同伴关系与儿童的反应性和主动性攻击：交叉滞后分析*

周广东 周广敏

(1 教育部人文社会科学重点研究基地天津师范大学心理与行为研究院，天津 300387) (2 天津师范大学心理学部，天津300387) (3 学生心理发展与学习天津市高校社会科学实验室，天津 3003871) (4 天津师范学校附属小学，天津 300131)

1 引言

同伴关系（peer relationship）是指同龄人之间或心理发展水平相当的个体间，在交往过程中建立和发展起来的一种人际关系，这种关系里包含了在一系列互动中产生的意义、期望和情绪（Rubin, Bukowski, & Parker, 2007）。同伴关系既是儿童社会性发展的重要背景，也是儿童社会性发展的主要内容。进入小学以后，同伴关系在儿童发展中的作用越来越大，影响其心理和行为的诸多方面，比如攻击（Parker, Rubin, Erath,Wojslawowicz, & Buskirk, 2015）。

攻击（aggression）是指故意做出的伤害他人的行为（Dollard, Miller, Doob, Mowrer, & Sears,1939）。儿童的攻击行为因其功能的不同可以分为“反应性攻击”和“主动性攻击”：反应性攻击（reactive aggression）是指个体在感受到威胁后做出的伤害他人的行为；主动性攻击（proactive aggression）是指个体为了预期利益或某种精神主导而故意伤害他人的行为（Dodge & Coie, 1987）。

研究显示，反应性攻击儿童容易被同伴拒绝，但主动性攻击儿童却可以得到同伴的接纳（Stoltz, Cillessen, van den Berg, & Gommans,2016）。反应性攻击儿童对同伴的行为意图判断有偏差，往往误将同伴在模糊情境下的意图归因为有敌意的（Evans, Fite, Hendrickson, Rubens, &Mages, 2015）；另外，反应性攻击儿童人际交往技能较差，行为反应冲动且过激，负性情绪较多（Moore, Hubbard, Bookhout, & Mlawer, 2019）。这些特点往往导致反应性攻击儿童不被同伴接纳。相反，主动性攻击儿童往往具有领导力和幽默感（Price & Dodge, 1989），他们在同伴关系里经常占据主导地位，因而容易被同伴喜欢。

虽然儿童同伴关系和攻击行为的关系已经被大量研究证实（Guimond, Brendgen, Correia,Turgeon, & Vitaro, 2018; Price & Dodge, 1989），但对二者关系的方向性问题存在三种不同观点。

第一，有研究者认为，同伴拒绝导致被拒绝儿童使用攻击行为（Jiang & Chen, 2020）。Vitaro，Boivin和Poulin（2018）总结了三种理论来说明同伴关系是如何影响儿童的攻击行为的：（1）行为缺陷机制认为同伴拒绝使得儿童不得不独处，或跟年龄更小、社交技能更差的儿童相处，从而减少了其练习解决社交问题的机会，进而使用攻击这种冲动的行为来解决同伴问题（Ladd, 1983）；（2）社会−认知机制认为来自同伴群体的拒绝会使儿童产生愤怒情绪，加剧其对敌意信息的敏感程度，进而用攻击来回应同伴的“敌意”（Lansford,Malone, Dodge, Pettit, & Bates, 2010）；（3）社会归属机制认为人类有天然的建立和保持正性而持久人际关系的需求，同伴拒绝会使得儿童加入其他被拒绝者的队伍，从而使他们接触到了更多攻击性情景，而“同道朋友”的攻击行为也会为儿童的攻击行为提供“榜样”作用（Vitaro, Pedersen, &Brendgen, 2007）。综合以上三种理论观点和先前研究可知，行为缺陷机制和社会−认知机制中对同伴拒绝导致儿童独处和敌意的观点更适用于解释反应性攻击儿童（Evans et al., 2015; Moore et al.,2019），而社会归属机制中对同伴拒绝导致儿童加入攻击者的队伍更适用于解释主动性攻击儿童（Stoltz et al., 2016; Vitaro et al., 2007）。

第二，也有研究者认为，儿童的攻击行为导致其同伴关系变差（Evans & Fite, 2019; Lansford et al., 2010）。在早年的一个综述中，儿童的攻击行为被认为是预测同伴拒绝最显著的指标（Coie,Dodge, & Kupersmidt, 1990）。一个关于同伴拒绝的进化观点（Schaller, Simpson, & Kenrick, 2006）认为，人类进化出的心理适应性旨在形成关系，以便更好地生活在社会群体中，那些违反社会规范的人（比如攻击性强的人）往往会被群体拒绝，因为社会规范可以简化和促进人际交往，有利于人类更好地生存和进化。在儿童群体里，攻击行为往往不被群体规范认可，因此那些攻击行为较多的儿童容易被同伴拒绝。

