。
1999年1月,蒙牛正式注册成立,名字是蒙牛乳业有限责任公司,注册资本金100万,基本上都是牛根生和他妻子卖伊利股票的钱。牛根生的蒙牛一成立,得知此消息还在伊利工作的老部下开始一批批地投奔而来,总计有几百人。牛根生曾经告诫他们不要弃明投暗,面对无市场,无工厂,无奶源的三无环境,没有人能保证蒙牛一定会有一个光明的未来。但是,老部下们义无返顾地加入了蒙牛的团队。在蒙牛新的管理团队当中,牛根生只从外边请了一个人,那就是伊利原先的党委副书记卢俊,当时已经调任内蒙古证券委任处长。牛根生曾经对他的部下说过:一切竞争要从设计时开始.卢俊既是党政内行,又是乳业专家,还是证券方面的高手,牛根生请她来的目的很明确:蒙牛一开始就要做成股份制公司,让蒙牛有一个健康的开始。
刚过了8个月,1999年8月18日,蒙牛就进行了股份制改造,名字变为内蒙古蒙牛乳业股份有限公司,注册资本猛增到1398万元,折股1398万股,发起人是10个自然人。按照出资额度排序,他们是:牛根生、邓九强、侯江斌、孙玉斌、邱连军、杨文俊、孙先红、卢俊、庞开泰、谢秋旭。其中,邓九强是呼和浩特市轻工机械有限公司的老板,给蒙牛提供冰淇淋、牛奶工业设备,后来投奔牛根生成了牛根生的副董事长。谢秋旭是广东潮州阳天印务有限公司的董事长,以前跟伊利合作印牛奶、冰淇淋包装盒的时候,认识了牛根生,并且成为老牛的挚友,后来又和蒙牛合作,并且在一段时间之内是蒙牛最大的自然人股东。其他人大都是原伊利公司的管理与技术人才。
秘密谈判,虚拟经营
万事开头难~就在呼和浩特市一间53平方米的楼房内,牛根生从家里搬来了沙发、桌子和床,蒙牛的发展奇迹由此拉开序幕。知己知彼,百战不殆~牛根生知道自己的短板是无市场,无工厂,无奶源,他也知道自己的长板是人才.跟随牛根生的这批人原先都是伊利液态奶、冰激凌、策划营销的一把手,他们在生产、经营、销售、市场、原料设备方面在行业内都是顶尖的人才,老牛决定采取虚拟经营的方式,用人才换资源.因为伊利从中作梗,开始虚拟经营的几次谈判被搅黄了,牛根生只好明修栈道,暗渡陈仓. 1999年2月,牛根生经过秘密谈判和哈尔滨的一家乳品企业签订了合作协议,牛根生派杨文俊等8人全面接管了这家公司。通过他们的管理给这家企业带来很好的效益的同时,蒙牛产品也由这家工厂新鲜出炉.老牛是个明白人,借鸡下蛋只不过是权宜之计~1999年1月到4月,身处呼和浩特的牛根生一边对远在哈尔滨工厂的8人团队遥控指挥,开始生产第一批蒙牛产品,同时摇身一变成了民工头,在距离呼和浩特和林格尔县一片比较荒凉的不毛之地上热火朝天地建起了自己的工厂。
广告牌被砸,因祸得福
1999年4月1日,呼和浩特市的老百姓一觉醒来,呼和浩特市主要街道旁边的300块广告牌全是蒙牛的广告:向伊利学习,为民族工业争气,争创内蒙古乳业第二品牌~5月1日,就在老百姓讨论蒙牛的余热还没有结束的时候,48块蒙
牛的广告牌一夜之间被砸得面目全非。蒙牛的广告牌被砸反而使得社会关注蒙牛的热度再次升温,蒙牛开始变得愈神秘,愈美丽.当时的媒体记者顺藤摸瓜找到了蒙牛的代言人,发现此人竟然是伊利曾经主管生产经营的副总裁牛根生。牛根生不愿意接受媒体采访,但是很愿意和记者聊聊,聊的过程,记者发现呼和浩特竟然还有这样一位极具个性的企业家。
当记者问及牛根生为何被伊利免职时,牛根生回答:君叫臣死,臣不得不死~蒙牛的广告牌到底是谁砸的,牛根生没有给出答案,在老牛看来,答案是众人皆知,但他宁愿让大家伙心照不宣。
蒙牛到底是谁的企业,牛根生说注册人不是他,因为环境险恶不允许他出头露面。
蒙牛是在克隆伊利吗,牛根生说不是克隆而是补缺,他提到了可口可乐和百事可乐、宝马和奔驰共同竞争却能发展得更好的例子。
蒙牛能做好吗,牛根生说:做鞋必须要怀着给自己做鞋子的思想,鞋才能做得好~ 韬光养晦,得道多助
煮豆燃豆萁,豆在釜中泣。本是同根生,相煎何太急。1999年初,牛根生虽然隐姓埋名躲在幕后,也没有逃脱继续受打压的命运。竞争对手为了封杀蒙牛,争夺奶源,蒙牛有的牛奶车半路被截,牛奶被当场倒掉。
为了减少冲突和不必要的麻烦,同时最大限度地保护自己,牛根生很快制定了收奶三不干政策:凡是伊利等大企业有奶站的地方蒙牛不干(不建奶站);凡是非奶站的牛奶,蒙牛不干(不收);凡是跟伊利收购标准、价格不一致的事,蒙牛不干。
同时,牛根生启动中国乳都的概念,通过公益广告的形式打出我们共同的品牌——中国乳都。呼和浩特的口号,在众多场合提到伊利时都把伊利放在自己的前边,在所有的口径上都将内蒙古所有的乳品企业打上一荣俱荣,一损俱损的烙印。这样做的直接结果是,蒙牛赢得了政府的支持,使自己的命运和内蒙古的经济发展大局捆绑在一起,抬高竞争对手的同时保护了自己。
牛根生又不是三头六臂,他就是一天不睡觉,顶多也只有24个小时,他怎么能够同时操作这么多事情而又让阵脚不乱呢,
一个人死了如果还可以重新活一次,那么第二次生命,他肯定能做成任何事情。重新做人不太可能,但是重新做企业是有可能的。我在做蒙牛之前,养牛、种草、干乳业,我已经做了21年,公司从小到大、从无到有的整个过程我都经历过。21年之后,我又重新从零开始做乳业,我就回过头来想过去经历的那些事情:当时,我每一年都做些什么事情,现在重新来做,做对的事情能否提高效率,那些曾经犯过的错误能否不再犯,这就是熟能生巧、厚积薄发。老牛如是说。 要说感情,我对伊利的感情,实际上不比对蒙牛的少
2003年,伊利为了庆祝股份制创立十周年而举行了一场声势浩大的庆祝活动。令郑俊怀和所有伊利人没有想到的是,牛根生不请自去。老牛当场对伊利的员工说了一番至情感人的话:我在伊利干了16年,在蒙牛才干了5年。我最好的年华,奉献给了伊利,在这里流过的泪、淌过的汗、洒过的血,比在蒙牛多得多~所以,要说感情,我对伊利的感情,实际上不比对蒙牛的少。活动结束,牛根生得到了一套茶具,这套茶具如今整整齐齐地摆放在老牛办公桌对面的茶几上。或许这证明了老牛对伊利的复杂感情,或许这让老牛始终要提醒自己些什么。但是,无论如何,牛根生在伊利的这招情感行动收到了效果,至少是让那些认识或者不认识牛根生的伊利员工对老牛有了些另外的看法。
要下不为例、永不再犯~
从2003年到2004年,一股来自某些媒体质疑、诽谤蒙牛和牛根生的暗流也逐渐形成,一些地方黑势力借助投毒等手段威胁、恐吓蒙牛的事情也开始接二连三地发生。
此时的蒙牛,已经积聚了足够的力量,对于这种下三滥手段,就用阳光的办法对付。公安机关出面,暗流和黑势力被一一识破、捣毁,相关责任人受到了法律的制裁。其中用虚假新闻诽谤蒙牛的是由一个品牌策划公司全权负责,调查发现××公司为了扶植这个公司变相订了600万的合同金额,诽谤新闻稿件涉及数十家媒体、近百篇稿件。案件查清楚之后,当地政府拟定了对××公司的三项惩罚措施:第一,××公司在新闻媒体上公开向蒙牛道歉,恢复蒙牛名誉;第二,××公司可以出600万对蒙牛诽谤,其造成的损失至少在这一金额的10倍以上,赔偿经济损失6000万;第三,××公司要下不为例、永不再犯~
当地政府征求牛根生的意见,老牛说:草原品牌是一块,蒙牛和××公司各一半,××公司道歉损毁的不仅仅是××公司品牌,而且是大家的品牌,所以不用道歉。6000万也不是一个小数目,蒙牛的员工大部分都是从××公司过来的,就当这6000万是蒙牛为员工交学费了。第三条,我接受,希望××公司下不为例、永不再犯~老牛有一句座右铭:小胜凭智,大胜靠德,牛根生这样理解自己的这句座右铭:其实就是 与自己较劲 ~发生任何问题,先从自己身上找原因。因为改变自己容易,改变别人难。假使矛盾双方的责任各占50%,那么,你先从改变自己开始。当你主动改变后,你会发现,对方也会跟着改变,而且这种改变不是同比例的,往往你改变10%后,他会改变30%,真所谓 你敬他一尺,他敬你一丈 .万一你改变了50%以后,对方还是一点不变,怎么办呢,你还是要坚持 与自己较劲 .因为95%的情形不是这样的。当你无数次地 与自己较劲 后,回头再看,大数定律的效能就显现出来了:你通过改变自己而改变了世界~古语云:哀兵必胜。其实,牛根生非常明白忍是心字头上一把刀.相对于刚刚起步的蒙牛来说,如果对伊利的封杀举动正面抵御甚至以攻对攻,则可能激化矛盾。如果闹到不可开交,谁会去打一个利税大户而帮一个小不点儿呢,以退为进,性格相当血性的老牛其实有大智慧。
知己知彼 奇兵致胜 兵贵神速
独家揭密:牛根生见到杨利伟的时候,对他说:利伟啊,除了你的爸爸妈妈、你的妻子孩子,你的直系亲属,党中央和国务院的领导,除了你的团队和战友,除了认识你的朋友,在你所不认识的所有陌生人当中,我对你的事情是最关心的……
小区包围超市,所有产品免费品尝牛根生知道,在市场上也不能和伊利正面冲突,他将第一个目标定在了深圳。伊利刚刚兵败于此。伊利采取先打媒体广告,随后超市跟进的策略,结果彻底失败,因为深圳的老百姓基本上都认准了洋品牌的口味,伊利为此付出了几百万的广告费而无功而返。
牛根生了解伊利的短板,也知道伊利强项当中的弱点,他决定采取另外一套战术:蒙牛的各路人马穿着蒙古服装打着横幅和标语到各个小区门口,横幅上写的是来自内蒙古大草原纯天然无污染的牛奶、不喝是你的错,喝了不买是我的错,蒙牛产品全部都是免费送给居民品尝。结果,小区的居民一喝不错,他们到超市的时候就会问,蒙牛的产品一下子在深圳各大超市迅速火了起来。 依靠这招小区包围超市,所有产品免费品尝的策略,从1999年开始,蒙牛的产品快速进入北京和上海的市场。从1999年到2001年,伊利的主营业务收入和利润总额平均每年递增速度超过40%,2001年主营业务收入突破27亿元;蒙牛则以超过300%的速度翻番增长,2001年销售收入突破7.24亿元。 我们就是利乐枕的领导者
