第32卷 第1期 2010年1月 宁 波 大 学 学 报 （教 育 科 学 版） JOURNAL OF NINGBO UNIVERSITY（EDUCATION EDITION） Vol. 32 No.1 Jan. 2010 3-6岁儿童对性别角色与攻击行为关系的认知发展 郑莉君1，胡 俊2 （1. 杭州师范大学 心理学系，浙江 杭州 10036；2. 杭州师范大学 法学院，浙江 杭州 310036） 摘 要：本项研究基于性别角色理论，通过设计故事与被试访谈方法，探讨3-6岁儿童对性别角色与攻击行为关系的认知发展问题。借鉴 Crick（1996）研究范式，采用2（攻击者性别：男/女）×2（受攻击者性别：男/女）被试内设计的访谈故事材料；以幼儿园小班、中班、大班（105名3-5岁儿童）和35名小学一年级学生（平均年龄为6岁）共140人为被试。研究发现：3-6岁儿童能自发凭借特定性别角色信息系统推论出关系攻击与躯体攻击；3-6岁儿童对攻击性与性别关系的认识存在着年龄与性别差异。 关键词：3~6岁儿童；性别角色；攻击行为 中图分类号： 文献标识码：A 文章编号：1008-0627（2010）01-0055-05 一、引言 3-6岁是儿童社会性发展中性别认同的重要阶段。性别信息在学前儿童的生活中异常丰富，这些性别信息不仅会驱使其自身行为，也会使其持有对同伴做出恰当行为的观念。[1]大量研究表明，儿童的玩具、游戏、衣物及其社会交互模式，从儿童早期起就因性别差异而有所区别。特别是5岁左右的儿童，除严格要求自己按某一性别角色去行动外，常以特定的性别角色标准评价及要求同伴的其他行为。攻击性行为是儿童中经常发生的社会行为，也体现个体社会性发展差异。研[2,3]究发现，儿童攻击行为具有性别类型的特点。在学前早期，男孩易被认为具有外部攻击倾向3-6岁儿童为研究对象进行探讨，有助于全面认识儿童在社会道德领域中如何运用社会类别信息进行推理的认知能力发展。[7]同时，由于攻击行为发展状况是影响个体社会化成败的一个重要指标，因此，有效地控制儿童的攻击行为也是发展心理学研究中必须面对的问题和任务。 二、研究目的与研究方法 （一）目的 为验证3-6岁儿童是否能够区别攻击类型、所示性别信息是否会影响儿童所报告的攻击行为类型，通过向被试儿童呈现一系列开放式的包含故事人物性别信息问题，要求被试依据情节描述故事人物可能做出的攻击行为反应及判断某种攻击行为与性别的关系。 （二）方法 1. 被试：随机抽取杭州某幼儿园105名学前儿童，其中平均年龄为3.6岁，中班男生17名，女生16名，平均年龄4.5岁；大班男生18名，女生16名，平均年龄5.4岁。某小学1年级学生35名，男生16名，女生17名，平均年龄6.4岁，实测被试131名。 2. 研究工具：借鉴Crick研究范式，采用2性，女孩则更具关系攻击倾向。[4]建构主义试图用儿童自身在建构与定义社会现实过程中的积极作用的观点来阐明上述现象。[5]儿童自身有关对性别的认知在诠释他人行为、加工与性别相关的信息过程中，有着重要的作用。[5]其他研究发现，儿童时常依据其自身对性别角色的理解而影响其社会信息加工。[6] 鉴于国内有关儿童于性别角色与攻击行为两者关系的认知发展的研究目前较少，本文选取 收稿日期：2009–09–10 基金项目：浙江省社科联课题（2007ZBM75） 第一作者简介：郑莉君（1956-），女，蒙古呼和浩特人，教授，主要研究方向：心理健康教育，儿童心理发展。E-mail：z88484262@126.com 56 宁波大学学报（教育科学版） 2010 （攻击者性别：男/女）×2（受攻击者性别：男/女）被试内设计的访谈故事材料。 3. 程序：在一个安静的教室进行10-15分钟的个别访谈。如在男攻击者/男受攻击者的故事情节中，主试询问被试：“当男孩子们正在玩耍时，走过来另一男孩，这个男孩大家都不喜欢他，因为他太调皮，爱打人，那你觉得此时那些男孩会对这个不受欢迎的男孩做出怎样的举动呢？”以此检测儿童采用躯体攻击行为的倾向。 