第三，儿童的攻击行为与同伴关系二者相互影响（纪林芹, 潘斌, 郭菲, 陈亮, 张文新, 2017;Kamper-DeMarco & Ostrov, 2019），这一结果符合“转换模型”（Sameroff, 2009）的理论主张。该理论认为，儿童与其所处环境是相互影响、动态发展的，儿童的先天特性在后天环境中得以发展和展示，环境反过来也会影响儿童特性的变化程度。具体到本研究的主题，该理论认为儿童的攻击行为与同伴关系是可以相互影响、相互预测的。

对儿童同伴关系与攻击行为关系方向性的争论可能来自以下两点：（1）以上三种观点的实证支持大都来自横断研究的结果，而横断研究从方法学上并不能解决这一争论。基于此，本研究采用纵向追踪的方法，探讨同伴关系与儿童的攻击行为的关系方向性。虽然以往有关于儿童同伴关系和攻击的纵向研究（纪林芹, 高敏, 张良, 潘斌, 张文新, 2020; Chen, Huang, Wang, & Chang, 2012; Rohlf,Busching, & Krahé, 2017），却没有区分反应性和主动性攻击。（2）以往的理论往往把攻击行为作为一个整体而非异质性的不同类型来看待。事实上，儿童的攻击行为有不同的亚类，比如反应性和主动性攻击，这些不同亚类攻击性儿童被证实有不同的同伴关系（Evans, Fraxer, Blossom, & Fite,2019）。

在实际研究操作中，衡量儿童同伴关系的常用指标是“社会偏好”（social preference），它反映了群体中的同伴对某一个体的喜欢程度（Coie,Dodge, & Coppotelli, 1982）。社会偏好得分越高代表被同伴接纳的程度越高，得分越低代表被同伴拒绝的程度越高。低社会偏好常被视为儿童发展中的压力事件（Lansford et al., 2010），因为同伴群体是儿童发展社交技能的重要领域，来自同伴的拒绝则剥夺了儿童参与社交互动的机会，因而无法有效发展良好的社交技能，进而使其更多地卷入到攻击性的社交活动中（He, Koot, Buil, & van Lier, 2018）。

由于以往研究显示，反应性攻击儿童有较多的敌意归因偏差（Evans et al., 2015）、较差的人际交往技能和易怒的情绪反应特点等（Moore et al.,2019），往往导致其在同伴群体中的社会偏好较低。据此，本研究提出假设1：儿童的反应性攻击负向预测其社会偏好。此外，较低的同伴地位对儿童是一种挫折体验，挫折会直接导致攻击或为攻击的发起做好准备。来自同伴的拒绝往往损害儿童的自尊，为了捍卫自尊，被拒绝的儿童也更有可能表现出反应性攻击行为（Wong & Raine,2019）。据此，本研究提出假设2：社会偏好负向预测其反应性攻击行为。

主动性攻击儿童常被认为是有领导力的、幽默的（Price & Dodge, 1989），因而容易被同伴所接纳（多为与其有相同不良行为的儿童），但同时又被受其侵害的同伴厌恶（Crick, Murray-Close,Marks, & Mohajeri-Nelson, 2011）。所以，主动性攻击儿童的同伴关系可能存在两极分化的现象：一方面在有不良行为的同伴里受到拥护和喜欢，另一方面又在被攻击的同伴里受到拒绝和厌恶。基于这种情况，在整体考虑儿童群体时，主动性攻击儿童的社会偏好可能会因为两部分群体的相反态度而相互抵消。据此，本研究提出假设3：社会偏好与儿童的主动性攻击无显著预测关系。

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样法，以天津市南开区某小学一到五年级儿童为研究对象，于2017年4月（T1）和2018年1月（T2）分别进行了两次施测。第一次调查时被试总人数为1409人，由于转学的原因，在第二次调查时缺失了29人。采用在两次调查中提供完整数据的1380人，其中男生729人（占比53%），女生651人（占比47%）。第一次施测时一到五年级的平均年龄和标准差分别是6.89±0.76，7.88±0.71，8.71±0.63，9.75±0.64，10.67±0.60。其中，一到五年级的人数分别是274人（占比20%）、325人（占比24%）、327人（占比24%）、223人（占比16%）、231人（占比17%）；独生子女占总人数的41%，非独生子女占总人数的59%；父母婚姻状况中，已婚状态占96%，离婚状态占3%，其他占1%；家庭月收入低于3000元的占8%，3000～4999元的占16%，5000～9999元的占52%，1万元及以上的占24%。