2000年,蒙牛的资金还很紧张,牛根生却突然决定上运奶车桑拿浴车间和闪蒸设备.运奶车桑拿浴车间在国内尚属首例。奶罐车从奶源基地每向工厂送完一次奶,都要在高压喷淋设备下进行酸、碱、蒸汽及开水清洗,最大程度地保持牛奶的原汁原味。桑拿设备需要300多万,一年的运行费用也是300多万。闪蒸工艺,是在百分之百原奶的基础上再剔除掉一定比例的水分,从而使牛奶的味道更加纯正。只不过,每生产一吨牛奶都要比同类不闪蒸的企业少挣300块钱。结果,就是别人看来多此一举、增加成本的两项措施,很快让蒙牛牛奶的质量在老百姓心目中变得有口皆碑,销量大幅度提升,有些城市甚至出现了蒙牛奶供不应求的现象。蒙牛少挣了一些钱,但是在质量方面和其它产品拉开了档次。 调节变量的定义
如果变量Y与变量X的关系是变量M 的函数,称M 为调节变量。就是说, Y与X 的关系受到第三个变量M 的影响。调节变量可以是定性的(如性别、种族、学校类型等) ,也可以是定量的(如年龄、受教育年限、刺激次数等) ,它影响因变量和自变量之间关系的方向(正或负)和强弱. 例如,学生的学习效果和指导方案的关系,往往受到学生个性的影响:一种指导方案对某类学生很有效,对另一类学生却没有效,从而学生个性是调节变量。又如,学生一般自我概念与某项自我概念(如外貌、体能等)的关系,受到学生对该项自我概念重视程度的影响:很重视外貌的人,长相不好会大大降低其一般自我概念;不重视外貌的人,长相不好对其一般自我概念影响不大,从而对该项自我概念的重视程度是调节变量。
中介变量的定义
考虑自变量X 对因变量Y的影响,如果X 通过影响变量M 来影响Y,则称M 为中介变量。例如,上司的归因研究:下属的表现———上司对下属表现的归因———上司对下属表现的反应,其中的“上司对下属表现的归因”为中介变量 。
如果一个变量与自变量或因变量相关不大,它不可能成为中介变量,但有可能成为调节变量。理想的调节变量是与自变量和因变量的相关都不大。有的变量,如性别、年龄等,由于不受自变量的影响,自然不能成为中介变量,但许多时候都可以考虑为调节变量。对于给定的自变量和因变量,有的变量做调节变量和中介变量都是合适的,
谢谢采纳。
追问
很急迫
我想问问,为什么一个变量可以既是调节又是中介变量,按照温忠麟的说法,貌似一个变量是中介,就不可能是调节变量;另外,国外有作者说加入中介变量后,自变量对因变量的解释力下降才是中介变量,但是我这里出现按照温忠麟的检验中介变量的程序是显著的,说明是中介变量,可是加入中介变量后自变量对因 国际劳动力流动现状及发展趋势
(2009-03-11 17:30:56)
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当前国际间劳动力流动的区域有以下特点:
据国际劳工组织的预计,全世界约有1.4亿人在国外工作,每年全球劳动人口流动达6000万人,而且在不断增加。按照经济学原理,生产要素总是从报酬低的地区或行业流向报酬高的地区或行业,作为劳动力要素也不例外。当前,劳动力流动主要是从发展中国家流向发达国家。由于各个国家在全球劳动力流动过程
中所处的地位、所面临的形势、所采取的政策不同,各大洲的劳务市场呈现出不同的特点。
一、 欧美市场
作为当今世界最发达的经济体,欧盟和美国的薪酬福利体系对外来劳动力无疑是极具吸引力的,加上其存在大量劳工短缺和高失业率,开拓欧美国家的劳务市场显示出良好的前景。但由于历史和文化的差异,欧美的劳动力市场只对东欧各国和部分非洲国家开放,而对中国的开放度很低。
美国:尽管美国诸多行业存在着大量的劳务需求,但其劳动力市场只对北美自由贸易协定(NAFTA)的内部成员开放,主要从墨西哥引进劳务。在市场准入方面严格限制其他国家劳务的进入,政府基本上不批准中国中低级劳务的工作申请。同时,美国还存在着严重的资格歧视,不承认中国公民在中国国内拥有的教育学历和职业资格,限制了中国公民的市场进入机会;美国政府只承认墨西哥四年制高等教育学历,给予其受高等教育者合理的市场准入机会。
欧盟:多数欧洲国家不对我国开放劳务市场,而只对欧盟成员开放市场;只有在欧盟成员不能满足国内劳务市场需求的情况下,才允许从包括中国在内的其他国家引进劳务。欧盟除对中国公民进行资格歧视外,还在出入境管理方面实行差异待遇。在多数欧洲国家的海关和边防管理口岸,通常对欧盟国家以外的公民单设通道,严格审查。不过,近来西班牙对非法劳工的“大赦”和英国对中国开放医护市场显示出其引进外籍劳工的灵活性。
二、 亚洲市场
亚洲市场是中国对外劳务输出的主要市场,一方面,亚洲各国对外来劳务的限制较少,另一方面,由于亚洲各国,尤其是东南亚国家,无论是地理位置,还是文化背景都与中国相近。2005年,我国劳务输出在亚洲市场的营业额占行业总额的54.3%,其中日本、新加坡和韩国的业务创造了40%的营业收入。
亚洲开发银行的发展报告表明,除了日本以外的亚洲其他地区,未来3年的GDP增长率将介于6.5%-6.9%,这一增长率远远高于世界其他国家。伴随着GDP的高速发展,亚洲各国在加快基础设施建设,并进行产业结构调整。一些国家和地区已出现劳动力短缺,尤其是技术劳务和管理人员的缺乏。
日本:目前,日本只对拥有专门技术、技能和知识的外国人发放就业签证,限制其他外国人参与就业,中国对日本的劳务输出主要通过派遣研修生及技能实习生的渠道。近年来,日本人才派遣公司通过中介机构和日资企业在华招聘电脑软件人员、机械设计等专门技术人才等,派往日本企业从事技术工作,据日本科技省预计,日本工程和专业技术人员缺乏301万人。随着日本人口老龄化日趋严重,劳动力供需矛盾日益突出,全面开放国内劳务市场指日可待。
韩国:由于经济的高速增长和国内就业观念的变化,韩国普遍存在着劳动力短缺问题,缺口为55万左右,其中,制造业、服务业、建筑业、水产业和农畜业
劳动力缺乏尤为严重。目前,韩国主要通过产业研修制、雇佣许可制和访问就业制从亚洲各国引进劳动力。由于中韩两国政府尚未签定《劳动力派遣与谅解备忘录》,中国公民还不能通过雇佣许可制进入韩国。
新加坡:新加坡是中国对外输出劳务的第二大市场,中新劳务合作十分密切。中国在新劳务人员主要集中在建筑业、制造业、海事,以及空乘、医护、幼师、餐饮等行业。由于语言、文化背景相同,加上中国工人技术好、效率高,在新加坡外劳市场上具有较强的竞争力,颇受雇主欢迎。近年来,新加坡政府一方面严格加强对外国工人的管理,一方面逐步放宽各产业引进外国工人的配额限制,同时通过调节劳工税来控制引进外国工人数量,使外国工人流向那些真正需要的产业和企业。
马来西亚:马来西亚是由劳务输出国转为劳务输入国的,从长期的发展趋势看,不同行业引进外籍劳工呈现出不同的发展态势。建筑业和制造业对国外劳动力的需求在逐步减少,服务业和种植业的劳工需求呈上升趋势。此外,船运与再保险业、旅游业、教育与保健服务业、码头与航空业也都需要一定数量的外来劳工。目前,马来西亚并未对中国开放劳务市场,因此,中国在马的劳务主要是专业技术人员。
三、 非洲市场
近日,联合国非洲经济委员会、国际货币基金组织等国际权威机构先后发表报告,对非洲经济发展前景进行预测:2010年前,非洲经济将以年均超过3.7%的速度增长,人均国民收入以1.5%以上的速度增长;21世纪前25年,多数非洲国家的年经济增长率有望保持4%-5%的水平。联合国《2006年世界经济展望》说,2006年非洲经济将继续保持增长势头,增长率可望达到5.5%。良好的经济增长前景对非洲引进外籍劳务将产生积极影响,尤其是非洲大型工程建设项目的增加更是为中国的劳务输出提供便利条件,中国在非洲的建筑劳务一直保持强劲的增长势头,2005年,已达到8.2万人,占同年中国在外总人数的14.5%。但是,许多非洲国家政局不稳,社会治安问题严重,工资待遇较低,制约了中国对非洲劳务输出的进一步发展。
四、 拉美市场
2005年,拉美地区的GDP总额为23000亿美元左右,2006-2010年是拉美地区新一轮的经济增长周期,年经济增长率将为达到3%-4%,经济的快速稳定发展无疑将为对拉美地区的劳务输出创造了条件。然而,不少拉美国家主要依赖原材料出口,经济发展所创造的就业机会不多,新增就业岗位劳动条件差,收入不稳定,缺乏社会保障;许多国家对外来劳动力实行用工人数、工资额度以及工作签证等方面的限制,加上拉美路途遥远和文化差异,使得中国对拉美的劳务输出主要集中在工程承包领域,纯劳务输出较少。
五、 大洋洲市场
根据澳洲联储发布的数据,预计截止2007年底,澳洲GDP增长都将维持在3%-3.5%,这一数字高于经济合作与发展组织(OECD)国家2.4%的年均增长速度。伴随着经济的发展,澳洲就业形势空前看好,同时,澳国内也出现了相当程度的劳工短缺问题,引发对外籍劳工需求增加。一方面,建筑业、畜牧业、渔业和种植业等行业需要大量季节工,另一方面,厨师、电焊工、电工、机械、管道工和护工等专门技能人才奇缺。中国在这方面具有人才优势,但语言需要培训。从长远看,澳洲市场经济效益较好、相对稳定、值得开拓。
各国经济的增长和引进劳务政策的放宽,为国际间劳动力的自由流动创造
范文四:青少年自尊与攻击的关系_中介变量和调节变量的作用
心 理 学 报 2007,39(5):845~851 ActaPsychologicaSinica
青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用
