2018, Vol. 34
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 张云运, 牛丽丽, 任萍, 秦幸娜. 2018.
- ZHANG Yunyun, NIU Lili, REN Ping, QIN Xingna. 2018.
- 同伴地位对青少年早期不同类型攻击行为发展的影响:性别与班级规范的调节作用
- Effects of Peer status on Different Types of Aggression in Early Adolescence: Moderating Effects of Gender and Class Aggression Norms
- 心理发展与教育, 34(1): 38-48
- Psychological Development and Education, 34(1): 38-48.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.01.05
青少年早期是攻击行为频发的阶段，也是不同类型攻击发展变化的转折期(Krahé & Busching, 2014; Vitaro, Brendgen, & Barker, 2006)，关系攻击水平呈上升趋势，而身体和言语攻击逐渐下降(Björkqvist, Lagerspetz, & Österman, 1992)。与此同时，学生升入中学，接触到更为广阔、更富层级的同伴群体，也更加重视同伴群体中地位的获取和维持(Adler & Adler, 1998)。研究发现，攻击和同伴地位存在密切联系，青少年的攻击行为可能有助于提高其同伴地位(Olthof, Goossens, Vermande, Aleva, & van der Meulen, 2011; Allen, Porter, Mcfarland, Marsh, & Mcelhaney, 2005)。但目前多数研究注重探讨攻击对于获取同伴地位的策略性、工具性的影响(Hawley, 2003; Olthof et al., 2011)，对同伴地位如何影响攻击行为的发展变化关注不足。此外，班级是青少年与同伴互动的主要场所，个体攻击行为必然受到班级规范的影响。在小学(Sentse, Veenstra, Kiuru, & Salmivalli, 2015; Thomas, Bierman, & Powers, 2011)和初中(Scholte, Sentse, & Granic, 2010)阶段，攻击的班级规范能正向预测个体未来的攻击行为。然而，当前研究更多地关注了班级自上而下的影响，忽视了班级规范对攻击初始水平不同的个体，以及处于不同同伴地位的个体的影响差异。
1.1 不同同伴地位指标对攻击的影响一般认为，同伴地位存在个体偏好和群体共识两个维度(冯华润, 2014; 孔艳红, 赵伟佳, 陈光辉, 2016)，分别反映了个体对同伴关系的主观感知和个体在整个群体中的影响力共识。本研究采用社会喜好和社会支配来反映同伴地位的这两个维度。其中，社会喜好(social preference)反映了同伴群体在多大程度上喜欢某一个体(Coie, Dodge, & Coppotelli, 1982)，而社会支配(social dominance)则反映了个体的资源控制能力，能力越强则个体就越有可能在群体等级结构中获取更高的社会地位(Hawley, 1999; Hawley, 2015)。
目前，研究者对于同伴地位如何影响攻击行为有两种观点。第一，当同伴群体中等级结构确立后，群体成员能准确感知到彼此的地位并达成共识(Boulton & Smith, 1990)，高地位的个体转而使用亲社会行为对低地位同伴进行安抚，攻击行为有所下降(Pellegrini & Bartini, 2001)；第二，除了极少数位于同伴群体金字塔顶尖的个体，大多数个体为了地位能够得到保障，需要不断提高攻击水平，才能使自己在与地位竞争者的激烈争夺中保住位置(Faris & Felmlee, 2011)。事实上，当个体处于某一稳定的同伴地位时，地位本身会赋予他某些特殊权力(power)，不同的赋权可能会对其后续行为产生不同影响。根据La Freniere和Charlesworth (1983)的社会权力理论，青少年可以获取两种不同的社会权力：内隐权力源自同伴对个体社会胜任力(social competency)的认可，依赖于同伴的喜爱和接纳；而外显权力表现为强制性的武力手段，因此会引发恐惧、屈服和顺从。一般认为，社会支配反映了外显权力，社会喜好反映了内隐权力(Closson & Hymel, 2016; Vaillancourt & Hymel, 2006)。已有研究表明，社会喜好和攻击主要呈负相关(Cillessen & Mayeux, 2004; Lease, Musgrove & Axelrod, 2002; Li & Wright, 2014; Vaillancourt & Hymel, 2006)，社会支配和攻击主要呈正相关(Hawley, 2003; Lease et al., 2002; Vaillancourt & Hymel, 2006)。综上，本研究假设，社会喜好对攻击有负向预测作用，而社会支配对攻击有正向预测作用。
