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攻击性是指故意实施的对有意逃避伤害的个体造成伤害的行为[1]，分为身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意[2]. 未成年人攻击行为会对个体产生不良影响，甚至与更高的犯罪性水平指数相关[3]. 中职生作为未成年人中较为特殊的群体，通常来源于社会经济地位较低群体(如流动家庭或农村居民)，学业成绩不佳[4]，情绪体验强烈，无法有效运用和控制自己的情绪，愤怒体验强烈，有更多的攻击行为[5, 6]. 例如，有研究发现中职生的高攻击性检出率达13.62%[7]，而初中和普高学生的高攻击性检出率仅为4.40%[8]. 职业教育是我国教育体系中的重要组成部分，是培养高素质技能型人才的基础工程[9]. 2020年，全国共有中等职业学校9896所，招生644.66万人，占高中阶段教育的42.38%[4]. 因此，关注中职生攻击性问题迫在眉睫.
怀旧是个体对客体(人、地方或事物)的一种偏好(总体喜爱，积极态度或赞许的情感)，而这些客体更常见(流行、时髦或广泛流传)于个体更年轻的时候(成年早期、青春期、儿童时代甚至出生前)[10]，怀旧包含了情感[11]、认知(回忆)和动机(渴望)成分[12-14]，贯穿人一生的各个阶段[11, 15]，具有跨年龄、跨文化、跨群体的特点. 研究指出，接近80%的人每周至少怀旧一次[11]，具有普遍性. 怀旧分为个人怀旧、家庭怀旧与人际怀旧[16]. 个人怀旧具有较强的自我认知特性和个体特征，强调过去有关的经历(童年)、感官体验(视觉、嗅觉、味觉等相关)、事件(侧重于事件本身)、物件等；家庭怀旧特指个体与家人之间的经历、情感的怀旧；人际怀旧是指个体对集体(群体成员等)、物理环境、过去某个时代的怀旧[17]，富有鲜明的社会特征和强烈的群体特质.
当代技术进步带来了时空变革，从根本上改变了人们的生活状态和生存意识，而心理距离并非随着时空距离的淡化而消失，反而在现代社会中日益强化，加剧个体生存的不确定性、不安全感和疏离感[18]. 曾经的服饰、歌曲、物件等成为追忆的对象，人们试图用美好的记忆图式抚慰现实，因而怀旧逐渐成为全民性文化景观.
一般攻击模型(The General Aggression Model，GAM) 指出，个体变量和情境变量作为输入变量会通过3条路径(认知、情感和唤醒)促使攻击行为输出[19]. 而怀旧心理体验作为个体变量会因记忆的引发而产生情绪或认知上的转变[20]. 那么不同类型的怀旧对中职生攻击性是否会产生不同作用？
大多数中职生因学业成绩落后而不得不进入职业学校[4, 21]，学校氛围中人际疏离感明显，加之社会对中职生的污名化，导致中职生产生较多自我否定经历，面对现代社会的不确定性会产生不安全感和孤独感，可能促发人际怀旧[18]，对比过去的社会与人际关系，降低生活满意度[22]，增加心理落差感，进而增加中职生的攻击性. 家庭是未成年人主要的精神生活和物质生活的寄托，发挥着精神慰藉功能，对于每个个体都有独特的意义[23]，而家庭怀旧通过对家庭记忆的美化和粉饰作用让个体感受到欢愉[24]. 针对大学生怀旧的研究指出，相比于控制组，怀旧组被试报告有更低的依恋焦虑和回避[11]. 由此推断，家庭怀旧有助于中职生缓冲不良依恋关系，领悟到最核心的家庭支持力量[25]，降低个体攻击性. 个人怀旧作为与自我高度相关[11]的心理资源[26]，有助于联结过去和现在，维持自我连续性[27]. 一项以歌曲为怀旧启动材料的研究指出，怀旧在亲社会行为上存在正效应[28]. 可见，个人怀旧可能降低攻击性. 由此提出以下假设：
1a：人际怀旧与攻击性呈显著正相关；
1b：家庭怀旧与攻击性呈显著负相关；
1c：个人怀旧与攻击性呈显著负相关.