辛自强 郭素然 池丽萍
(3中国人民大学心理研究所,北京100872)
3
112,3
(1北京师范大学发展心理研究所,北京100875)(2中华女子学院学前教育系,北京100101)
摘 要 以705名初、高中生为被试,采用量表法和同伴提名法收集数据,探讨了自尊与攻击的关系以及对二者关系可能有影响的中介变量和调节变量的作用。结果表明:(1)自尊与攻击的相关系数为-0.21,这说明低自尊与高攻击有关;(2)回归方程纳入自控后,自尊对攻击的预测在统计意义上不明显,,自控在自尊与攻击的关系中起着中介的作用;(3),它调节着两者关系的强度;(4)社会影响对自控的中介作用具有调节作用。
关键词 自尊,攻击,自控,同伴关系,中介变量,分类号 B844
1 问题提出
如同Baumeister,自尊(self2esteem)是
对自我进行的整体积极性评价,这种整体的自尊对
[1]
个体行为发展有重要影响。例如,它可能影响个体的攻击性(aggression)。攻击性往往伴有敌意和愤怒等情绪,并体现为言语攻击和身体攻击等外部
[2]
行为。然而,关于整体自尊和攻击性的关系却为当前很多研究者所争论。 一般传统的观点认为,低自尊者容易在现实生活中表现出许多问题行为,如反社会或行为不良。Donnellan认为对低自尊与攻击性的关系有以下三
[2]
种主要理论解释取向。Rosenberg的社会连接理论(social2bondingtheory)认为,低自尊削弱社会连接,从而减少了与社会规范的一致性,增加了犯罪。人本主义心理学家Rogers认为,缺乏无条件的积极自我关注会导致心理问题,包括攻击性。新弗洛伊德主义者也提出了低自尊导致攻击的观点,如Hor2ney和Adler的理论认为,侵犯和反社会行为产生于自卑感,而自卑感源于童年期经历的拒绝和羞辱;Tracy和Robins认为,个体要保护自己免受由失败
多个实证研究表明低自尊与高攻击性有关
[2,3]
。例
如,Donnellan用三个子研究考察了自尊与攻击之间的关系,对自尊的测量都采用了Rosenberg的自尊量表,对攻击性的测量有所不同,在前两个子研究中分别用问题行为量表中与攻击有关的项目进行测量,都表明自尊与攻击呈负相关,在第三个子研究中采用Buss和Perry编制的攻击量表进行测量,结果也表明低自尊与高攻击有关,二者的相关系数
[2]
为-0.30。 但是传统的观点现在遭到了质疑,有研究者提出了高自尊预测高攻击的观点。这些研究者认为攻击行为如打架,是一种需要勇气和信心、并且带有冒险性的行为,而寻求冒险是高自尊者的典型特征,他们更可能表现出攻击性。低自尊的个体相反对自己的能力缺乏信心,在许多带有冒险以及挑战性的情境中,首先想到的是失败,因此他们往往是避免而非主动寻求这种情境,即便是做出一些攻击性的行为,其攻击目标往往是那些相对自身来说比较无助或身体不强壮的人,如成年人选择孩子作为攻
[4]
击对象,在学校中找低年级孩子的茬。因此总体上是高自尊者的攻击水平相对较高。但一项关于欺负的研究表明欺负/受害类(即被试表现出攻击行为,但是在攻击行为中充当的是受害者的角色)的
[5]
自信程度较低。这间接表明有攻击性的个体其
[4]
带来的外部斥责造成的自卑和羞耻,这导致了对他人的敌意和愤怒,从而产生了攻击行为。总之,这三种理论都认为,攻击部分地源于低自尊。并且也有
收稿日期:2006-09-26
3国家社会科学基金资助项目(05CSH014)。 通讯作者:辛自强,E2mail:xinziqiang@sohu.com
845
846心 理 学 报39卷
自尊水平不一定高。
关于自尊和攻击的第三种观点认为自尊和攻击没有关系。例如,“受威胁的自我”理论(threatenedegotismtheory)指出,真正和攻击性有关的是自恋,
[1]
而非自尊。自恋者的自我评价具有高度赞许性,总觉得自己比他人优越,虽然一般其自尊水平比较高(也有极少数较低),但是与高自尊不同,他们具有自我膨胀的特点,还具有不现实、脆弱、不稳定、自我防卫等特性。当面临自我威胁时,自恋个体是高度脆弱的,可能运用攻击作为机制来重新确立自己的自尊或者是惩罚威胁源。如果遭到别人或周围的争议,这种膨胀、不稳定的自我肯定很可能对别人产生威胁,甚至导致暴力事件的发生。Baumeister和Bushman在1998年的研究中,采用Rosenberg的问卷以及Janis和Field,Raskin和Terry量能影响预测变量与因变量之间关系的方向(正或
[10]
负)以及强度,调节变量可以是定性的(如性别、种族、学校类型),也可以是定量的(如年龄、受教育
[8]
年限等)。当预测变量与因变量的关系强度时强时弱、或者方向上有所改变时,常常要考虑到调节效应。如前所述,关于自尊与攻击性的关系的方向和强度的结论并不一致,如果能加入某些重要的中介或调节变量一并考察,可能会更好地说明二者之间的关系。 基于对有关理论和研究结果的分析发现,自控第三变量”,。Gott2(thegeneraltheoryof[13]
(self2control)。家庭环境首先对其成员自控的形成与否负有主要责任,如果缺乏亲社会的教育,儿童或青少年很难发展其自控能力。而缺乏自控的个体是冲动的、目光短浅的、不上进的、固执的、易冒险且粗鲁的,并且不关心对他人造成的痛苦,倾向于自我中心或者对他人感觉迟钝。该理论还指出,低自控的个体在现实生活中倾向于表现出不稳定的婚姻、同伴关系以及工作,并且在形成与保持友谊方面存在困难,倾向于与他人结束友谊关系,而加入由缺乏自控的个体组成的群体,并表现出较多的攻击行为。只有通过改善自控这种内部心理特质,犯罪以及问题行为才能得以阻止。这一理论
[14]
被证实能够解释东方人的犯罪以及问题行为。按照Gottfredson的理论,我们认为自控与攻击等问题行为有着直接的联系,而其他心理特质对攻击的影响可能得通过自控才能其作用。因此,本研究将探讨青少年被试的自控在自尊与攻击的关系中是否起着中介作用,即自尊是不是通过自控才能实现对攻击的影响。 同伴关系在青少年个性与社会性的发展过程中起着很重要的作用,与攻击行为的发展也密切相关。同伴关系不良的儿童缺乏向同伴学习社交技能的机会,致使缺乏运用问题解决策略来处理人际冲突的方法和技巧,并且控制自身行为的能力得不到锻炼;而且由于遭到同伴拒绝会对别人的信息产生错误的归因,对别人产生敌对的态度,这些都强化了攻击行为的表现。研究表明,同伴拒绝与随后的攻击等外
[15]
部行为问题有关;对10岁儿童4年的追踪研究表明,关系攻击与高社会影响、低社会喜好有关,而
[16]
身体攻击与社会影响有关。Gottfredson
指出低
[13]
[11,12]
分为三种类别,、击()、无缘无故性攻击(),然后考察了自尊、自恋与攻击的关系。结果表明,在三种攻击之中,自尊和攻击之间均无显著相关,而有自恋
[6]
人格特质的被试攻击性较高。这说明影响攻击的不是自尊而是自恋。 综上,目前关于自尊与攻击的关系,研究者或者认为二者有负相关,或者有正相关,或者认为二者完全没有关系。为确定孰是孰非,有必要重新检验二者的关系。更重要的是,关于同一问题形成的三种观点之所以差异如此之大,其中的原因之一或许在于没有深入考察影响二者关系的“第三变量”,即中介变量和调节变量。
中节变量和调节变量都能够解释预测变量与因变量之间的关系,但是二者有差别。如果在考察预测变量对因变量的影响时,预测变量通过变量M来
[7]
影响因变量,就称M为中介变量。中介变量所起的作用是间接效应,用来说明预测变量是怎样通过它而影响因变量的。在检验中介效应或者中介作用时就要考察三个变量之间的关系。首先假定预测变量与因变量之间有显著的相关,预测变量与中介变量也存在显著的相关,当中介变量加入时如果预测变量与因变量之间的相关或者回归系数显著降低,就可以认为中介效应较为明显,当该回归系数降低
[8,9]
到0时,称为完全中介作用。而调节变量的含义与此不同。如果预测变量与因变量的关系是变量
[7]
M的函数,就称M为调节变量。具体说,调节变
5期辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用 847
自控的儿童更有可能被其同伴拒绝,并选择进入相似的、有问题行为的群体,而更倾向于表现出问题行[13]
为。因此,本研究将探讨同伴关系对于自尊和攻击性之间的关系是否有调节效应,同时考察其对自控—这一假设的中介变量是否有调节作用。 综上,本研究主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。
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。为0.74,要[19]
同学的名字。根据有关程序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,LL0),被忽视组(SI1,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
[9]
靠性。
2 方法
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309,396人;初中一、二、试分别为124、108人其平均年龄分别为15.01、15.84±0.78、16.63±0176、16.97±4.15、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