1.2 班级攻击规范在同伴地位与攻击行为关系中的作用规范(norm)来源于特定环境中群体对某一观念或行为认可程度的共识，反过来又会对个体的态度、决策产生影响(Veenstra, Dijkstra, & Kreager, 2017)。班级中的群体规范称为班级规范，一般通过加和平均班级内个体的态度或行为获得(Cialdini, Kallgren, & Reno, 1991)，这种算法得到的规范被称为描述性规范(descriptive norm)。近年来，研究者发现受欢迎的青少年在群体中影响力更大(Dijkstra, Lindenberg, & Veenstra, 2008; Shi & Xie, 2012)，更有能力塑造和反映班级规范，由此提出规范突显性(norm salience)，通过计算班级范围内某一行为与受欢迎的相关获得(Henry, Guerra, Huesmann, Tolan, Vanacker, & Eron, 2000)。青少年攻击和风险行为研究发现，规范突显性可以比描述性规范更好地解释同伴的影响效应(Laninga-wijnen, Harakeh, Stegylich, Dijkstra, Veenstra, & Vollebergh, 2017)，这一发现表明规范突显性或许能更好地反映群体的偏差性规范。
初始攻击水平不同的个体对于班级规范可能表现出不同的易感性状态。社会学习理论认为，当个体初始攻击水平较低时，所在的班级中攻击规范越高，就越容易通过观察学习习得攻击行为(Bandura, 2001)。然而，初始攻击水平较高的个体则存在两种可能：一种可能是这样的青少年已经掌握了较高水平的攻击行为，即使班级规范上升，其攻击行为不会提高(Bandura, 2001)；而另一种可能则是，根据同伴传染理论(Dishion & Tipsord, 2011)，在倡导攻击的群体中，同伴分享了获得偏差态度和行为的机会，这也可能导致群体中本身攻击水平较高的个体攻击行为进一步强化。已有研究发现了上述交互作用的存在，但是研究结果一致性较差。Rohlf, Krahé和Busching(2016)的研究发现，在关系攻击模型中，初始攻击水平较低的个体在高攻击规范的班级中更容易习得攻击行为，而初始攻击水平较高的个体不受影响；Busching和Krahé(2015)在身体攻击模型中也发现了类似的效应。然而，班级规范也可能对初始攻击水平较高的个体起到放大作用：Kellam, Ling, Merisca, Brown和Ialongo(1998)发现，一年级时攻击水平高的男孩，处于攻击水平很高的班级时，更有可能在六年级展现出高水平的攻击行为。
在不同班级规范下，同伴地位对个体攻击的影响也有可能存在差异。已有大量研究探讨了个体攻击行为对同伴接纳的影响如何受班级规范的调节作用(Veenstra et al., 2017)，如，高攻击的个体在高攻击规范的班级中更可能被同伴接纳(Chang, 2004; Dijkstra & Gest, 2015; Sentse, Scholte, Salmivalli, & Voeten, 2007)。然而，鲜有研究考察同伴地位对攻击的影响是否受到班级规范的调节。仅有的一项针对荷兰四到六年级小学生的研究发现，描述性规范可以调节同伴地位对欺负行为的影响：随着班级欺负规范的提高，受欢迎与个体欺负水平的关系从不相关变为正相关，同伴接纳与个体欺负水平的关系从正相关变为负相关(Sentse et al., 2015)。然而这项研究并未区分欺负的不同表现形式，因此无法回答班级规范在不同类型的攻击中调节作用的差异性问题。此外，尚无研究探讨班级规范对社会支配预测攻击行为的调节作用，这一问题仍需进一步考察。
1.3 性别的作用在青少年攻击发展的研究领域，性别差异是研究者最为关注的问题之一。一般认为，男生可能更多地参与到身体和言语攻击中，女生更多地参与到关系攻击中(Archer, 2004; Crick, Casas, & Mosher, 1997)。基于男女生在不同类型的攻击中表现出的差异，Crick(1997)认为男女生对于不同类型攻击的认可和接纳程度不同，身体和言语攻击是男生更认可的攻击形式，而关系攻击是女生更接受的攻击形式。参与不符合性别认可度的攻击行为可能会对青少年的社会适应产生消极影响。例如，男生的高关系攻击会降低其友谊质量，而女生的高关系攻击反而会提升其友谊质量并降低孤独感(魏华, 范翠英, 周宗奎, 田媛, 亓艳丽, 2011)；此外，还有研究表明，女生在提高和维持其同伴地位时多采用关系攻击，而男生通常使用身体攻击的方式在同伴群体中获取支配地位(Pellegrini & Bartini, 2001)。考虑到不同类型攻击中表现出的性别差异，本研究希望探讨性别对攻击发展和同伴地位影响攻击的调节作用，并进一步讨论上述调节作用是否会受到青少年所处班级规范的影响。