2.2 研究工具

2.2.1 反应性−主动性攻击问卷

采用反应性−主动性攻击问卷（Dodge & Coie,1987）测量儿童的攻击行为，由班主任依据此量表对自己班级内的每个学生做出评价。该问卷由6个题目组成，其中前3个题目评价反应性攻击，如“对意外事件的愤怒反应过于激烈”；后3个题目评价主动性攻击，如“威胁或欺负别人”。量表采用Likert 5点计分，对题目中描述的行为发生在该儿童身上的频率进行评价，1代表“从来没有”，5代表“总是有”。这一问卷是测量反应性和主动性攻击被使用最为广泛的量表。在本研究中，反应性攻击分量表在T1和T2的Cronbach’s α系数分别是0.87和0.80，主动性攻击分量表在T1 和 T2 的 Cronbach’s α 系数均为 0.87。

2.2.2 同伴提名

同伴提名（peer nomination）是Coie等（1982）用来测量同伴关系的一种方法，具体做法为：在教室里，发放给每一位同学一份自己所在班级的人员名单，要求每个人选择至少三个“最喜欢”（积极提名）和“最不喜欢”（消极提名）的同学。统计分析时，首先，计算每位同学得到的积极提名（like most，以下简称LM）和消极提名（like least，以下简称LL）数量，每得一票即累加一分；其次，将积极提名和消极提名的分数在其所在的班内进行标准化，得到标准化的积极提名（ZLM）和消极提名分数（ZLL）；最后，计算社会偏好分数，即用积极提名标准分数减去消极提名标准分数（ZLM−ZLL）。

2.3 研究过程

本研究由经过专业培训的研究生和班主任担任主试。在施测前，对主试进行集中培训，确保被试充分了解整个测试的操作流程和明确注意事项。在征得父母、学校和老师的同意后统一施测。首先，班主任填写反应性−主动性攻击问卷，对班级里的每个同学进行评定；其次，班主任作为主试发放同伴提名量表，介绍统一指导语，以班级为单位集体施测；最后，每班班主任按班级收齐问卷并上交。

3 结果

3.1 主要变量的相关分析

各变量间的两两相关结果见表1，人口学量表中的父母婚姻状态和家庭月收入与其他所有变量之间均无显著相关，因此，在后续的交叉滞后分析中不再考虑两个变量。而性别、年级和父母受教育水平与攻击行为和同伴关系的指标之间大多相关显著，因此在后续的交叉滞后分析中将其作为控制变量纳入模型。

表1 人口学变量、社会偏好、反应性和主动性攻击的相关分析

T1和T2的社会偏好与两次的反应性和主动性攻击均呈显著负相关，相关系数在−0.32至−0.22之间，属于中等相关，符合进一步进行交叉滞后分析的要求。

3.2 重复测量的差异检验

为了检验重复测量的差异性，对反应性和主动性攻击及同伴关系的指标分别进行了单因素重复测量的方差分析。结果显示，两次反应性攻击之间存在显著差异（F=30.64,p＜0.001,=0.024），T2的反应性攻击显著低于T1（MT1=2.03,MT2=1.85）；两次主动性攻击之间存在显著差异（F=20.23,p＜0.001,0.016），T2 的主动性攻击显著低于T1（MT1=1.40,MT2=1.30）。

由于社会偏好是对同伴提名标准化结果的计算，而标准化后的平均分数皆为0，所以，对同伴关系的重复测量方差分析以同伴提名的实际分数而非标准分数作为指标。结果显示，两次同伴积极提名的分数之间存在显著差异（F=2140.89,p＜0.001,=0.642），第二次的同伴积极提名分数显著高于第一次（MT1=11.64,MT2=21.69）；两次同伴消极提名的分数之间存在显著差异（F=1287.17,p＜0.001,=0.489），第二次的同伴消极提名分数显著高于第一次（MT1=6.60,MT2=13.40）。

3.3 交叉滞后分析

采用交叉滞后模型来分别检验儿童的反应性/主动性攻击与社会偏好之间的纵向关系（见图1）。将性别、年级和父母受教育水平作为控制变量；同时出于基本的逻辑考虑，将性别与年级、父母受教育水平之间的相关固定为0。