[17]
表(TheAggressionQuestionnaire)。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
[18]
表在攻击性的测量中表现出很好的信效度。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
[3]
使用并表现出很好的信效度。在本研究中,自尊量表的内部一致性信度为0.81。
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
。
[7~9]
848心 理 学 报39卷
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
。
以检验同伴关系的调节作用,结果见表2。
表2 多组回归结果
分组受欢迎组被拒绝组被忽视组有争议组普通组
未标准化的回归系数(B)
-0.243-0.373-0.173-0.12-0.243
3
决定系数(R2)
0.050.130.040.020.05
注:3p
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/ab/ab/
2222
从表2,其解,,然后分别是普,有争议组最低。可见,虽,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
[20]
和Yzerbyt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。
Sa+aSb;GoodmanΙ检验,公式为Z2222
2222
2222
bsa+asb+sasb;Goodmanbsa+asb-sb预测时,中介变量到因变量的未标准化的偏回归系数,Sa与Sb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,GoodmanΙ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B1(-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。
表1 自控在自尊和攻击性之间的中介作用检验
中介作用的路径
a(Sa)b(Sb)
自尊-自控-攻击
0.44(0.05)-0.43(0.03)-7.51333-7.50333-7.52333
Sobel检验(Z)GoodmanΙ检验(Z)GoodmanⅡ检验(Z)
注:333p
图2 社会影响对中介变量自控的调节作用
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,
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、
5期辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用 849
[4]
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
预测变量
常数项自尊
自尊与社会影响交互社会影响自控
自控与社会影响交互
B(SE)
333
一致性,如有些人为高自尊与高攻击性有关,有
[6]
些人为自尊与攻击性没有任何关系。为了说明这种不一致现象存在的原因以及二者之间关系的本质,我们加入了除自变量、因变量之外的第三种变量即中介变量或调节变量,以求在三者关系甚至是四者关系的检验中重新审视自尊与攻击两者之间的关系。 对自控中介效应的检验说明存在完全中介效应,即自控在自尊与攻击的关系中处于完全中介变量的地位。但是中介效应以及中介变量包含更多的是统计学意义,。中介变量的作用在。具体来说,低自,其亲社会教育不,。而Gottfredson认为所有问题行为的中心在于缺乏自控,任何心理特质
[13]
对攻击性的影响需通过自控才能起作用,可见自控在其他心理特质与攻击之间起着桥梁的作用,自尊也不例外。可以说,低自尊者由于降低了自控的水平而表现出较高的攻击性水平。
本研究还考察了同伴关系对自尊与攻击关系的调节效应。从结果可以看出,对五种社会地位被试的回归方程未标准化的回归系数以及解释率有所不同,表明由于进行了社会地位的区分使得自尊与攻击之间的关系强度产生了改变或波动。具体讲,被拒绝组自尊和攻击的关联强度最强,然后是受欢迎组和普通组,被忽视组再次之,最后是有争议组。由此可见,社会地位对自尊与攻击的关系有调节效应。
[14]
以往研究也表明被拒绝的儿童其攻击性较强,可以解释为被同伴拒绝的个体缺乏正常的同伴交往,而同伴在个体社会化进程以及亲社会行为的发展中起着较重要的作用,当面对社会问题情境时被拒绝者往往只是采用攻击这种本能的保护机制。对于有争议组被试,自尊和攻击的关系不显著,可见,至少对于这一特殊群体而言,Baumeister所提出的自尊与攻击无关的观点是适用的;对于其他组被试而言,低自尊与高攻击性有关的观点都是适用的,虽然二者关联程度不一。 本研究最后还考察了有调节的中介效应,其中自控是中介变量,社会影响是中介变量的调节变量,即社会影响对自控中介效应的调节作用。由于中介的作用类似于桥梁的作用,联系预测变量与因变量,它可以体现在与自变量的关系和与因变量的关系这两方面,
所以对中介效应的调节作用也表现在对这
[6]
2.35(0.02)-0.01(0.04)-0.01(0.03)
0.04(0.01)33-0.43(0.02)333-0.07(0.02)333
4 讨论
本研究表明低自尊与高攻击性有关(r=
[2]
-0121),而Donnellan等人的研究所发现的二者的相关为-0.30,虽然两个研究中相关数字的大小略有差异,但是本研究支持了低自尊的个体易表现出攻击行为
[2,3]
的说法。对于这一现象,如前文所
提及的,社会连接理论、人本主义理论和精神分析理论都作了特定的解释。总体上看,低自尊个体与社会联系较少,对社会规范的认识以及掌握比较滞后,移情能力以及社会问题解决能力也不充分。这些使得在面临相同的挫折情景时,与其他人相比低自尊个体更容易产生攻击情绪,加之其解决问题的方式比较单一,而且对社会规范认识不清晰,因此更倾向于表现出攻击行为。 虽然本研究结果支持了Donnellan等人的说法,但是前人关于自尊与攻击关系的研究结果表现出不
850心 理 学 报39卷
两方面是否有改变或影响上。本研究检验了社会影
响对自尊和自控关系的影响、以及对自控和攻击关系的影响,结果表明对中介的调节作用主要体现在对中介变量自控与因变量攻击关系的调节上。 通过对中介作用和调节作用的检验能够更为清晰地理解自尊与攻击之间的关系,同时中介变量和调节量的涵义与应用也比较明了,下面结合本研究对中介变量以及调节变量进行比较以加深对其理解。首先,中介变量自控的介入是为了说明自尊是如何影响攻击的,三者之间在逻辑上有比较明确的因果关系,即:自尊影响自控,自控影响攻击,自尊通过自控影响攻击;而调节变量同伴关系的介入是为了说明自尊在什么时候对攻击的影响较大,三者之间不一定要有严密的因果关系。其次,两种变量在模型中的位置也不尽相同因变量之后;,。最后,中介变量与调节变量的功能也有所不同。中介变量主要是代表一种内部机制,通过这种内部机制预测变量对因变量起作用,而调节变量主要是影响预测变量与因变量之间关系的强弱与方向。但是,两者也有统一的时候。如果调节变量通过某一中介变量起作用,就称此调节变量为有中介的调节变量(mediatedmoderator)[8],如果中介变量的效应受到某一变量的调节影响,则称这个中介变量为有调节的中介变量(moderatedmediator)。本研究证明了后一种情况,那就是社会影响能调节自控的中介效应。 综上所述,本研究对自尊和攻击关系的考察,如果在最简单的二变量关系意义上看,二者有负相关,即低自尊预测高攻击。如果在三变量关系层次上看,自控可以被视为自尊影响攻击的一个中介或桥梁;而被试的社会地位不同会调节或改变自尊和攻击关联的强度。如果在四变量关系层次上考察,研究还发现自控对自尊和攻击关系的中介作用受到社会影响变量的调节。由此推而广之,研究所考察的同时有关联的变量的数量或性质的不同将影响结论。今后对自尊和攻击关系的研究,如果引入不同的第三或第四变量,乃至更多的变量,都将影响我们对自尊和攻击的关系的认识,这正是将来值得尝试的研究思路。
(2)自控在自尊与攻击的关系中起着中介作用,即自尊通过自控影响攻击;
(3)同伴关系,具体来讲社会地位对于自尊与攻击的关系起着调节作用,影响二者关联的强度而非方向;
(4)社会影响对于自控的中介效应起着调节的作用。
参
考文
献
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134
5 结论
(1)低自尊与高攻击有关;
5期辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用 851
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12
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(InstituteofPsychology,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)