自尊是个体在社会化过程中形成的对自我价值的情感体验和评价[29]. 根据资源保存理论，对个体而言，有价值的资源，个体总是积极主动地付出一切努力去维护、保持和寻求，而当资源已经流失或是未来可能流失时，会被个体视为一种威胁，并采取有效措施去优先阻止资源损耗[30, 31]. 增值螺旋效应指出如果个体资源较多，就会利用已有的资源去获取更多的资源[30]. 怀旧作为个体可以凭借它获取重要资源的条件性心理资源，会影响自尊这一人格特质类资源的获取，影响个体行为. 同时，一项基于生态效度视角的研究表明，由人际关系引发怀旧的个体自尊水平有所下降[22]. 家庭支持作为中职生生活满意度的最佳预测指标，起着不可替代的作用，且正向预测心理素质[25]，我们推断，家庭怀旧作为一种愿望无法企及时的替代性手段，能有效帮助个体从家庭中汲取力量，增加个体对自身的积极认知评价，提升自尊. 个人怀旧中自我占据核心位置，个体通过肯定自我有价值的方面建立和保持积极的自我认知[11]，有助于增加对自我的理解，从而促进成长，增强个体自尊.
根据资源保存理论，心理资源越高的中职学生，攻击行为越少[21]. 元分析结果显示，个体的自尊水平与攻击性存在中等程度的相关[32, 33]，低自尊导致更高攻击性[34]. 针对留守青少年的研究表明，自尊与攻击性显著负相关[35]. 实证研究指出，自尊在自我概念清晰度[36]、公正世界信念[37]等这类个体资源与心理健康之间起中介作用. 基于此，怀旧作为条件性心理资源，我们推断，自尊将会在不同怀旧类型与攻击性之间发挥中介作用. 由此提出以下假设：
2a：自尊在人际怀旧与攻击性之间起中介作用；
2b：自尊在家庭怀旧与攻击性之间起中介作用；
2c：自尊在个人怀旧与攻击性之间起中介作用.
基于以上理论支持与实证研究结果，本研究将探究不同怀旧类型与中职生攻击性的关系，并以自尊为中介，探究自尊在二者之间的作用，以期为中职生攻击性的预防和干预提供依据. 本研究假设模型如图 1所示.
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采用方便取样法，选取重庆市某职业中学，以班级为单位通过问卷星发放问卷，累计回收4 003份问卷，剔除不认真作答、重复作答问卷422份，剩余3 581份，问卷有效率为89.46%. 其中，男生1 977名(55.20%)，女生1 604名(44.80%)；居住地为城镇学生2 637名(73.60%)，农村学生944名(26.40%)；留守学生905名(25.30%)，非留守学生2676名(74.70%). 学生平均年龄16.19岁(SD=0.83).
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采用修订版麦克阿瑟主观社会地位量表进行评估[38]. 该量表是一张有10个等级的梯子图，被试被要求从中选择一个最能代表他们的梯级.
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采用何佳讯开发的怀旧量表(Chinese Nostalgia Scale，CHINOS)[16]，该量表共14个条目，包括个人怀旧、家庭怀旧和人际怀旧3个维度. 采用5点评分，从“完全不同意”到“完全同意”计为1~5分，得分越高说明越怀旧. 本研究中总量表的Cronbach's α系数为0.92，人际怀旧、家庭怀旧、个人怀旧分量表的Cronbach's α系数分别为0.90，0.89，0.92.
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采用Rosenberg编制的自尊量表(Self-Esteem Scale，SES)中文版[39]，共10个项目. 采用李克特4点评分(1代表“非常不符合”，4代表“非常符合”)，得分越高说明自尊水平越高. 参考前人研究，删除存在文化差异的第8题[40]. 该量表的Cronbach's α系数为0.78.
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采用罗贵明修订的Buss和Perry编制的攻击行为问卷[41]，包括身体攻击、言语攻击、愤怒和敌意4个维度. 采用李克特5点计分，得分越高攻击性越强. 本研究中总量表的Cronbach's α系数为0.94.
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在施测前已征得学校领导和教师以及学生本人的知情同意，以班级为单位通过问卷星进行集体施测，要求被试仔细阅读指导语再作答，完成时间约为20分钟.
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经过整理并剔除无效数据后，采用SPSS 26.0对数据进行共同方法偏差检验、描述统计和相关分析. 再使用Mplus8.0建立结构方程模型检验自尊在不同怀旧类型与攻击性之间的中介效应并比较效应大小.
1.1. 对象
1.2. 工具
1.2.1. 主观社会经济地位量表
1.2.2. 怀旧量表
1.2.3. 自尊量表
1.2.4. 攻击性量表
1.3. 研究程序
1.4. 数据处理和分析
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本研究采用Harman单因素因子分析[42]检验共同方法偏差. 结果显示，第一个因子解释了26.73%的方差变异，远小于40%的判断标准，表明本研究共同方法偏差不严重.
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相关结果表明，除个人怀旧与攻击性不存在显著相关外，其余变量之间两两显著相关(表 1).