1.4 问题提出考虑到初二时班级中已经建立起相对稳定的地位关系和班级规范，这有助于了解相对趋于稳定的同伴环境下，为了维持同伴地位，个体攻击行为会如何发展变化，以及班级规范是否会产生调节效应。本研究对初二学生进行为期半年的追踪，旨在探讨不同的同伴地位(社会喜好、社会支配)对身体、言语和关系攻击的预测作用，以及班级规范对于个体攻击发展和两种同伴地位预测攻击行为的调节作用。研究主要探讨四个问题：(1)社会喜好和社会支配如何影响三种攻击，以及这些影响是否存在性别差异；(2)对于三种攻击类型而言，班级规范对初始攻击水平不同的个体攻击发展具有什么样的调节作用；(3)社会喜好和社会支配对三种类型攻击行为发展的预测是否受到班级规范水平的影响，以及这种调节作用对于不同攻击类型是否存在差异；(4)以上关系如何受到性别的调节。
2 研究方法 2.1 研究被试被试来自我国中部某省份2个区县的7所普通初中。初二学生于2015年秋季学期末参与了第一次测试(T1)，得到了2649人的提名数据。由于转学、退学和请假等原因，2016年春季学期末的第二次测试(T2)有2536名被试参加，被试保留率为97.54%。第二轮测试中，两个班因调班的原因未进行提名测试，最终得到的有效提名数据含2470人，其中男生1270名，女生1200名，年龄在12.00-17.10之间(M年龄=13.93岁，SD=0.59岁)。
2.2 研究工具 2.2.1 攻击参考Wang (2017)的做法，将Björkqvist等人(1992)编制的《直接与间接攻击量表》(Direct and Indirect Aggression Scales, DIAS)改编为同伴提名问卷，共包括9道题目，分别测量身体、言语和关系攻击3个维度。其中3道题目测量身体攻击(例如，他/她爱惹是生非，跟人打架)，两次测查的一致性系数均为0.95；3道题目测量言语攻击(例如，他/她爱取笑、挖苦别人)，两次测查的一致性系数均为0.90；3道题目测量关系攻击(例如，他/她经常挑拨同学之间的关系)，两次测查的一致性系数均为0.92。每道题目的原始分为学生被同班同学提名的次数在班级范围内转化的标准分，各维度分数通过计算相应题目的平均分获得。
2.2.2 社会喜好社会喜好通过最喜欢和最不喜欢提名获得，测查题目为：“在你所在的班级中，你自己最喜欢/最不喜欢的同学是谁？”将被试被提名次数班级内进行标准化，然后用“最喜欢”得分减去“最不喜欢”的得分获得社会喜好的分数。
2.2.3 社会支配社会支配的题目翻译自Adams, Bartlett和Bukowski (2010)测查与攻击无关的社会支配时使用的3道题目，内部一致性系数为0.86。例题为：“他(她)能领导别的同学”。计分时先对每道题目中个体被提名的次数在班级内进行标准化处理，然后计算3道题目的均分。
2.2.4 班级规范采取规范突显性的计算方法(Dijkstra et al., 2008; Dijkstra & Gest, 2015)，以班级为单位，分别计算第一次测查时受欢迎与身体、言语和关系攻击的相关，即可得到身体攻击、言语攻击和关系攻击的班级规范分数。其中，受欢迎是通过“在你所在的班级中，最受同学们欢迎/最不受同学们欢迎的同学是谁？”进行测查。将被试被提名次数在班级内进行标准化，然后用“最受欢迎”得分减去“最不受欢迎”的得分，得到受欢迎分数。
2.3 研究程序两次测试均采取整班施测，共47个班级参与测试，每个班级人数在47~68人之间(M班级人数=59.88，SD=7.37)。主试均由接受训练的心理学硕士或本科生担任。测试前主试发放知情同意书，被试可根据自己的意愿随时退出测试。在同伴提名测试前，主试发放班级花名册，学生可根据每道题目描述的行为表现，从班级里选出自己认为最符合这些描述的同学(不超过5名)。
