1 引言
近年来，校园欺凌事件频繁发生，备受社会各界的关注与重视。校园欺凌行为，从本质来看是攻击行为在学校这个特殊环境中的特殊表现(孙时进, 施泽艺, 2017)。攻击行为是指个体以直接或间接的方式故意伤害他人，使被攻击对象身心遭受不良影响的心理与行为倾向(Muarifah et al., 2022)。很多研究指出，攻击行为会对个体造成一系列不利影响，如严重影响个体的身心健康、人格发展、学业进步等(段东园 等, 2014)。因此，对攻击行为的影响因素及作用机制的探讨不仅对学生的学业发展与身心健康有重要意义，还有利于营造和谐稳定的校园及社会氛围。
1.1 社交焦虑与攻击行为
情绪一直是影响攻击行为的重要因素。Berkowitz(1989)提出的认知新联想理论(cognitive neoassociation theory)就指出，早期的挫折−攻击假设(frustration-aggression hypothesis)背后的因果机制，是挫折引发的负面情绪(如愤怒)通过联想网络，激活了与攻击相关的思维、情绪和行为倾向。据此可以推测，焦虑作为一种常见的负面情绪，也会诱发攻击行为。Marsee等人(2008)对83名青少年的调查研究发现，焦虑水平与攻击性之间存在正向的相关关系。社交焦虑是人在社会情境中所产生的一种恐惧、焦虑的不适情绪，人们会因害怕他人评价而有意逃避社交情境(Watson & Friend, 1969)。中学阶段是社交焦虑的爆发期。一项基于纵向研究的元分析发现，从学步期至青年期，社交焦虑的发展一直呈下降趋势，只在14～16岁出现缓慢的上升(陈必忠 等, 2023)。根据社交焦虑的认知行为模型，高焦虑水平的个体对社交线索有不适的认知偏见，更易采取冲动行为(例如用言语或者身体攻击他人)解决问题(Miers et al., 2008; Weems et al., 2001)。这种认知偏见很容易使青少年将同伴的偶然行为归因为敌对意图，进而产生好斗行为(Dodge & Frame, 1982; Reid et al., 2006)。因此，本研究推测社交焦虑可能是中学阶段攻击问题较为突出的重要原因。
然而，前人研究在社交焦虑和攻击行为的关系上，结果并不统一。国内的多项研究发现，无论是青少年还是大学生，社交焦虑水平都能够正向预测攻击行为(刘卓娅 等, 2011; 卫殿博 等, 2024)。DeWall等人(2010)使用包括自我报告和行为评估在内的一系列测量方法，检验了大学生在社交焦虑、敌意和攻击之间的关系。结果发现，尽管社交焦虑与对他人的敌意感呈正相关，但是社交焦虑并不能预测更多的攻击行为，反而与较少的攻击行为有关。针对非焦虑症样本的各种攻击模型都认为，敌对认知可以作为实际攻击行为的前兆(Anderson & Bushman, 2002; Berkowitz, 1990)。那为什么社交焦虑的人可能不会对他人表现出攻击性？Dewall等人提出，社交焦虑水平较高的个体虽然对他人有敌意感，但是对负面评价的恐惧导致他们表现得更友好，即攻击性水平较低。
上述解释与一般攻击模型(general aggression model, GAM)是一致的。该模型认为，攻击行为是由多种因素共同作用的结果，包括个体特质、情境因素和社会遭遇。这些输入因素会影响个体的当前内部状态，包括情感、认知和生理唤醒，进而通过评估和决策过程影响其行为选择(Anderson & Bushman, 2002)。然而目前该模型并不能有效调和上述研究中关于社交焦虑是正向还是负向预测攻击性的矛盾结果，即难以解释社交焦虑引发对负面评价的恐惧后，为什么有的人采取的行为策略是更多的攻击行为，有的人却相反。有研究指出，社交焦虑会引起中学生对他人评价的恐惧(张逸飞 等, 2024)。那么中学生会因为社交焦虑而产生更多还是更少的攻击行为呢？因此本研究需要首先明确中学生社交焦虑和攻击行为之间的关系。
其次，对于一般攻击模型中作为输入的个体特质，前人研究重点关注的是性格、情绪状态、生理唤醒等因素，却忽略了个体的能力因素。个体的能力因素很可能是导致不同个体面对社交焦虑时采取不同行为策略的主要原因。言语流畅性(speech fluency)和情绪智力(emotional intelligence)作为个体的能力素质，是影响情绪表达的两个重要因素，因此在社交焦虑和攻击性之间可能起着中介或者调节作用。研究发现，社交焦虑与言语流畅性障碍之间存在紧密联系(Craig et al., 2003; Craig & Tran, 2006)，而存在言语流畅性障碍的个体与同龄人相比具有更高的攻击性(于棋, 2018; Tığrak et al., 2021)。据此，本研究将关注个体的言语流畅性在社交焦虑和攻击性之间的中介作用。此外，依据认知行为疗法(cognitive behavioral therapy, CBT)的临床治疗效果来看，社会适应性的提高有助于减少中学生的不良情绪和问题行为。据此本研究推测，情绪智力作为一种体现社会适应力的调节资源，可以缓冲中学生负面情绪对不良行为的影响。