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为考察中职生不同怀旧类型与攻击性的关系，并揭示自尊的中介作用. 首先，使用SPSS 26.0对数据进行正态性检验，结果表明，各变量偏度绝对值小于2且峰度(-3)绝对值小于7，数据近似于正态分布[43]. 因此，采用最大似然法(MLE)建立结构方程模型进行处理. 其次，为控制人口学变量和主观社会经济地位对结果的影响，在进行中介效应检验时对性别、居住地、留守和主观社会经济地位进行控制. 最后，以不同怀旧类型为自变量，自尊为中介变量，攻击性为因变量建立模型，使用Mplus 8.0分析结果发现，模型拟合良好：χ2= 62.70、df=13、CFI=0.97、TLI=0.96、RMSEA=0.03(90%CI=[0.03，0.04])、SEMR=0.02.
结构方程模型结果表明，人际怀旧(β1=-0.30，p＜0.001)负向预测自尊，家庭怀旧(β2=0.33，p＜0.001)、个人怀旧(β3=0.09，p＜0.001)均正向预测自尊；自尊负向预测攻击性(β4=-0.28，p＜0.001). 在加入自尊后，人际怀旧(β5=0.24，p＜0.001)正向预测攻击性，家庭怀旧(β6=-0.09，p＜0.001)负向预测攻击性，个人怀旧(β7=0.05，p=0.054)对攻击性预测作用不显著(图 2).
进一步分析发现，自尊在人际怀旧和攻击性之间的中介效应显著(β1β5=0.08，SE=0.01，p＜0.001)，间接效应为0.08，特定路径的中介效应占局部总效应比例的25.94%；自尊在家庭怀旧和攻击性之间的中介效应显著(β2β6=-0.09，SE=0.01，p＜0.001)，间接效应为-0.09，特定路径的中介效应占局部总效应比例的51.98%；自尊在个人怀旧和攻击性之间的中介效应显著(β3β7=-0.02，SE=0.01，p＜0.01).
为更进一步探索多个中介效应之间的差异，发挥不同中介效应的作用[44]，采用结构方程模型进行分析，结果表明，人际怀旧与家庭怀旧通过自尊作用于攻击性的中介效应存在显著差异，95%CI为[0.12，0.16]；人际怀旧与个人怀旧通过自尊作用于攻击性的中介效应存在显著差异，95%CI为[0.07，0.10]；家庭怀旧与个人怀旧通过自尊作用于攻击性的中介效应存在显著差异，95%CI为[-0.08，-0.03].
2.1. 共同方法偏差
2.2. 各变量之间的均值、标准差和相关系数
2.3. 自尊在不同怀旧类型与中职生攻击性之间的中介效应检验
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本研究依据一般攻击模型和资源保存理论，揭示了不同怀旧类型、自尊与中职生攻击性的关系. 一方面阐释了人际怀旧、家庭怀旧和个人怀旧对攻击性“起什么作用”；另一方面剖析了“如何起作用以及起不同作用”，即不同怀旧类型通过自尊对中职生攻击性起不同作用，且家庭怀旧的中介效应最大.
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研究结果发现，人际怀旧与攻击性呈显著正相关，与假设1a一致. 根据一般攻击模型[19]，人际怀旧唤醒了个体过去人际关系和时代相关的记忆，激发愉悦与向往之感，但也使得个体将过去与现状进行对比. 例如，进入职业学校之前与当下“中考失败的职业中学生”标签相比，中职生往往会产生“上一所技校是无能的表现”这样的想法，降低生活满意度，增加个体当下的孤独感与悲伤，产生苦乐兼有之的心理体验[22]，造成攻击性上升.
其次，家庭怀旧与攻击性呈显著负相关，与假设1b一致. 中国文化的视角下，基于生育与血亲、共同生活、慈爱教养基础上的家庭，对个体而言是时空性、精神性的存在，通过怀念与家人相处的过往成为了现代人心灵的归宿[23]. 研究指出，中职生父母双方都更倾向于采用情感温暖的教养方式[45]，这为中职生家庭怀旧提供了基础. 对家庭的怀念为中职生提供了精神慰藉感以及与家人的联结感，增加了温暖的体验[26]，从而降低攻击性.
此外，个人怀旧与攻击性不存在显著相关，与假设1c不一致. 可能的原因是，个人怀旧高度关注自我特征的成分，其作用主要发挥于个体内部(提升积极情绪、自尊、意义感、自我连续性以及感知到的社会支持[26])，并非向外直接对他人产生影响.
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本研究发现，自尊在不同怀旧类型与攻击性间均起到中介作用，这支持了假设2a，2b，2c. 一方面，自尊负向预测攻击性，与以往研究一致[32-35]. 一般攻击模型指出自尊作为认知性路径会影响攻击性的产生[19]，且根据资源保存理论[30]，拥有较少资源的中职生会产生危机感，并采取有效措施去优先阻止资源损耗，攻击性则是个体采取的一种举措.