2.4 数据分析方法采用多层线性模型进行数据分析。考虑到本研究中同伴提名分数在班级范围内做了标准化，每个班的均分均为0，标准差为1，因此班级均值不存在差异。对于这样的提名数据，可构建随机斜率模型来考察班级差异(Chang, 2004)。研究依次构建4个随机斜率模型：模型1：建构以第二轮测查时的身体攻击、言语攻击和关系攻击为因变量的3个模型，分别考察相应的攻击T1、社会喜好和社会支配对攻击T2的影响。在第一水平的回归方程中，预测变量为性别、攻击T1、社会喜好、社会支配，控制变量为年龄，允许预测变量的斜率在第二水平存在随机变异，且不允许截距和控制变量在第二水平上存在随机变异。模型2考察性别的调节作用，在模型1的基础上加入了攻击T1×性别、社会喜好×性别、社会支配×性别的交互项，并允许新加入的交互项斜率在第二水平存在随机变异。模型3考察跨层交互作用，即班级攻击规范是否调节个体水平的预测变量及性别交互项对攻击T2的影响程度。它是在模型2的基础上，对于随机变异显著的斜率，在它们的第二水平的回归方程中加入相应的班级攻击规范。考虑到模型3中社会喜好×性别与社会支配×性别的跨层交互作用均不显著，且似然比检验(likelihood-ratio tests)表明去除这两个跨层交互项之后并不影响模型拟合(身体攻击模型中χ2(2)=5.46, p＞0.05；言语攻击模型中χ2(2)=3.70, p＞0.05；关系攻击模型中χ2(2)=-0.92, p＞0.05)，因此在模型4中删去了这两项三阶交互作用。研究采用HLM7.0软件进行数据分析，分析时使用完全最大似然估计，缺失值做删除处理。为了方便理解跨层交互作用，水平1的变量进入模型时均做组中心化处理(Enders & Tofighi, 2007)。
3 研究结果 3.1 描述性统计结果表 1呈现了个体水平变量的描述性统计。表 2中相关结果表明，两次测查中三类攻击均存在0.75以上的高相关，三类攻击规范间的相关也较高，为了避免多重共线性，本研究将三类攻击分为不同的模型进行考察。同伴地位的两个指标呈正相关。社会喜好与三类攻击均存在负相关，而社会支配与三类攻击均存在正相关。
| 男生 | 女生 | t | d | |||||||
| Min | Max | M | SD | Min | Max | M | SD | |||
| 年龄 | 12.97 | 18.06 | 14.97 | 0.62 | 13.15 | 18.95 | 14.88 | 0.61 | 3.90*** | 0.09 |
| 身体攻击T1 | 0.00 | 0.74 | 0.07 | 0.12 | 0.00 | 0.46 | 0.01 | 0.03 | 18.55*** | 0.06 |
| 言语攻击T1 | 0.00 | 0.60 | 0.05 | 0.08 | 0.00 | 0.54 | 0.02 | 0.05 | 11.67*** | 0.03 |
| 关系攻击T1 | 0.00 | 0.43 | 0.04 | 0.05 | 0.00 | 0.49 | 0.02 | 0.04 | 6.09*** | 0.01 |
| 社会喜好 | -0.87 | 0.79 | -0.02 | 0.15 | -0.91 | 0.84 | 0.04 | 0.15 | -9.68*** | -0.06 |
| 受欢迎 | -0.71 | 0.35 | -0.01 | 0.12 | -0.85 | 0.55 | 0.04 | 0.11 | -11.78*** | -0.05 |
| 社会支配 | 0.00 | 0.68 | 0.03 | 0.06 | 0.00 | 0.58 | 0.04 | 0.08 | -5.06*** | -0.01 |
| 身体攻击T2 | 0.00 | 0.74 | 0.07 | 0.12 | 0.00 | 0.50 | 0.01 | 0.03 | 17.18*** | 0.06 |
| 言语攻击T2 | 0.00 | 0.63 | 0.05 | 0.09 | 0.00 | 0.59 | 0.02 | 0.05 | 11.40*** | 0.03 |
| 关系攻击T2 | 0.00 | 0.46 | 0.04 | 0.05 | 0.00 | 0.54 | 0.03 | 0.05 | 4.97*** | 0.01 |
| 注：*p＜0.05;** p＜0.01；*** p＜0.001;性别采用虚拟编码：1=男；0=女。为了方便读者理解，表中提名数据呈现的是原始比例分，通过计算个体被提名次数除以班级人数获得。 | ||||||||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | ||
| 个体层 | |||||||||||||
| 1 | 年龄 | 1 | |||||||||||
| 2 | 身体攻击T1 | 0.04 | 1 | ||||||||||
| 3 | 言语攻击T1 | 0.02 | 0.88** | 1 | |||||||||
| 4 | 关系攻击T1 | 0.00 | 0.75** | 0.85** | 1 | ||||||||
| 5 | 社会喜好 | -0.01 | -0.59** | -0.59** | -0.63** | 1 | |||||||
| 6 | 社会支配 | 0.05** | 0.12** | 0.21** | 0.15** | 0.26** | 1 | ||||||
| 7 | 身体攻击T2 | 0.04 | 0.88** | 0.80** | 0.69** | -0.56** | 0.09** | 1 | |||||