1.2 言语流畅性的中介作用
言语流畅性是人际交往中不可或缺的沟通工具。它不仅体现着个体语言系统的完整性，还影响着语言表达的有效性，也是影响情绪表达的重要因素。言语流畅性的概念有狭义和广义之分。本研究主要关注狭义的言语流畅性，即言语发声速度和连贯性等外部呈现方式，包括不恰当停顿、重复、拖延、插入语等(Guitar, 2006)。作为言语能力的一种重要体现，言语流畅性具有可发展、可提升的特点，因此选择言语流畅性进行研究具有独特的实践意义。
一方面，作为一种非适应性情绪，社交焦虑有可能影响言语流畅性。有研究指出，社交焦虑会引发个体的负性注意偏向(Lowe et al., 2016)。当青少年更关注负面社会线索，如是否被他人嘲笑时，较容易忽视当下的社交任务，很可能带来较差的言语行为与互动效果(Craig et al., 2003; Evans et al., 2008)。另外，也有研究发现，经常性的言语卡顿使得中学生容易获得同伴的负面反应，增加负面经历，从而出现社交焦虑(Craig & Tran, 2006)。由此可见，社交焦虑和言语流畅性之间可能存在互为因果的关系。
另一方面，言语流畅性也影响中学生的攻击行为。有研究表明，相较于同龄人来说，有言语流畅性障碍的青少年在焦虑、抑郁、社会问题、攻击行为等方面得分更高(Tığrak et al., 2021)。国内有研究者发现，患有言语流畅性障碍的儿童比同龄儿童的攻击性强；且言语不流畅程度越严重，攻击性越强(于棋, 2018)。这可能是由于言语的不流畅导致青少年情绪表达受阻，进而采取了不良的情绪表达方式。
综上，本研究预期，社交焦虑作为中学生人际交往中的负面情绪可能通过影响中学生的言语功能进而影响中学生的行为表现，即言语流畅性可能在社交焦虑和攻击行为之间起中介作用。
1.3 情绪智力的调节作用
情绪智力不仅是一种面对社会生活的适应能力，也是一种调节自身和他人情绪的能力(Mayer & Salovey, 1997)。有研究表明，情绪智力较高的儿童和青少年，其攻击行为较少，而且在面对现实社会的冲突情境时其耐压性更强(Matthews et al., 2018; Mursaleen & Munaf, 2016)。此外，根据情绪−认知理论，个体产生的认知判断与评估不仅取决于当时的问题情境，还受到当时情绪状态的影响。不良情绪容易引起个体的错误评估和判断，进而产生更多的攻击行为(赵建华, 2005)，而情绪智力则可以帮助中学生有效地理解和表达自己、体谅他人并建立和谐的关系(Bar-On, 2006)。有研究进一步证明，情绪智力对社交焦虑有负向预测作用，个体情绪智力越高，越能感知自己和他人的情绪，进而缓冲社会交往中的焦虑感，发展出友好的互动行为(Summerfeldt et al., 2006)。综上，情绪智力很可能是青少年攻击行为和社交焦虑的一个重要的保护因素，且在社交焦虑对攻击行为的影响中起调节作用。
情绪智力也可能调节着言语流畅性在社交焦虑和攻击性之间的中介作用。言语产生的要求和能力模型(demands and capacities model, DCM)认为，环境因素影响着个体的言语流畅性，当青少年的认知、语言、运动或者情感能力在环境的要求范围之外时，很可能会产生言语的不流畅(Starkweather & Gottwald, 1990)。若出现卡壳、重复、较长时间的停顿等，往往给个体带来更多的担心、忧虑、紧张等负面情绪(Bauerly, 2018)。情绪智力则有助于个体对情绪进行感知、评估，并采取适当的调控策略。因此，即使处于一种语言压力很大的环境中，高情绪智力的中学生也可以管理和调控社交焦虑，进而影响个体的言语表现(韦晓保 等, 2022)。此外，如果言语流畅性在社交焦虑和攻击性之间的中介作用，源于言语流畅性低的个体无法有效表达自己的情绪体验，那么情绪智力对情绪理解和表达的帮助作用可以有效缓解情绪表达受阻而产生的攻击行为。
综上，本研究首先旨在明确社交焦虑和攻击行为之间的关系，以检验社交焦虑是否为中学阶段攻击问题频发的原因之一；其次，试图考察言语流畅性在社交焦虑和攻击性之间的中介作用机制，并纳入情绪智力这一变量，研究情绪智力在社交焦虑和攻击性之间的调节作用机制，旨在加深对中学生社交焦虑影响攻击行为的内部机制的理解，挖掘能够改善中学生不良行为的保护因素，积极寻找预防和干预中学生攻击行为的方法，为教育实践提供建议。研究假设：(1)社交焦虑能够正向预测攻击性；(2)言语流畅性是社交焦虑和攻击性之间的中介变量；(3)社交焦虑对攻击性的影响，以及言语流畅性在其中的中介作用都受到情绪智力的调节。本研究假设模型如图1 所示。
2 研究方法
2.1 被试