3
Abstract
Currently,therelationshipbetweenglobalself2esteemandaggressionisbeingdebatedbymanyresearchers.Traditionally,researchersbelievedthatindividualswithlowself2esteemwerepronetoexternalizingproblemssuchasantisocialbehavior.However,someresearchersquestionedthisclaimarguingthatitwashighself2esteemandnotlowself2esteemthatwasrelatedtohighviolence.Otherresearcherssuggestedthatthetruepsychologicaltraitrelatedtoaggressionwasnarcissism.Manyempiricalevidenceshavesupportedalloranyofthese3viewpoints.
Thepresentstudyaimedatinvestigatingtherelationshipbetweenself2esteemandaggressionbyadding2"thirdvariables",namely,mediatorandmoderator.Aftersummarizingtherelevantreports,self2controlwasconsideredasthemediatorandpeerrelationshipasthemoderator.Atotalof705juniorandseniormiddleschoolstudentswereassessedon3scalesandpeernominations.The3scalesusedordevelopedinthisstudywereself2esteemscale,aggressionscale,andself2controlscale,andallofthemrepresentedrelativelygoodinternalconsistencyreliabilities.
Theresultswereasfollows:(1)thecorrelationcoefficientofself2esteemandaggressionwas-0.21,whichimpliedthataggressionwasrelatedtolowself2esteem;(2)theregressioncoefficientbetweenself2esteemandaggressionwasnotstatisticallysignificantaftertheintroductionofself2controlintotheregressionequation,whichindicatedthatself2esteeminfluencedaggressionthroughself2controlandthatself2controlmediatedtherelationshipbetweenself2esteemandaggression;(3)socialstatusmoderatedtheeffectofself2esteemonaggressionanddetailedlyitmoderatedthestrengthoftheeffect;(4)socialinfluencemoderatedthemediatingeffectcausedbyself2control.
Keywords self2esteem,aggression,self2control,peerrelationship,mediator,moderator,moderatedmediator
.
范文五:青少年自尊与攻击的关系中介变量和调节变量的作用
心理学报2007,39(5):845—851
^砌PsychologiEa$inica
青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用4
辛自强1 郭素然1 池丽萍2 一
(‘北京师范大学发展心理研究所,北京100875)(2中华女子学院学前教育系,北京100101) (3中国人民大学心理研究所(北京 100872) 摘要以705名初、高中生为被试,采用量表法和同伴提名法收集数据(探讨了自尊与攻击的关系以及对二者
关 系可能有影响的中介变量和调节变量的作用。结果表明:(1)自尊与攻击的相关系数为一0(21,这说明低自尊 与高 攻击有关;(2)回归方程纳入自控后(自尊对攻击的预测在统计意义上不明显,表明自尊通过自控对攻击产生 影响, 自控在自尊与攻击的关系中起着中介的作用;(3)社会地位对自尊与攻击之间的关系具有调节作用。它调节
着两者 关系的强度;(4)杜会髟响对自控的中介作用具有调节作用。 关键词自尊,攻击,自控,同伴关系(中介变
分类号B844 量,调节变量(有调节的中介效应。 多个实证研究表明低自尊与高攻击性有关口’ 。例 1问题提出 如,Donnellan用三个子研究考察了自尊与攻击之间
如同Baumeister所认为的,自尊(self-esteem)是 的关系,对自尊的测量都采用了Rosenberg的自
量表,对攻击性的测量有所不同。在前两个子研尊 对自我进行的整体积极性评价,这种整体的自尊对 。例如,它可能影响个 分别用问题行为量表中与攻击有关的项目进究中 个体行为发展有重要影响 体的攻击性(aggression)。攻击性往往伴有敌意和 量,都表明自尊与攻击呈负相关,在第三个子行测 采用Buss和Perry编制的攻击量表进行测愤怒等情绪,并体现为言语攻击和身体攻击等外部研究中 也表明低自尊与高攻击有关,二者的量,结果 行为”o。然而,关于整体自尊和攻击性的关系却为 当前很多研究者所争论。 为一0(30‘”。 相关系数 一般传统的观点认为(低自尊者容易在现实生 但是传统的观点现在遭到了质疑,有研究者提
出了高自尊预测高攻击的观点”1。这些研究者认 活中表现出许多问题行为,如反社会或行为不良。 Donnellan认为对低自尊与攻击性的关系有以下三 为攻击行为如打架,是一种需要勇气和信心、并且带 种主要理论解释取向”1。 有冒险性的行为,而寻求冒险是高自尊者的典型特Rose慨的社会连接理
征,他们更可能表现出攻击性。低自尊的个体相反 论(B0cial—bonding theory)认为,低自尊削弱社会连
对自己的能力缺乏信心,在许多带有冒险以及挑战 接,从而减少了与社会规范的一致性(增加了犯罪。 性的情境中,首先想到的是失败,因此他们往往是人本主义心理学家Rogers认为,缺乏无条件的积极 免而非主动寻求这种情境,即便是做出一些攻击避 自我关注会导致心理问题,包括攻击性。新弗洛伊 的行为,其攻击目标往往是那些相对自身来说德主义者也提出了低自尊导致攻击的观点。如Hor-性
ney和Adler的理论认为,侵犯和反社会行为产生于 无助或身体不强壮的人(如成年人选择孩子比较
击对象(在学校中找低年级孩子的茬”1。作为攻 自卑感,而自卑感源于童年期经历的拒绝和羞辱; 上是高自尊者的攻击水平相对较高。但因此总体 Tracy和Bobins认为,个体要保护自己免受由失败 一项关于欺 带来的外部斥责造成的自卑和羞耻,这导致了对他 负的研究表明欺负,受害类(即被试表现出攻击行 人的敌意和愤怒,从而产生了攻击行为。总之,这三 为,但是在攻击行为中充当的是受害者的角色)的
自信程度较低b】。这间接表明有攻击性的个体种理论都认为,攻击部分地源于低自尊。并且也有 其 收藕日期:2006—09—26 ?国家社会科学基金资助项目(05aSH014)。 通讯作者:辛自强(E—md;i呻睁sohu (嗍
万方数据
39卷心 理 学 报
自尊水平不一定高。 量能影响预测变量与园变量之间关系的方向(正或 负)以及强度” 。调节变量可以是定性的(如性别、 没有关于自尊和攻击的第三种观点认为自尊和攻击 种族、学校类型),也可以是定量的(如年龄、受教育 关系。例如,“受威胁的自我”理论(threatened egotism theory)指出,真正和攻击性有关的是自恋, 年限等)【“。当预测变量与因变量的关系强度时强 。自恋者的自我评价具有高度赞许性,时弱、或者方向上有所改变时,常常要考虑到调节效 而非自尊 应”1’”】。如前所述,关于自尊与攻击性的关系的方 总觉得自己比他人优越,虽然一般其自尊水平比较 向和强度的结沦并不一致,如果能加人某些重要的 高(也有极少数较低),但是与高自尊不同,他们具 中介或调节变量一并考察,可能会更好地说明二者 有自我膨胀的特点,还具有不现实、脆弱、不稳定、自 我防卫等特性。当面临自我威胁时,自恋个体是高 之间的关系。 度脆弱的,可能运用攻击作为机制来 基于对有关理论和研究结果的分析发现,自控 重新确立自己 和同伴关系或许是影响自尊和攻击之问关系的“第 的自尊或者是惩罚威胁源。如果遭到别人或周围的
三变量”。有可能分别发挥中介或调节作用。Gott— 争议。这种膨胀、不稳定的自我肯定很可能对别人产 fredson关于犯罪的一般理论(the theory general 生威胁(甚至导致暴力事件的发生。Baumeister和of