三、结果与分析 由两个评定人编码儿童作答内容中的个别相关行为，主要从以下几类进行编码：躯体攻击（如碰撞、踢、推、拉扯头发等）；口头（语言）攻击（如叫喊、诅咒、叫绰号等）；关系攻击（如不让某人参与集体活动、说诸如“你不做我的朋友”之类的话、拒绝和他人玩耍等），告发（如让他人陷入困境，向老师告发等），躲避（如保持冷静、忘记它、做其他事情等），一起玩（邀请对方参加活动），不确定（如不知道、不确定等），其他（如哭泣、和解、发脾气等）。假如儿童提供的反馈多于一种，则只编码其第一个反馈；或将多种反馈归类编码成一类。对两位评定人对被试在四个故事情节下所做反馈进行的编码结果进行相关分析。 （一）故事情节可信度分析 表1显示：Kendall系数表明，两位评定人对被试做答的评定编码极其相似，可见两位评定人的编码一致性较高。说明所编故事情节能较客观地反应被试做答情况。 （二）关于被试攻击行为的总体分析 先对被试总的攻击行为进行4（年龄：小班/中班/大班/小学1年级）×2（被试性别：男/女）×2（攻击者性别：男/女）×2（受攻击性别：男/女）的分析。在L2 (24)= 9.13273，p=.997>.05，模型拟合度较为理想的前提下，得到最后产生分类为被试年龄、被试性别及攻击者性别×受攻击者性别的最佳简略模型，其中存在被试年龄主效应G2(3)=13.574，p=.0035<.01；攻击者性别与受攻击者性别存在交互作用，G2(1)=14.293，p=.0002<.001。接着对此最佳简略模型用广义对数线性模型进行进一步分析得出：在被试年龄主效应中，四个被试的年龄层次中，小班被试所做各种攻击行为反馈最少（Z=-3.163，p=.002<.001）；在攻击者性别与受攻击者性别交互作用中，攻击者倾向于攻击同性，而非异性（男攻击者/女受攻击者：Z=-2.558，p=.011<.05；女攻击者/男受攻击者：Z=-2.558，p=.011<.05）。表2显示：小班儿童已出现攻击行为，但与其它年龄组比较相对较少。4个年龄组的儿童在判断攻击者性别时，倾向与判断为同性别之间易发生攻击性。 （三）关于躯体攻击行为分析 同样运用4*2*2*2的模型选择对数线性模型分析检测被试的躯体攻击倾向。结果表明，在L2 (24)= 13.34665，p= .960>.05，模型拟合度较为理想的前提下，得到最后产生分类为被试年龄、受攻击者性别及被试性别×攻击者性别的最佳简略模型，其中存在受攻击者性别主效应，G2(1)=12.430，p=.0004<.001；被试性别与攻击者性别之间存在交互作用，G2(1)=5.701，p=.0170<.05。对此最佳简略模型用广义对数线性模型进行进一步分析得：在攻击类型为躯体攻击时，被试认为男性更易成为躯体攻击的对象（Z=3.458p=.001<.01）；男孩认为两性都有可能是躯体攻击的发起者（男被试/男攻击者：Z=5.837，p=.000<.001；男被试/女攻击者：Z=3.239，p=.001<.01），女孩则认为男孩是躯体攻击行为的发起者（Z=4.661，p=.000<.001）。表3显示：无论男孩、女孩都认为男孩更易成为躯体攻击的对象。男孩认为无论是男女都有可能成为躯体攻击的发起者，女孩则认为躯体攻击的发起者更多的是男孩。 （四）对告发行为的分析 同样运用4*2*2*2的模型选择对数线性模型分析，结果表明，在L2(24)= 19.34976， p=.733>.05，模型拟合度较为理想的前提下，得到最后产生分类为被试年龄、被试性别、攻击者性别×受攻击者性别的最佳简略模型，其中攻击者性别与受攻击者性别间存在交互作用，G2(1)=14.598，p=. 000<.001。对此最佳简略模型用广义对数线性模型进行进一步分析得：认为在受攻击者为男性的情况下，女攻击者更易将其作为告发对象（Z=3.055，p=.002<.01）；小班被试所提及的告发行为明显少于其他三个年龄层次 第1期 郑莉君等：3-6岁儿童对性别角色与攻击行为关系的认知发展 表2 关于被试攻击行为总体分析的最佳简略模型估计参数表 参数 小班 中班 大班 男被试 估计值 -0.472 标准差 Z 0.149 -3.163 57 P 0.002** -0.026 0.132 -0.197 0.844 -0.035 0.132 -0.264 0.792 -0.062 0.098 -0.637 0.524 学龄1年级 0(a) . . . 