本研究以中学生为调查对象，采取整群抽样，从位于河北、河南、天津的中学取样，得到有效问卷905份，有效回收率为85%。其中包含男生459名(50.7%)，女生446名(49.3%)，年龄范围在12～19岁之间，平均年龄为15.4±1.8岁。
2.2 研究工具
2.2.1 社交焦虑量表
采用由彭纯子等人(2004)修订的社交焦虑量表(Interaction Anxiousness Scale, IAS)。量表采用Likert 5级计分，得分越高，表示个体主观体验到的社交焦虑水平越高。验证性因素分析结果如下：χ²/df=4.77，RMSEA=0.07，NFI=0.88，RFI=0.86，CFI=0.90，GFI=0.93，AGFI=0.91，IFI=0.90，TLI=0.88，表明量表结构效度良好。在本研究中删除反向题后该量表的Cronbach’s α为0.86。
2.2.2 攻击行为量表
采用李献云等人(2011)修订的Buss与Perry攻击问卷中文版。量表采用Likert 5级计分，总分越高，说明攻击行为越多。验证性因素分析结果如下：χ²/df=3.76，RMSEA=0.06，NFI=0.86，RFI=0.85，CFI=0.89，GFI=0.89，AGFI=0.87，IFI=0.89，TLI=0.88，表明问卷结构效度可接受。在本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.94。
2.2.3 言语流畅性问卷
采用杨淑兰(2010)修订的迅吃预测量表(Predictive Cluttering Inventory, PCI)对中学生的言语流畅性进行测量。尽管该量表编制初期主要用于筛查迅吃这一言语流畅性障碍，但是在后期的应用中，研究者发现该量表对口吃的筛查，以及言语流畅性高低的评估都非常有效(Coppens-Hofman et al., 2013)。量表采用Likert 7级计分，得分越高，说明言语流畅性越差。验证性因素分析结果如下：χ²/df=3.26，RMSEA=0.05，NFI=0.89，RFI=0.88，CFI=0.92，GFI=0.89，AGFI=0.88，IFI=0.92，TLI=0.91，表明中文版言语流畅性问卷的结构效度良好。在本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.95。
2.2.4 情绪智力量表
采用王才康(2002)修订的情绪智力量表(Emotional Intelligence Scale, EIS)。量表采用Likert 5级计分，得分越高，说明情绪智力水平越高。本研究对该问卷在中学生群体中的适用性进行了检验，验证性因素分析表明：χ²/df=3.36，RMSEA=0.05，NFI=0.88，RFI=0.87，CFI=0.92，GFI=0.89，AGFI=0.87，IFI=0.92，TLI=0.91，表明问卷具有较好的结构效度。在本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.94。
2.3 共同方法偏差检验
本研究采取Harman单因子检验进行了共同方法偏差的检验。结果显示，特征根大于1的因子有17个，其中第一个因素解释的累计变异量仅20%，小于40%的临界值，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。
3 结果
3.1 描述统计和相关分析
对各变量进行描述性统计和Pearson相关分析。结果表明，社交焦虑与言语流畅性、攻击性、情绪智力呈显著正相关；情绪智力与言语流畅性、攻击性呈显著负相关(见表1 )。
表1 描述性统计和相关分析结果(n=905) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.年龄 | 15.49 | 1.83 | |||||||
| 2.性别 | −0.04 | ||||||||
| 3.生源地 | −0.23** | 0.06 | |||||||
| 4.是否独生 | 0.18** | 0.00 | −0.25** | ||||||
| 5.社交焦虑 | 2.67 | 0.79 | −0.10** | −0.01 | 0.00 | −0.07* | |||
| 6.情绪智力 | 4.00 | 0.73 | −0.47** | 0.04 | 0.13** | 0.12** | 0.38** | ||
| 7.攻击性 | 2.22 | 0.71 | 0.31** | 0.07* | −0.18** | 0.06 | 0.33** | −0.09** | |
| 8.言语流畅性 | 1.57 | 0.95 | 0.36** | −0.04 | −0.17** | 0.08* | 0.34** | −0.12** | 0.66** |