在儿童的反应性/主动性攻击与社会偏好的交叉滞后分析中（见图1），模型拟合良好：CFI=1，TLI=1，RMSEA=0.005，90%CI[0, 0.038]，SRMR=0.009。结果显示，各个变量的纵向稳定性较好，尤其是社会偏好的稳定性最高，β=0.74，p＜0.001，95%CI[0.71, 0.77]。另外，T1的反应性攻击显著预测T2的反应性攻击，β=0.18，p＜0.001，95%CI[0.13, 0.23]；T1的主动性攻击显著预测T2的主动性攻击，β=0.16，p＜0.001，95%CI[0.10, 0.22]。

图1 社会偏好与反应性和主动性攻击的交叉滞后模型图

在交叉滞后路径中，T1的社会偏好显著预测T2的反应性攻击行为（β=−0.17,p＜0.001,95%CI[−0.23, −0.11]）和主动性攻击（β=−0.18,p＜0.001, 95%CI[−0.25, −0.11]），T1 的反应性攻击也可以显著预测T2的社会偏好（β=−0.05,p=0.020,95%CI[−0.10, −0.01]），但 T1 的主动性攻击对T2社会偏好的预测不显著。

4 讨论

同伴关系和攻击行为对儿童的社会性发展均有较大影响，但对于二者之间关系的方向性却并未得到一致结论。本研究基于这一研究问题，采用纵向追踪的方法探讨二者关系的方向性问题，并在此基础上区分反应性和主动性攻击。结果显示，社会偏好与儿童的反应性攻击相互负向预测，即较低的社会偏好导致较高的反应性攻击，而较高的反应性攻击也会降低其社会偏好；社会偏好可以负向预测儿童的主动性攻击行为，但主动性攻击并不预测社会偏好，即较低的社会偏好导致较高的主动性攻击，但较高的主动性攻击并不一定会损害儿童的社会偏好。

4.1 同伴关系和攻击行为的纵向变化

本研究发现，儿童在T2的积极和消极提名均显著高于T1，这可能是因为随着时间的推移，儿童对本班同学的熟悉度越来越大，因此在T2的测量中都有了更多的提名。但教师对反应性和主动性攻击行为报告显示，T2比T1均有显著下降。关于两类攻击行为的发展变化，不同的研究结果不尽相同。比如Fite，Colder，Lochman和Wells（2008）对245名高攻击性儿童为期6年（从4年级末到9年级）的追踪研究发现，儿童的反应性攻击及主动性攻击在6年级达到顶峰，之后两种攻击行为的发生频率都开始下降。

4.2 社会偏好与反应性攻击

本研究中，社会偏好与反应性攻击相互预测，这一结果符合“转换模型”（transactional model）（Sameroff, 2009）的理论主张。该理论认为，儿童与其所处环境是相互影响、动态发展的，即儿童较低的社会偏好可能会导致较高的反应性攻击，而具有较高反应性攻击的儿童会被其他儿童进一步排斥，导致更低的社会偏好。这一结果与Chen等（2012）的纵向研究结果一致，只不过该研究并未区分反应性和主动性攻击。

虽然社会偏好与反应性攻击相互预测，但具体到每条单一的路径，其内在机制可能不同。就反应性攻击负向预测社会偏好这一路径来说，可能是攻击行为在中国文化下不受欢迎，攻击行为被认为是对群体规则的违反。在儿童群体里，攻击行为往往不被其他儿童认可，因此那些攻击行为较多的儿童容易被其他同伴拒绝。从同伴拒绝的进化观点（Schaller et al., 2006）来看，那些违反社会规范的人（比如攻击性强的儿童）被群体拒绝可以看作是对违反群体规范的惩罚，以便群体成员更好地遵守群体规范。儿童的反应性攻击显著负向预测其社会偏好，证实了假设1，这一结果也与Evans和Fite（2019）的研究结果一致。该研究发现，幼儿园时期的反应性攻击可以预测小学1～3年级的同伴拒绝。这说明，反应性攻击预测社会偏好具有中外一致性。

另外，社会偏好显著负向预测儿童的反应性攻击，证实了假设2，相同的结果也在很多中外研究中得到验证（Gagnon & Rochat, 2017; Yao et al.,2019）。对儿童而言，较低的社会偏好意味着他们不被同伴群体接纳，进而缺少了与同龄儿童进行社交互动和有效解决社交问题的机会，导致其使用简单粗暴的攻击行为来解决同伴冲突（Ladd,1983）。来自同伴群体的拒绝会使反应性攻击儿童对社交信息产生判断偏差，比如他们习惯把很多模糊情境下的同伴意图判定为是“有敌意的”，进而被这种错误的“敌意”判断驱使着做出更多的反应性攻击行为（Lansford et al., 2010）。