另一方面，不同类型的怀旧均能显著预测自尊，并通过自尊的中介作用进一步对攻击性起作用. 具体地，自尊在人际怀旧与攻击性之间起中介作用，且人际怀旧负向预测自尊. 根据资源保存理论，人际怀旧作为资源的价值逐渐流失，只会让中职生产生更严重的不安感和不可控感，并将其视为威胁[30]，加剧自我否定，降低自尊.
同时，自尊在家庭怀旧与攻击性之间起中介作用，且家庭怀旧正向预测自尊. 在中国传统“孝”文化下，个体对家庭赋予了特殊意义，根据一般攻击模型，家庭怀旧让中职生重新评估过去与家人相处的经历，有助于重整和接纳过去[20]，美化记忆[46]，提升与家庭成员的亲密之感，领悟到家庭的支持性作用[26]，进而提升自尊. 同时，在3条中介效应中，自尊在家庭怀旧与攻击性中的中介效应值最大，因此，本文中家庭怀旧可以作为预测中职生自尊与攻击性的最佳指标，与以往对家庭支持研究的结论一致[25]，这与价值观念的作用密不可分.
最后，自尊在个人怀旧与攻击性之间起中介作用，且个人怀旧正向预测自尊，与以往研究一致[26]. 当前快节奏的社会使个体愈发怀念与自我特征有关的过往，而在怀念重要事情时，会更关注事件的目标而非具体细节，这有助于提升乐观水平，产生更高的趋近动机[46]，肯定自我价值，进而对自身产生更积极的整体性评价. 根据资源保存理论，当中职生发挥了个人怀旧的作用，把握住对自身而言有价值的资源后，会产生增值螺旋效应，以寻求更多的人格特质类资源[30]，即自尊，资源充足的中职生将产生更积极的情绪并采取积极应对方式[21]，进而有效降低攻击性.
总的来说，根据一般攻击模型和资源保存理论，怀旧作为一种条件性的心理资源不仅可以对攻击性起作用，还可以通过自尊这一人格特质资源进而影响攻击性.
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怀旧是不断发展的动态系统，不仅关注过去，也关注未来[47]. 有针对性地、适宜地激发怀旧对个体有重要作用. 首先，要充分发挥家庭怀旧的作用，例如职业教育学校中班主任可以围绕“我最怀念的家庭时光”开展班级活动，既能有效发挥家庭怀旧对中职生心灵的抚慰作用，又能让中职生在回忆过去的过程中将过往的记忆客体化，由“主观个体记忆”到“客观、集体历史意识”，将过去转变成为可供流传、分享、共赏的集体意识[24]，增加班级成员的亲密感和凝聚力. 其次，对于家庭来说，家庭成员可以通过一同观看老照片等方式怀念过去的时光，增加亲密感. 再次，可根据年龄特征寻求具有典型年代特征的怀旧内容(例如歌曲或动画片等)触发个人怀旧，发挥其积极作用. 最后，尽量避免与人际怀旧相关的内容，人际关系的疏离感加之个体对过去朋友甚至是久远年代的怀念会加重攻击性的产生，因此，需要充分发挥家庭怀旧和个人怀旧的作用以替代人际怀旧的不足. 例如若个体怀念旧友，教育工作者可以适当引导，强调中职生看到自身在人际关系技巧上的优势，提升自我效能感，避免仅看到过去人际关系的美好和当前关系的淡漠.
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本研究揭示了自尊在不同怀旧类型与攻击性之间的中介作用，有助于为中职生攻击性的教育干预提供依据. 但本文尚存在一些局限，有待未来研究改善. 本研究采用横断研究设计，初步揭示了不同怀旧类型、自尊与攻击性的同时性关系，鉴于怀旧的普遍性、自尊的稳定性和变化性以及攻击性的多样表现方式，未来研究可以采取实验法或者从生态效度的视角进一步探讨三者的关系. 同时，未来研究可以进一步深化自尊在怀旧与攻击性之间的关系，探讨内隐自尊在其中的作用.
3.1. 不同怀旧类型与攻击性的关系
3.2. 自尊的中介作用
3.3. 实践启示
3.4. 研究不足与未来展望
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本研究得出如下结论：
1) 人际怀旧与攻击性呈显著正相关，家庭怀旧与攻击性呈显著负相关，个人怀旧与攻击性不存在显著相关. 自尊与攻击性呈显著负相关.
2) 自尊在人际怀旧、家庭怀旧和个人怀旧与攻击性之间起中介作用. 其中，人际怀旧负向预测自尊；家庭怀旧与个人怀旧正向预测自尊；自尊负向预测攻击性.