女被试 0(a) 男攻击者*男受攻击者 0.024 0.127 0.191 0.849 男攻击者*女受攻击者 -0.361 女攻击者*男受攻击者 -0.361 注: *p<.05; **p<.01;***p<.001 下同。 0.141 0.141 -2.558 0.011* -2.558 0.011* 女攻击者*女受攻击者 0(a) 表3 关于躯体攻击分析的最佳简略模型估计参数表 参数 中班 大班 男受攻击者 男被试*男攻击者 男被试*女攻击者 女被试*男攻击者 估计值 标准差 Z Sig. 小班 -0.057 0.239 -.239 0.811 0.329 0.219 1.503 0.133 0.223 0.224 0.998 0.318 0.560 3.423 1.992 2.773 0.162 0.586 0.615 0.595 3.458 5.837 3.239 4.661 0.001** 0.000*** 0.001** 0.000*** 学龄1年级 0(a) 女受攻击者 0(a) . . . 女被试*女攻击者 0(a) . . . （Z=-3.286，p=.001<.01），告发行为随年龄增大而逐渐增加；女孩在故事情节反馈中所提到的告发行为要明显多于男孩（男被试：Z=-3.978，p=.000<.001）。表4显示：女孩更多的利用告发方式攻击男孩,并有随年龄逐步增多的情况。 （五）关于不确定性的分析 对于被试表达不确定性（诸如，说“我不知道”等）倾向，同样运用4*2*2*2的模型选择对数线性模型分析。结果表明：在L2 (22)= 22.98824， p=.402>.05，模型拟合度较为理想的前提下，得到最后产生分类为攻击者性别×受攻击者性别、被试年龄×受攻击者性别的最佳简略模型，其中攻击者性别与受攻击者性别间存在交互作用，G2(1)= 23.992，p=. 000<.001；存在被试年龄与受攻击者性别存在交互作用，G2(3)= 15.658，p=. 0013<.01。若进行进一步分析得： 被试在攻击者性别与受攻击者性别相异的情况下要比在两者性别相同的情况下表现出更明显的不确定性（Z=2.193，p=.028<.05）。在男受攻击者的回答上不确定性呈现出明显的小班、中班、大班的差异。表5显示：攻击者性别与受攻击者性别间存在交互作用，特别是在男孩中这种交互作用更明显。被试年龄与受攻击者性别存在的交互作用小班的不确定性大于中班、中班的不确定性大于大班，这种不确定性的差异男孩回答中更明显。 四、讨论与结论 （一）讨论 从统计分析结果中得知，3-6岁儿童已能系统地做出有关关系攻击与躯体攻击的自发推论。从小班起，幼儿已能从某些性别信息中推断出其他相应的行为特征。小班儿童已能把攻击行为与性别联系起来，提示教育工作者应从以下几个方面注意儿童的攻击性与性别角色认同的教育与引导。 一是儿童对攻击性的认识上存在着年龄差 58 宁波大学学报（教育科学版） 表4 关于告发行为分析的最佳简略模型估计参数表 参数 小班 中班 大班 男被试 估计值 2010 标准差 Z Sig. -1.609 0.490 -3.286 0.001** -0.580 0.334 -1.737 0.082 -0.386 0.314 -1.227 0.220 -1.211 0.304 -3.978 0.000*** 学龄1年级 0(a) . . . 女被试 0(a) . . . 男攻击者*男受攻击者 -1.012 0.584 -1.733 0.083 男攻击者*女受攻击者 0.241 0.403 0.599 0.549 女攻击者*男受攻击者 1.068 0.350 3.055 0.002** 女攻击者*女受攻击者 0.000 参数 . . Z . Sig. 表5 关于不确定反馈的最佳简略模型估计参数表 估计值 标准差 小班*男受攻击者 4.163 1.086 3.833 0.000*** 小班*女受攻击者 2.565 1.038 2.472 0.013* 中班*男受攻击者 3.416 1.113 3.070 0.002** 中班*女受攻击者 -17.960 4816.800 -.004 0.997 大班*男受攻击者 2.317 1.208 1.917 0.055 大班*女受攻击者 2.197 1.054 2.084 0.037* 学龄1年级*男受攻击者 2.317 学龄1年级*女受攻击者 0(a) 男攻击者*男受攻击者 -2.015 1.208 . 