erlme)指出,所有的犯罪以及问题行为的核心在于Bushm丑n在1998年的研究中,采用Bosenberg的问
卷以及Janis和Field的有关问卷测量了自尊。采用 缺乏自控(self-contr01)”“。家庭环境首先对其成员
自控的形成与否负有主要责任,如果缺乏亲社会 Raskin和Terry的问卷测量了自恋人格,并将攻击
教育。儿童或青少年很难发展其自控能力。而 的 分为三种类别,即针对侮辱的报复性攻击、转移性攻
自控的个体是冲动的、目光短浅的、不上进击(即被试被侮辱却攻击另外的人)、无缘无故性攻 缺乏
的、易冒险且粗鲁的,并且不关心对他人的、固执 击(即被试被称赞而非侮辱却去攻击称赞者),然后 造成的痛
考察了自尊、自恋与攻击的关系。结果表明,在三种 苦,倾向于自我中心或者对他人感觉迟钝。该理论
还指出,低自控的个体在现实生活中倾向于表现出 人攻击之中,自尊和攻击之间均无显著相关,而有自恋 不稳定的婚姻、同伴关系以及工作,并且在形成与保 的不格特质的被试攻击性较高”』。这说明影响攻击 持友谊方面存在困难,倾向于与他人结束友谊关系, 是自尊而是自恋。 综上,目前关于自尊与攻击的关系,研究者或者 而加入由缺乏自控的个体组成的群体,并表现出较 认
多的攻击行为。只有通过改善自控这种内部心理特 全为二者有负相关,或者有正相关,或者认为二者完 质(犯罪以及问题行为才能得以阻止”“。这一理论 没有关系。为确定孰是孰非,有必要重新检验二 被证宴能够解释东方人的犯罪以及问题行为”“。 者的关系。更重要的是,关于同一问题形成的三种 按照Gotffredson的理论,我们认为自控与攻击等 观点之所以差异如此之大,其中的原因之一或许在 题行为有着直接的联系,而其他心理特质 问 于没有深人考察影响二者关系的“第三变量”,即中 对攻击的 介变量和调节变量。 影响可能得通过自控才能其作用。因此,本研究将 探讨青少年被试的自控在自尊与攻击的关系中是否 变中节变量和调节变量都能够解释预测变量与因 起着中介作用,即自尊是不是通过自控才能实现对 量之间的关系,但是二者有差别。如果在考察预 攻击的影响。测变量对因变量的影响时,预测变量通过变量M来 同伴关系在青少年个性与社会性的发展过程中 影响因变量,就称M为中介变量 。中介变量所起 起着很重要的作用,与攻击行为的发展也密切相关。 的作用是问接效应,用来说明预测变量是怎样通过 同伴关系不良的儿童缺乏向同伴学习社交技能的机 它而影响因变量的。在检验中介效应或者中介作用会,致使缺乏运用问题解决策略来处理人际冲突的 时就要考察三个变量之间的关系。首先假定预测变 方法和技巧,并且控制自身行为的能力得不到锻炼; 量与因变量之间有显著的相关,预测变量与中介变
而且由于遭到同伴拒绝会对别人的信息产生错误的 量也存在显著的相关(当中介变量加入时如果预测 归因,对别人产生敌对的态度。这些都强化了攻击行 变量与因变量之间的相关或者回归系数显著降低。 为的表现。研究表明,同伴拒绝与随后的攻击等外 就可以认为中介效应较为明显,当该回归系数降低 部行为问题有关”列;对lO岁儿童4年的追踪到0时,称为完全中介作用”’”。而调节变量的含 表明,关系攻击与高社会影响、低社会喜好有 研究 义与此不同。如果预测变量与因变量的关系是变量
身体攻击与社会影响有关””。关,而 M的函数,就称M为调节变量”】。具体说,调节变
Gotffredson指出低万方数据
5期 辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用847
自控的儿童更有可能被其同伴拒绝,并选择进入相 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 似的、有问题行为的群体,而更倾向于表现出问题行 。因此,本研究将探讨同伴关系对于自尊和攻 不符合,2(3代表其间的不同程度。要求被全 为” 选择最合适的一个数字代表自己的实际情 试从中 击性之间的关系是否有调节效应,同时考察其对自 共有12个项目,包含检测情绪自控以及行为控一这一假设的中介变量是否有调节作用。 况。量表 项目,如“遇到让我很生气的事时,我担心自己会变 自控的 综上。本研究主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 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 用,同伴关系对自尊和攻击关系可能的调节效应,同 要考察被试对自己行为的控制。在处理之前对所有 时研究同伴关系是否对于自控有调节效应。 项目进行反转处理,而后求其平均分,分数越高表明 2方法 白控能力越好。该量表在本研究中内部一致性信度 2(1被试 为0(74。 从河北省某县城的一所初中和一所高中的每个 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 年级(初一至高--)分别整班选取两个班的学生为求被试分别列出在本班中最喜欢和最不喜欢的三被试,共获有效被试705人,其中男生309人,女生
个
396人;初中一、二、三以及高中一、二、三年级的被 同学的名字。根据有关程序“”计算出被试被正向
试分别为124、108、107、130、120和116人,其平均 提名(ML)和反向提名(LL)的次数,然后以班级
单位将正向、反向提名次数标准化,二者之差为 年龄分别为15(0l?0(49、15,84-t-0(78、16(63? 为 喜好分数(SP),二者之和为社会影响分数社会 0(76、16(97?4(15、18(81?0(76和19(85?0(78 此基础上将被试的社会地位分成五类:受欢迎组岁,所有被试平均年龄为17(19岁。(SI),在 2(2工具 (sP>1,ML>0,LL<><><>
0,LL>0),被忽视组(SI<><><0),有 表对攻击的测量采用buss和perry编制的攻击量="" 争议组(si="">1,ML>0,LL>o)和普通组(所有其他 Aggression Questionnaire) 1。该量表采用5 (The 级评分,其中1表示。完全不符合”,5表示“完全符 青少年),各组人数分别为139、105、144、 以往国内的研究表明该方法具备良 41、276。 合”,2、3、4分别表示其间的不同程度。要求被试从 好的有效性和可 靠性‘”。 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 3结果两个项目反向记分,即项目9(我是一个比较冷静的 3(1自控的中介作用 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 对自尊和攻击两个变量进行相关分析,二者相 反转处理之后,所有项目 关系数为一o(21,p<0(01,这说明被试的自尊水 得分的平均分越高表示攻击性越严重,较多包含身="" 越低,攻击水平就越高。该结果还表明可以进行下="" 平="" 体攻击、言语攻击、愤怒和敌意等方面的内容。此量="" 一步的中介作用检验。="" 本研究中,该量表的内部一致表在攻击性的测量中表现出很好的信效度”“。在="" 假定自控是自尊和攻击之间的中介变量,建立="" 性信度为0(80。="" 图l的模式图。根据中介变量的定义”4="" j,采用采用rosenberg编制的自尊量表(ses)对青少="">0(01,这说明被试的自尊水>
强 迫进人法进行下列回归分析考察自控是否实际具年的自尊进行测量。该量表采用四级评分,1表示
中介作用。首先,以攻击为因变量、自尊为预测 有 非常不符合,2表示比较不符合,3表示比较符合,4
进行回归分析时的未标准化的回归系 变量 表示非常符合;量表由10个项目组成,其中项目3、 一0(21(P<0(001),决定系数5、9、10为反向计分题,在进行数据处理之前,将被 数b。="白控为因变量、自尊为预测变试在这4个项目上的得分进行反转,求出所有项目" r12="0(04;然后,以">0(001),决定系数5、9、10为反向计分题,在进行数据处理之前,将被>
标准化的回归系数 量的回归分析表明,未 的平均分代表被试的自尊水平,分数越高说明被试 置。=O(10;最 B2=0(44(P<0(001),决定系数 的自尊程度越高。该量表在关于自尊的测量中广泛="" 测变量的回归使用并表现出很好的信效度”1。在本研究中,自尊="" 后,以攻击为因变量、自尊和自控为预="" 化的回归系数b3="一0(Ol,分析的结果中,自尊对攻击的未标准" 量表的内部一致性信度为0,81。="" 万方数据="" p="">0(001),决定系数>
心 理 学 报 39卷 以检验同伴关系的调节作用,结果见表2。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 袁2多组回归结累 预测中起着完全中介作用。
注:‘p<><0(01(下同。 图1="" 自控在自尊和攻击关系中的中介作用="" 从表2可以看出自尊与攻击之回归方程,其="" 除了直观地根据回归系数的变化说明中介作用释率以及其显著性水平随着被试分组的不同而有所="" 解="" 外(采用下述统计方法可以对中介作用进行更为准改变,其顺序为被拒绝组解释率最高,然后分别是普="" 确="" z="的检验。检验的方法有三种:Sobel检验,公式为通组、受欢迎组、被忽视组,有争议组最低。可见,虽" 曲,?62震+?2s:;goodman="" i检验,公式为z="然社会地位不影响自尊和攻击二者关系的方向,但">0(01(下同。>