| 8 | 言语攻击T2 | 0.03 | 0.79** | 0.85** | 0.76** | -0.54** | 0.18** | 0.89** | 1 | ||||
| 9 | 关系攻击T2 | -0.02 | 0.64** | 0.73** | 0.80** | -0.55** | 0.13** | 0.75** | 0.85** | 1 | |||
| 班级层 | |||||||||||||
| 10 | 班级身体攻击规范 | 1 | |||||||||||
| 11 | 班级言语攻击规范 | 0.90** | 1 | ||||||||||
| 12 | 班级关系攻击规范 | 0.83** | 0.89** | 1 | |||||||||
| 注: *p＜0.05; **p＜0.01; ***p＜0.001；表中提名数据采用的是标准分。 | |||||||||||||
建构以第二轮测查时的身体攻击、言语攻击和关系攻击为因变量的3个模型。在个体水平纳入年龄作为控制变量，将性别、攻击T1、社会喜好、社会支配，以及攻击T1×性别、社会喜好×性别、社会支配×性别放入模型，并分别纳入相应班级规范与预测变量及性别交互项的跨层交互项(社会喜好×性别与社会支配×性别的不加入跨层交互项)，允许自变量和性别交互项的斜率在第二层存在随机变异。最终模型的方程如下：
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模型4的结果显示，社会喜好可以负向预测身体攻击T2(γ=-0.06，p＜0.001)、言语攻击T2(γ=-0.06，p＜0.001)和关系攻击T2(γ=-0.08，p＜0.001)。社会支配可以正向预测身体攻击T2(γ=0.06，p＜0.01)、言语攻击T2(γ=0.09，p＜0.001)和关系攻击T2(γ=0.09，p＜0.001)。
| 身体攻击 | 言语攻击 | 关系攻击 | ||||
| γ | SE | γ | SE | γ | SE | |
| 固定效应(B) | ||||||
| 截距 | -0.03* | 0.01 | 0 | 0.01 | 0 | 0.01 |
| 性别 | 0.12** | 0.04 | 0.06* | 0.03 | -0.03 | 0.03 |
| 年龄 | 0.01 | 0.02 | 0.02 | 0.02 | -0.03 | 0.02 |
| 攻击T1 | 0.78*** | 0.04 | 0.80*** | 0.02 | 0.73*** | 0.02 |
| 社会喜好 | -0.06*** | 0.01 | -0.06*** | 0.01 | -0.08*** | 0.01 |
| 社会支配 | 0.06** | 0.02 | 0.09*** | 0.02 | 0.09*** | 0.02 |
| 攻击T1×性别 | 0.15 | 0.09 | 0.08 | 0.05 | -0.08 | 0.04 |
| 社会喜好×性别 | -0.03 | 0.02 | 0.01 | 0.02 | -0.04* | 0.02 |
| 社会支配×性别 | 0.06 | 0.04 | 0.04 | 0.04 | 0.05 | 0.04 |
| 性别×规范 | 0.21* | 0.09 | 0.38** | 0.11 | 0.26 | 0.17 |
| 攻击T1×规范 | -0.38** | 0.11 | -0.65*** | 0.1 | -0.54*** | 0.1 |
| 社会喜好×规范 | -0.03 | 0.04 | -0.07 | 0.05 | -0.05 | 0.06 |
| 社会支配×规范 | 0.09 | 0.07 | 0.30* | 0.11 | 0.31 | 0.17 |
| 攻击T1×性别×规范 | 0.48* | 0.2 | 0.99*** | 0.27 | 0.78* | 0.29 |
| 随机效应(Var.) | U | χ2 | U | χ2 | U | χ2 |
| 性别 | 0.017** | 75.63 | 0.014** | 72.68 | 0.019*** | 88.36 |
| 攻击T1 | 0.022*** | 85.73 | 0.008* | 63.72 | 0.006* | 62.02 |
| 社会喜好 | 0.001* | 60.68 | 0.002 | 52.46 | 0.002* | 59.32 |
| 社会支配 | 0.011*** | 112.98 | 0.009*** | 81.14 | 0.007 | 50.38 |
| 攻击T1×性别 | 0.031 | 56.88 | 0.053** | 72.35 | 0.053*** | 80.61 |