0.532 1.917 . -3.785 0.055 . 0.000*** 男攻击者*女受攻击者 1.041 0.475 2.193 0.028* 女攻击者*男受攻击者 0(a) 女攻击者*女受攻击者 0(a) 异：四个年龄段比较，小班儿童对躯体攻击、告发行为及总的攻击行为认识反馈上总体低于其他年龄组。这提示我们要针对儿童心理发展的特点进行教育。当儿童尚未建立起攻击性行为与攻击性意识匹配模式前教育的效果应该是最佳的。 二是3-6岁儿童对攻击性行为与性别关系上的认识存在着年龄差异：在对攻击行为与性别关系的判断上小班的不确定性大于中班、中班的不确定性大于大班，这种不确定性的差异在男孩为受攻击者时更明显。说明婴幼儿的攻击性与性别关系的认同是通过社会实践和观察而获得的。Crick等人指出9-12岁不同性别的儿童用不同的方式来显示各自的进攻意图，[8]研究发现：当主试要求被试描述不同性别儿童各具代表性的攻击策略时，相比讨论男孩时的情景，在讨论女孩时，儿童更多地本能报告关系攻击行为形式的存在，这表明年长儿童已持有有关性别角色与攻击行为关系的认知可能性，我们这项研究亦拓展了Crick得出的研究结论。 三是对躯体攻击对象的性别认同上存在着性别差异：男孩认为两性都有可能是躯体攻击的发起者，女孩则认为男孩是躯体攻击行为的发起者。这可能与我们的教育和媒体报导有一定的关系，提示我们的教育中给儿童提供的人物形象，教材书中的人物形象在一定程度上影响儿童社会文化心理的形成和性别角色认同。[9] 四是在攻击者性别与受攻击者性别交互作用的认同的回答中，反应出攻击者倾向于攻击同性，被试在攻击者性别与受攻击者性别相异的情况下要比在两者性别相同的情况下，判断上表现出更明显的不确定性。 我们认为：这是由于幼儿易接触含有该种思维模式的社会信息，其中包括普遍存在的有关社会道德行为中性别差异的信息，以及在真实的攻 第1期 郑莉君等：3-6岁儿童对性别角色与攻击行为关系的认知发展 2002(11): 54–58. 59 击行为中可观察到的性别差异，因此更有可能促使其生成有关性别角色与攻击行为关系的认知。 （二）结论 1. 3~6岁儿童已能凭借为其提供有助于做出推论的信息，预测他人所将采取的攻击行为方式，具有了某种性别标签意识。 2. 3-6岁儿童对攻击性行为与性别关系上的认识存在着年龄差异。四个年龄段比较小班儿童对躯体攻击、告发行为及总的攻击行为的认识反馈上总体上低与其它年龄组。 3. 在对攻击行为与性别关系的判断上呈现出小班 >中班>大班的不确定性现象。这种不确定性差异男孩回答中更明显，说明儿童对攻击性与性别关系的认识上存在着年龄差异和一定的性别差异。 4. 在对关系攻击的判断上学前儿童已有明显的关系攻击的意识，并伴随出现“告发”行为。 5. 在攻击者性别与受攻击者性别的判断上存在明显的性别交互作用，对攻击发起者的认识上存在着男女的差异。 参考文献 ［1］ MACCOBY E E. 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The findings indicate that: 3~6-aged children are able to infer the relational aggression and physical aggression from the given gender-role information spontaneously; and their cognition of the relationship between aggressiveness and gender varies from age to gender. Key words: 3~6-aged children; gender-role; aggression （责任编辑 赵 蔚）