影响二者关系的强度,这说明社会地位对自尊与攻 如,撕2s:+口2《+5麓;GoodmanII检验,公式为 Z= 击的关系存在调节作用。 ab,,,b24+d2j:一s:5:。其中?是预测变量到中介 3(3社会影响对自控中介作用的调节 变量的未标准化的回归系数、b为与预测变量一起 社会影响指个体被同伴注意的程度,在本研究 预测时,中介变量到因变量的未标准化的偏回归系 所用同伴提名法中用标准化后的正向提名与反向数,昱与,分别为a与b的标准误。这三种检验在 名之和表示。在此,主要检验社会影响这一同 I检验最严格,Sobel 提 严格程度上有所不同,Goodman 伴关 系的指标对中介变量自控的调节作用。 检验次之,Goodman?检验与前两者相比严格程度和Yzerbyt?1指出有调节的中介效Muller、Judd 较小,但是其本质相同。表1提供了自控在自尊与 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 攻击之间中介作用检验的结果,三种统计检验都一 调节变量。具体来讲,有调节的中介效应体现为预 致表明了自控作为中介变量的显著作用。表1中的 测变量对中介变量的影响程度取决于调节变量,或 a(0(44)与b(一0(43)的乘积为一0(19,这即为中介者是体现为中介变量对因变量的影响程度取决于调 效应,而自尊作为预测变量对因变量攻击的回归系 节变量,或者是两者兼有。图2提供了社会影响对 数B((一o(21)即为总效应,中介效应与总效应的比 中介变量自控的调节作用示意图(图中实线代表确 值为0(90,这说明中介效应能非常有效地解释预测 证的路径,虚线表示可能有但实际未被证实的路 变量和因变量的关系。 径)。具体通过如下步骤考察这种有调节的中介
衰1 自控在自尊和攻击性之间的中介作用检验 效应。
中介作用的路径 自尊一fl控一攻
击 0(44(0 05) d(丘)
一0(43(003) 6(56)
一7(5l一Sobel检验(z)
Go'man ,7 50- l检验(z)
一7(52-C,tmelman?检验(2)
注: p<0(001,下同。>0(001,下同。>
图2社会影响对中介变量自控的调节作用 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 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成了五组,分别为受欢迎组、教拒绝组、棱忽视组、有 争议组和普通组,然后对这五种社会地位的被试进 自尊进行中心化处理(减去各自的均值),以避免多
行以自尊为自变量、攻击为因变量的多组回归分析, 重共线性的影响,以此为基础计算自尊与社会影响、
万方数据
5期 辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用849 自控与社会影响的交互作用项。 一致性,如有些人为高自尊与高攻击性有关”】,有 些人为自尊与攻击性没有任何关系净】。为了说明 然后,以自尊、社会影响以及这两者的交互作用 这种不一致现象存在的原因以及二者之问关系的本 项,起作为预测变量,以自控为因变量采用强迫进 质,我们加入了除自变量、因变量之外的第三种变量 入法进行回归分析。结果表明,整体模型具有统计 即中介变量或调节变量,以求在三者关系甚至是四 显著性,但是交互作用项对自控的影响未达到显著 者关系的检验中重新审视自尊与攻击两者之间的 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。="" 关系。="" 对自控中介效应的检验说明存在完全中介效="" 最后,以自尊、社会影响、自控、自尊与社会影响="" 应(即自控在自尊与攻击的关系中处于完全中介变="" 的交互作用项以及自控与社会影响的交互作用项一="" 量的地位。但是中介效应以及中介变量包含更多的="" 起作为预测变量,以攻击为因变量进行回归分析,主="" 是统计学意义,而本研究重点探讨的是自控这种中="" 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="" 介效应在心理学层面上的意义。中介变量的作用="" 在="" 互对攻击的预测作用显著,这说明社会影响对自控="" 于自尊通过自控对攻击产生影响。具体来说,低自="" 尊个体由于缺乏社会交往的机会,其亲社会教育不="" 与攻击的关系存在调节作用。前面的结果分析已经="" 表明。对自尊与攻击的关系而言自控是一个中介变="" 够充分,因此其自控能力较弱。而gott矗edson认="" 为="" 所有问题行为的中心在于缺乏自控,任何心理特质="" 量,而这里的分析表明这个中介变量对攻击的影响="" 对攻击性的影响需通过自控才能起作用“="" ,可见自="" 为社会影响所调节,因此可以认为社会影响对自控控在其他心理特质与攻击之问起着桥梁的作用,自="" 的中介效应起着调节作用。="" 尊也不例外。可以说,低自尊者由于降低了自控的="">0(05),这说明社会影响在自尊与自控之>
裹3社客影响对自控中介作用的调节 水平而表现出较高的攻击性水平。预测变量 B(SE) 本研究还考察了同伴关系对自尊与攻击关系的 常数项 2(35(0 02)_ 调节效应。从结果可以看出,对五种社会地位被试 自尊 一0(01(O( 04)的回归方程未标准化的回归系数以及解释率有所不 自尊与社会影响交互 -0(0i(O(03) 同,表明由于进行了社会地位的区分使得自尊与攻 社会影响 0(04(O(01)。 击之间的关系强度产生了改变或波动。具体讲,被 白控 一0(43(O(02)蝉 一0 拒绝组自尊和攻击的关联强度最强,然后是受欢迎 白控与社会影响交互 07(O 02)一
组和普通组,被忽视组再次之,最后是有争议组。由
此可见,社会地位对自尊与攻击的关系有调节效应。 4讨论 以往研究也表明被拒绝的儿童其攻击性较强”“,可 本研究表明低自尊与高攻击性有关(r= 以解释为被同伴拒绝的个体缺乏正常的同伴交往, 而同伴在个体社会化进程以及亲社会行为的发展一0(21),而Donnellan等人的研究”1所发现的二者 起着较重要的作用,当面对社会问题情境时被中 的相关为一0(30,虽然两个研究中相关数字的大小 者往往只是采用攻击这种本能的保护机制。拒绝 略有差异,但是本研究支持了低自尊的个体易表现 对于有 出攻击行为悼’31的说法。对于这一现象,如前文所 争议组被试,自尊和攻击的关系不显著(可 对于这一特殊群体而言,Baumeister所见,至少 提及的,社会连接理论、人本主义理论和精神分析理 与攻击无关的观点?o是适用的;对于 提出的自尊 论都作了特定的解释。总体上看,低自尊个体与社 其他组被试而
言,低自尊与高攻击性有关的观点都是适用的,虽然 会联系较少,对社会规范的认识以及掌握比较滞后, 二者关联程度不一。 移情能力以及社会问题解决能力也不充分。这些使 得在面临相同的挫折情景时,
本研究最后还考察了有调节的中介效应,其中 与其他人相比低自尊
自控是中介变量,社会影响是中介变量的调节变量, 个体更容易产生攻击情绪,加之其解决问题的方式
即社会影响对自控中介效应的调节作用。由于中介 比较单一,而且对社会规范认识不清晰,因此更倾向
的作用类似于桥梁的作用,联系预测变量与因变量, 于表现出攻击行为。
它可以体现在与自变量的关系和与因变量的关系这虽然本研究结果支持了Dormellan等人的说法,
两方面(所以对中介效应的调节作用也表现在对这 但是前人关于自尊与攻击关系的研究结果表现出不
万方数据
心 理 学 报 85039卷
两方面是否有改变或影响上。本研究检验了社会影 (2)自控在自尊与攻击的关系中起着中介作
响对自尊和自控关系的影响、以及对自控和攻击关 用,即自尊通过自控影响攻击; 系的影响,结果表
(3)同伴关系,具体来讲社会地位对于自尊与 明对中介的调节作用主要体现在 对中介变量自控与因变量攻击关系的调节上。 攻击的关系起着调节作用,影响二者关联的强度而
非方向: 通过对中介作用和调节作用的检验能够更为清 晰地理解自尊与攻击之间的关系,同时中