| 社会喜好×性别 | 0.013*** | 95.47 | 0.004 | 50.62 | 0.004 | 32.09 |
| 社会支配×性别 | 0.032*** | 95.01 | 0.025* | 67.31 | 0.024 | 56.29 |
| 水平1 | 0.171 | 0.197 | 0.262 | |||
| 注: *p＜0.05; ** p＜0.01; *** p＜0.001；考虑到变量均进行了标准化处理，单位很小，因此表 3中随机变异小数位为3位。 | ||||||
社会喜好×性别的交互项在关系攻击模型(γ=-0.04，p＜0. 05)中预测作用显著，加入性别交互项后，模型4在第一水平上的方差解释比例为7.52%。在多水平分析的框架下，进行简单斜率检验(Preacher, Curran, & Bauer, 2006)。女生(b=-0.08, z=-6.23, p＜0.001)和男生(b=-0.12, z=-4.61, p＜0.001)的社会喜好对其关系攻击T2均有着显著的负向预测作用，且男生社会喜好对关系攻击的负向预测作用强于女生。
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| 图 1 社会喜好×性别的交互作用 |
社会支配×攻击规范(γ=0.30，p＜0.05)的交互项在言语攻击模型中预测作用显著，加入社会支配×规范的交互项后，模型4在社会支配斜率上的方差解释比例为17.63%。在低班级言语攻击规范(b=0.05, z=2.45, p＜0.05)和高班级言语攻击规范(b=0.13, z=4.00, p＜0.001)条件下，社会支配对言语攻击T2均有着显著的正向预测作用，且高言语攻击规范班级中社会支配对言语攻击的预测作用强于低言语攻击规范的班级。
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| 图 2 社会支配×攻击规范的交互作用 |
攻击T1×性别×攻击规范的交互项在身体攻击模型(γ=0.48，p＜0. 05)、言语攻击模型(γ=0.99，p＜0. 001)和关系攻击模型(γ=0.78，p＜0.05)中预测作用显著，加入攻击T1×性别×规范的交互项后，模型4在攻击T1×性别斜率上的方差解释比例为22.75%(身体攻击模型)、38.77%(言语攻击模型)、19.92%(关系攻击模型)。
在身体攻击模型中，个体的攻击水平会随着所处班级规范的升高而升高，但是不同的个体受到班级规范的影响不同。对于女生而言，班级规范对初始攻击水平较低个体(b=0.15, z=3.41, p＜0.001)比对初始攻击水平较高的个体(b=0.03, z=3.41, p＜0.001)的正向预测作用更强；对于男生而言，班级规范对初始攻击水平较低的个体(b=0.16, z=2.02, p＜0.05)比初始攻击水平较高的个体(b=0.20, z=2.35, p＜0.05)的正向预测作用略低。
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| 图 3 身体攻击T1×性别×身体攻击规范的交互作用 |
在言语攻击模型中，对于女生而言，班级规范对初始攻击水平较低个体(b=0.28, z=6.27, p＜0.001)有着正向预测作用，对初始攻击水平较高的个体(b=-0.02, z=-6.27, p＜0.001)反而产生负向预测作用；对于男生而言，班级规范对初始攻击水平较低的个体(b=0.23, z=2.64, p＜0.001)比初始攻击水平较高的个体(b=0.39, z=3.27, p＜0.001)的正向预测作用更弱。
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| 图 4 言语攻击T1×性别×言语攻击规范的交互作用 |
在关系攻击模型中，对于女生而言，班级规范对初始攻击水平较低个体(b=0.28, z=5.63, p＜0.001)有着正向预测作用，对初始攻击水平较高的个体(b=-0.07, z=-5.63, p＜0.001)反而产生负向预测作用；对于男生而言，班级规范不论是对初始攻击水平较低的个体(b=0.14, z=0.99, p＞0.1)还是初始攻击水平较高的个体(b=0.29, z=1.48, p＞0.1)，均无预测作用。
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| 图 5 关系攻击T1×性别×关系攻击规范的交互作用 |