4.3 社会偏好与主动性攻击

本研究中，社会偏好负向预测儿童的主动性攻击行为，与假设3不符，这一结果也与西方的主流研究结果不同（Card & Little, 2006）。这一结果与一项针对香港8～14岁青少年的研究结果一致（Wong & Raine, 2019），该研究发现主动性攻击较多的青少年其同伴关系问题也较多。出现这一结果的原因可能是来自同伴较低的社会偏好降低了儿童的自尊水平，为了维护被损害的自尊，儿童倾向于使用主动性攻击来挽回“颜面”和“控制力”。

社会偏好对主动性攻击的单向预测符合社会归属机制的预测（Vitaro et al., 2018），即儿童也有天然的建立和保持正性而持久同伴关系的需求，同伴的拒绝会使得其加入其他被拒绝者的队伍（Fite, Colder, Lochman, & Wells, 2007），进而接触到了更多攻击性情景，而“同道朋友”的攻击行为也会为儿童的主动性攻击行为提供“榜样”作用，使得这些被拒绝的儿童学习到使用主动性攻击行为来解决同伴关系问题。也就是说，主动性攻击儿童的攻击行为可能是其在同伴群体里学习而得到的，用来应对同伴拒绝带来的压力。当他们意识到攻击带来的“好处”，便会在认知上形成“攻击能达到正向结果”的预期（Marsee &Frick, 2007），这会让他们以后更多地使用攻击行为。

同时，儿童的主动性攻击并不预测社会偏好，可能的原因是，主动性攻击儿童往往具有“幽默感”和“领导力”（Price & Dodge, 1989），这些特性是他们受到一部分儿童喜欢的原因（Stoltz et al., 2016）；另一方面，其主动性攻击行为又会让被攻击者排斥他们。也就是说，主动性攻击儿童的社会偏好可能会因为这两个群体的相反态度而被折中，进而无法体现出主动性攻击预测社会偏好的关系。

4.4 区分反应性和主动性攻击的重要性

西方研究中，反应性和主动性攻击儿童的同伴关系截然不同，反应性攻击儿童的同伴关系较差，而主动性攻击儿童被同伴接纳的程度较高（Stoltz et al., 2016）。基于此，本研究推断反应性攻击和社会偏好相互影响，主动性攻击与社会偏好无显著相关，但结果只有部分支持这一推断：社会偏好与反应性攻击互相预测，但社会偏好对主动性攻击则是单向预测。这一结果为解决不同理论的争论提供了实证依据，比如，社会偏好与反应性攻击的关系符合“转换模型”的预测，而与主动性攻击的关系更符合社会归属机制的预测。同时也说明，在讨论同伴关系与攻击行为关系的方向性时应区分反应性和主动性攻击。

4.5 研究的创新与局限

本研究的创新性有以下几点：（1）采用了纵向追踪的研究方法，利用交叉滞后模型，考察了这两种攻击行为与社会偏好的关系，对解决同伴关系与儿童攻击行为关系方向性的争论有重要贡献；（2）区分了攻击行为的不同亚类，发现反应性和主动性攻击与社会偏好的关系方向性是不同的，这些结果有助于在实践中去更有针对性地预防儿童的攻击行为和改善同伴关系。

本研究也有一定的局限性。第一，被试样本来源欠缺多样性，仅选取了一所学校的被试，样本的代表性不够好。第二，追踪时间较短，前后仅8个月的时间间隔。第三，数据采集次数较少。虽然采用纵向研究，但只有两个时间点，因而同伴关系与两类攻击行为之间关系的考察仍然不够丰富。第四，攻击行为的评价来源不够多样化。儿童反应性和主动性攻击行为由班主任评价。但儿童的反应性和主动性攻击在家庭里的表现如何，儿童抚养者如父亲和母亲对儿童反应性和主动性攻击行为的评价也值得进一步探讨。

5 结论

本研究通过对儿童同伴关系及反应性和主动性攻击行为的两次追踪，运用交叉滞后统计分析方法，探讨了儿童的社会偏好与反应性和主动性攻击关系的方向性问题，得到以下结论：（1）社会偏好与儿童的反应性攻击相互负向预测，即较低的社会偏好导致较高的反应性攻击，而较高的反应性攻击也会降低其社会偏好；（2）社会偏好可以负向预测儿童的主动性攻击行为，但主动性攻击并不预测社会偏好，即较低的社会偏好导致较高的主动性攻击，但较高主动性攻击并不一定会损害儿童的社会偏好。