(4)社会影响对于自控的中介效应起着调节的 介变量和 作用。 调节量的涵义与应用也比较明了,下面结合本研究 对中介变量以及调节变量进行比较以加深对其理 参考文献 解。首先,中介变量自控的介入是为了说明自尊是 1 Ba哪由时R M Relati?ofthrum酣 J F,Smart L,Bodm 如何影响攻击的,三者之间在逻辑上有比较明确的 violmee of to el驴tism mt日皋日隅si叩: Thehi曲城8elf-B ;de因果关系,即:自尊影响自控(自控影响攻击,自尊通 cst簋=a(1,ydbologicallmeview,1996,1?(1): 5—33过自控影响攻击;而调节变量同伴关系的介人是为 2 Donndl血M B(Trz啪iewskiKH(Robins RW(矗d(L胛8d^ 了说明自尊在什么时候对攻击的影响较大,三者之 is 嚣teem ml皿甜to碰l,臀8i蚰,antisocial b曲avior,柚d 问不一定要有严密的因果关系。其次,两种变量在 蛐qu舶印(Psy sde吐吣峨,2?5,b画曲16(4)l:328-335 J,lf锄,n?d s?{日l模型中的位置也不尽相同。中介变量与预测变量、 3 D'ZufilhT J。ChangEC,S?L of 8h??剪Jourml pmblem solving pmdictorI of8毋_sion 因变量严密的因果关系决定了它在预测变量之前、 Soci矗l衄d Cliniml Psy吐olo斟,2003(22(4):424,440 因变量之后;而调节变量和预测变量在因变量之前。 about oth??4,岫alliC(Feeling 妒onod酬fbeingbadto 调节变量可以在预测变量前也可在预测变量后。最 a?d self-este丘n(ho砒i?ty R即l盯honaggr酋si帆b|由咖(后,中介变量与调节变量的功能也有所不同。中介 Violent mdBeho嘶,211171, 60):375—393AgFH5h 变量主要是代表一种内部机制(通过这种内部机制 5 Td吐诂衄h咖时we叽school ch=?, hIll婶ch曲9邱岫粤The thdr behavior血d of pe倍on址时tr疵B咖aIh婚哟脚l?tjon 预测变量对因变量起作用(而调节变量主要是影响
psye(holo母,,2003(23(1) :55一朋预测变量与因变量之间关系的强弱与方向。但是。 噼世平(小学儿童欺负行为与个性特点和心理问题倾向的关 两者也有统一的时候。如果调节变量通过某一中介 系心理学探新,2003,230):55,5s) 变量起作用,就称此调节变量为有中介的调节变量 B瑚hr衄-R F(Thr酬蜘cd 6 J,m哪眦掣 Re鲥面皿n啦蛔i蛐, (mediated Illoderator)IS],如果中介变量的效应受到 dir积衄d Bdfl,t衄,血 ddisplao。d唧咧i?:Do嚣seIf_10”啊 to 某一变量的调节影响,则称这个中介变量为有调节 sdf-I口 lead eviolate?Journm Social of??柳 md 的中介变量(moderated mediator)。本研究证明了后 Psycholp?,1998,75(1):219—229 7 Jm懈LR(Brat JM(Mediators,mode咄阳柚dt酬sfor 一种情况,那就是社会影响能调节自控的中介效应。 础i0?Jd哪缸 PsychoofA0pliKl崎。1984,69G) :307,32I Themod啊l卵叫血 orv枞8B姗RM(K舢町DA 综上所述,本研究对自尊和攻击关系的考察,如 果在最简单的二变量关系意义上看,二者有负相关。 in distain soci丑I psychoIo西al馏鞠曲:coDo甲nal,sh 越c出( 即低自尊预测高攻击。如果在三变量关系层次上 md?bI训comidami?(】 mImdof Socim Pen删ty 皿d看,自控可以被视为自尊影响攻击的一个中介或桥 Psydm岫(,1986,51(6):1173,1182 梁;而被试的 9x缸z遍i缸5 c蛐坤吨The坤l砒hIsh币b吐 社会地位不同会调节或改变自尊和攻 ch叫r曲悔bnc陆嚣劬d沁njl礓?d we?6miJy 击关联的强度。如果在四变量关系层次上考察,研 s:Tk?k ofm酣i越of(in chin,吐Ada P摹ych岫p颤s咄2003 ,35伫):216—221究还发现白控对自尊和攻击关系的中介作用受到社 (辛自强,池丽萍家庭功能与儿童孤独感的关系:中介的作用( 会影响变量的调节。由此推而广之,研究所考察的 同时有关联的变量的数量或性质的不同将影响结 10 chi坤岵Tk咄of咖??p酬‰酬洮心理学报,2003,350):216,221)
论。今后对自尊和攻击关系的研究,如果引入不同 柚d cbiH嘲’E p?bI皿h出孙rior:Med 01"m“蛔谴wjt叫(缸
Chrome)P毒y曲幽曲 I Edu戚如n(2005(210): D竹doP?霸吐血d的第三或第四变量,乃至更多的变量,都将影响我们 30—35 对自尊和攻击的关系的认识,这正是将来值得尝试 r池丽萍认知评价在婚姻冲突与儿童问题行为之间的作用: 的研究思路。 中 介还是缓冲(心理发展与教育,2005,2IG):30,35) 11 Fr垃h PA(TixA P。B抓锄K E(矗a1(T瞄t啦mod 鼎吖皿d5结论 m自血曲时甜bdg缸come-'ling psy曲nIo科坤蟛础如 um址of (1)低自尊与高攻击有关; o哪od面gPsy由obl乳21104,510):115,134
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5期 辛自强等:青少年自尊与攻击的关系:中介变量和调节变量的作用851
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(。巩螂tm州矿^州Jlo村础婶叶油,矾慨}‰m曲r矿ch洫,,鲜唧1?101( (3?矿研:,口岫r,肠l删h踟白T嘶矿ch妇,蜘100872,‰)Abstract between self-esteem and re?eerehers(dOoated many ol埘?tly,the咒latio璐hip gIobal ag可嚣si?is bemg by low se*嚣to?1 such越believ?l that individuals with Tfad“jo珊I|y,化se 眦h豇swe?prone to酣匹nalizing problems it not low researchers this ?tisoeial behavior(However, somcL,inl掣吨 w?hi曲thatself-esteem锄d questioned related that the订1Ie trait to self- esteem that w舔reIaled to hi出violence(Other r嚣翩曲e璐su留岛ted psychological a霉'ession all 0rhave of these w强珊rcissjs札Many锄iril 粗supportedcvidaaces any 3诎-wpoints ( and 2“thirdThe the a留嚣sion by adding preset study aimcd砒investigaling rel砒im丝h币betw嘲self ((矗teem the relevant w邪?midered罄thereports,self((amtrol v耐曲l髑”,珊meIy,mediator棚moder 越or(Af【盯smmI吡ing w盯e邵s髑sed middle school students Onmedi砒盯柚d moderator(A total of705 senior peer?kio衄hiD勰the junior孤d in 3 scales and nominatiom(The 3 scales 1lsed or this we?self-?teem scale,md developed study scale,a孵目 sionpeer all of them reliabilities,?lf((control reoresented internal??ist?cy scale,mad relatively印od and coefficient of self-esteem The r嚣dts correlation w稻一0(21,which j?were酗follows:(1)the a磐r嚣sion 驴lied low b眈wem self-esteem?d coefficient that aggr,sion toself((ateem;G)thc reSression 4掣Bsi?w?related indicated w?not attef the introduction of self-control into the statistically re粤器si蚰oql】砒ion,which si粤li矗c 蚯t that self-esteem the and that self-comm[mediated rela士iomhip 缸n、Knced a宅目悠sion thfau出se蚌?ntrol between andself-esteem it modea'med the ofeffect moderated the of statusself-esteem?罐gression?d detailedly stm粤h aggression;0)sociaI effect c孤sed influence mode嘣ed the删鲥缸缸g by$df((?ntr01( the effect;(4)social mediator(words self-esteem,aggression,self-control。peer relationship,mediator,mod?tof,moderated Key
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