本研究采用同伴地位的两个不同维度来预测攻击行为的发展，发现社会喜好可以负向预测不同类型攻击的发展，且这一预测作用存在性别差异，对于男生而言，社会喜好的负向预测作用更强。这与男生在关系攻击行为与社会喜好间相关显著高于女生的结果相对一致(覃玉宇, 2004)。社会喜好反映的是一种內隐权力，依赖于同伴的喜爱程度。当男生获得这样的同伴地位时，可能更不愿意采取被男生认可度低的攻击形式。社会支配可以正向预测不同类型攻击的发展。这表明，同伴地位对攻击的影响可能会随着其背后社会权力的不同而不同。一方面，青少年需要在同伴群体中获得归属感和情感联结，为维持这种社会喜好地位，他们会减少使用伤害他人的攻击行为(Li & Wright, 2014)；与此同时，青少年的社会支配地位是依靠外在武力获得的，由此得来的地位意味着仍需要运用攻击行为去捍卫。这两种同伴地位对攻击的预测呈现出截然相反的结果，揭示了青少年阶段对不同同伴地位进行区分的重要意义。在青少年早期，这种区分可能更具价值：这一时期个体逐渐萌发对异性的好奇与好感，但仍处于性别隔离状态，青少年可能需要在群体中获得支配地位而非被同伴喜欢，才能吸引到异性注意(Zwaan, Dijkstra, & Veenstra, 2013)。但必须指出，虽然社会支配较之于社会喜好可能更加积极主动，但由于其对攻击行为有助长作用，即使短期内可能帮助个体在同伴中获取资源控制和影响力，长此以往也会导致个体陷入行为偏差的更大危险中(Dijkstra，Cillessen, Lindenberg, & Veenstra, 2010; Mayeux, Sandstrom, & Cillessen, 2008)。在实践中，应帮助高社会支配的青少年掌握更具建设性、合作性的策略来取代攻击策略的使用。
4.2 班级规范与性别对攻击发展的交互作用本研究发现，班级规范对不同攻击初始水平个体的预测作用在男生和女生之间并不相同。对于男生而言，班级规范可以正向预测其身体和言语攻击的发展，且这种正向预测作用在初始攻击水平较高的个体身上更为明显。对于女生而言，班级规范对攻击行为的预测作用在不同类型的攻击模型中有所不同。在身体攻击模型中，班级规范均可正向预测女生攻击行为的发展。但不同于男生，这种正向预测作用在初始攻击水平较低的女生身上更为明显。在言语和关系模型中，班级规范可以增强初始攻击水平低的女生相应的攻击行为，而对于初始攻击水平高的女生则表现出弱化效应。由于对初始攻击水平和性别做了区分，有关班级规范对攻击发展的调节作用与以往研究的结果有一定的重合(Kellam et al., 1998; Rohlf et al., 2016)，但是更为复杂和丰富。
对于初始攻击水平较低的个体，班级规范基本都能正向预测其攻击的发展。基于声誉突显性假说(reputation salience hypothesis)，当班级中高地位的个体表现出某些行为时，青少年更愿意与这些个体的行为保持一致，以期自己在同伴中的地位得以提升。因此随着班级规范突显性升高，初始攻击水平较低的个体倾向于提高自己的攻击水平，进而与高地位的个体保持一致(Hartup, 1996)。
然而对于初始攻击水平较高的个体，班级规范在预测不同类型的攻击发展时呈现出不同的效应。对于男生的身体和关系攻击发展而言，班级规范均呈现出了强化效应，且这种强化效应高于初始攻击水平较低的男生。考虑到男生比女生更加关注自己在同伴群体中的“力量”和“控制”(Noakes & Rinaldi, 2006)，而身体和言语攻击这种在男生中认可度更高的攻击形式恰好能满足男生的力量感和控制感，那么已经拥有较高的初始身体和言语攻击水平的个体，为了展现自己的男子气概，更可能将这种攻击发挥到极致。而对于初始攻击水平较高的女生而言，班级规范的效应会受到不同类型攻击的影响：对于身体攻击产生了强化效应(需要注意的是这种强化效应低于初始攻击水平低的女生)，对言语和关系攻击则产生了弱化效应。这可能与不同类型攻击所涉及的认知和社会性发展成熟度有关。从攻击的发展模式理论来看(Björkqvist et al., 1992)，言语攻击和关系攻击可能是对社会智力要求更高、相对更复杂的攻击方式。实证研究表明，身体攻击可能与较低的自我控制、情绪调节有关(Shachar, Ronen-Rosenbaum, Rosenbaum, Orkibi, & Hamama, 2016)，而关系攻击则与较高的社会智力(Andreou, 2006)、心理理论(Renouf et al., 2010)及执行功能(McQuade, Breaux, Miller, & Mathias, 2016)等相关。女生初始身体攻击水平较高，可能反映出较低的自我控制和情绪调节水平，当班级规范升高时，更有可能发生同伴传染现象，攻击水平被进一步激化提升；女生初始言语和关系攻击水平较高，可能反映出较高的社会智力，当其所处的班级攻击规范上升时，高水平的关系攻击对同伴地位的提升可能存在边际效应，他们可能转而将攻击行为集中在某些特定个体(如高地位的个体)上，总的攻击行为水平反而下降(Closson & Hymel, 2016)。总的来说，班级规范的升高对于男女生的风险不同。对男生而言，初始攻击水平较高的个体，在身体和言语的班级规范升高时，会有更大的风险进一步激化升高攻击行为；而对于女生而言，初始攻击水平较低的个体更可能在攻击的班级规范升高时习得不良的攻击行为。这一结果可能折射出男生和女生在面临不良环境压力时易感性的不同。关于这一问题有待进一步研究。
4.3 班级规范调节同伴地位对攻击行为的预测作用本研究发现，社会支配对言语和关系攻击行为的正向预测作用会被相应的班级规范放大，但社会喜好对攻击的预测作用并不受班级规范的影响。根据La Freniere和Charlesworth (1983)的社会权力理论，社会喜好反映的是一种内隐权力，内隐权力不涉及强制性的武力行为，因此社会喜好对个体攻击的影响不容易受到环境左右；而社会支配主要反映了外显权力，需要通过外在和强制性手段获得，个体必须通过攻击等方式去维持这种地位。近期研究发现，攻击行为对同伴接纳的预测作用会受到班级规范的调节，但是对受欢迎的影响不会受到班级规范的调节(Boor-Klip, Segers, Hendrickx, & Cillessen, 2015)。结合本研究结果来看，在青少年追求不同同伴地位的不同阶段，班级攻击规范可能发挥着不同的作用：班级攻击规范对内隐权力的影响主要发生在个体正在使用攻击来获取同伴地位时；而班级规范对外显权力的影响则发生在个体已经获得代表外显权力的同伴地位之后，即这种地位对攻击行为的后续影响阶段。上述结果均证实了班级规范对于个体发展的突出作用，表明在攻击干预中，着眼整班环境，重视班级风气和文化的建设，有利于青少年攻击行为的减少和矫正(Cowie & Jennifer, 2008)。实践中可尝试对班级中高地位的个体进行干预培训，带动班级同伴建立良好的行为规范，从而矫正班级中其他个体的不良行为。
本研究也发现，这种班级规范的调节作用只出现在言语攻击中。这可能与攻击的常态化发展和关系攻击在中国文化背景下的特殊性有关。近期一项针对初一学生的研究发现，在青少年早期，身体攻击能正向预测违纪行为，而关系攻击不能(魏星, 纪林芹, 陈亮, 吕娜, 张文新, 2012)，说明身体攻击在青春期早期可能是一种适应不良的攻击方式。此外，中国属于集体主义文化背景，更加注重人际和谐，因此排挤他人、捏造他人谎言这种破坏人际关系的攻击行为，被儿童和青少年普遍认为错误性和伤害性要强于身体攻击(王美芳, 闫秀梅, 姚利, 2010)。而且儒家文化讲究“君子动口不动手”、“君子坦荡荡，小人常戚戚”，因此人们对于造成实质性身体伤害的身体攻击和背后搞小动作的关系攻击容忍度可能更低。言语攻击可能是一种相对更能接受的攻击手段，当言语攻击的班级规范升高时，个体更有可能根据班级规范增强自己对言语攻击手段的使用。
4.4 研究局限及未来启示本研究主要存在以下不足：(1)采用同伴提名方法，缺乏对班级个体细微差异的考察。未来研究可考虑同伴提名与自我报告、教师或父母报告相结合的方法；(2)本研究采用的是追踪数据，但两次测查间隔一学期，时间较短，因而研究结果发现的影响效应较小；但从另一方面说，尽管只有一个学期的间隔，但是班级规范对攻击发展变化的作用仍然能够检测出来，更说明其影响是切实存在的。后续应在更长的时间跨度内对其影响进行考察。
本研究也存在一些局限性，需要在未来的研究中加以完善。(1)同伴地位是一个多维概念。近年来，随着社会网络分析技术的发展，越来越多的研究者开始使用社会网络指标中的中心度来代表同伴地位。未来研究可使用新的社会网络指标考察同伴地位对攻击发展的不同影响。(2)以往研究多将言语攻击和身体攻击放在一起，称为“外显攻击”(Andreou, 2006)，认为二者可能与关系攻击存在较大差异。然而从本研究的结果来看，言语攻击表现出一些区别于身体攻击和关系攻击的独特模式。未来研究对于言语攻击不能只考虑量的问题，还应考虑质的问题，从其技巧性功能性加以考察，有利于新的理论突破。
5 结论本研究得出以下结论：(1)在青少年早期，社会喜好负向预测攻击发展，而社会支配正向预测攻击发展。社会喜好对关系攻击的预测存在性别差异，男生的社会喜好对关系攻击的预测作用强于女生；(2)班级规范与性别可以调节三类攻击行为的发展。对于女生而言，身体攻击的班级规范能够强化个体后续的身体攻击行为，且这种强化作用在初始攻击水平较低的女生中更为明显。言语和关系攻击的班级规范可以增强初始攻击水平低的个体相应的攻击行为，但对于初始言语或关系攻击行为水平高的个体，随着班级规范水平的提高，其后续攻击水平反而下降；对于男生而言，身体和言语攻击的班级规范均能强化个体后续的攻击行为，且这种强化作用在初始攻击水平较高的男生中更为明显，但关系攻击的班级规范无法影响其后续的攻击行为；(3)社会支配对言语攻击的正向预测作用会被班级规范放大：在言语攻击规范高的班级中，社会支配高的个体半年后相应攻击更高，然而在低规范班级中不存在这种现象。社会喜好对攻击的预测不受班级规范的影响。
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