注：性别、生源地和是否独生为虚拟变量(男性=1, 女性=0; 农村=1, 城镇=0; 独生子女=1, 非独生子女=0)；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.2 有调节的中介模型检验
首先采用SPSS21.0中PROCESS3.5的模型4检验言语流畅性在社交焦虑和攻击性之间的中介作用，结果显示(见表2 )，控制性别、年龄和生源地以及是否独生后，社交焦虑可以正向预测攻击性(β=0.32, SE=0.03, p<0.001)；纳入中介变量言语流畅性后，社交焦虑显著预测言语流畅性(β=0.46, SE=0.03, p<0.001)；言语流畅性能显著预测攻击性(β=0.42, SE=0.02, p<0.001)。此外，偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，直接效应为0.13(95%CI=[0.08, 0.18])，言语流畅性在社交焦虑与攻击性之间的中介作用显著，效应值为0.19(95%CI=[0.15, 0.24])，中介效应占总效应的比例为59.4%。
表2 言语流畅性的中介模型检验 |
| 预测变量 | 方程1(攻击性) | 方程2(言语流畅性) | 方程3(攻击性) | ||||||||
| β | SE | t | β | SE | t | β | SE | t | |||
| 年龄 | 0.12 | 0.01 | 10.62*** | 0.19 | 0.15 | 12.64*** | 0.04 | 0.01 | 4.04*** | ||
| 性别 | 0.13 | 0.04 | 3.16** | −0.04 | 0.05 | −0.69 | 0.15 | 0.03 | 4.23*** | ||
| 生源地 | −0.16 | 0.05 | −3.60*** | −0.16 | 0.06 | −2.73** | −0.09 | 0.04 | −2.50* | ||
| 是否独生 | 0.00 | 0.05 | 0.08 | 0.03 | 0.06 | 0.52 | −0.01 | 0.04 | −0.25 | ||
| 社交焦虑 | 0.32 | 0.03 | 12.29*** | 0.46 | 0.03 | 13.31*** | 0.13 | 0.02 | 5.43*** | ||
| 言语流畅性 | 0.42 | 0.02 | 19.74*** | ||||||||
| R2 | 0.24 | 0.28 | 0.47 | ||||||||
| F | 57.13*** | 69.24*** | 133.13*** | ||||||||
然后采用模型8，在控制性别、年龄、生源地、是否独生的情况下检验情绪智力的调节作用。结果表明(见表3 )，将情绪智力放入模型后，情绪智力能显著预测攻击性(β=−0.07, SE=0.03, p<0.05)，社交焦虑与情绪智力的乘积项对攻击性的预测作用显著(β=−0.10, SE=0.03, p<0.001)；情绪智力可以显著预测言语流畅性(β=−0.28, SE=0.05, p<0.001)，社交焦虑与情绪智力的乘积项对言语流畅性的预测作用显著(β=−0.35, SE=0.04, p<0.001)。说明，情绪智力在社交焦虑对攻击性和言语流畅性的预测中均起调节作用。
表3 有调节的中介效应检验 |
| 预测变量 | 言语流畅性 | 攻击性 | |||||
| β | SE | t | β | SE | t | ||
| 年龄 | 0.16 | 0.02 | 10.02*** | 0.04 | 0.01 | 3.58*** | |
| 性别 | −0.03 | 0.05 | −0.59 | 0.15 | 0.03 | 4.28*** | |
| 生源地 | −0.09 | 0.06 | −1.66 | −0.08 | 0.04 | −2.10* | |
| 是否独生 | 0.04 | 0.06 | 0.73 | −0.01 | 0.04 | −0.14 | |
| 社交焦虑 | 0.59 | 0.04 | 16.01*** | 0.18 | 0.03 | 6.39*** | |
| 言语流畅性 | 0.40 | 0.02 | 17.84*** | ||||
| 情绪智力 | −0.28 | 0.05 | −6.14*** | −0.07 | 0.03 | −2.29* | |
| 社交焦虑× 情绪智力 | −0.35 | 0.04 | −8.72*** | −0.10 | 0.03 | −3.68*** | |
| R2 | 0.34 | 0.48 | |||||
| F | 66.67*** | 103.05*** | |||||
最后，将情绪智力按平均数加减一个标准差分出高、低分组，通过绘制简单斜率效应图来进一步分析情绪智力的调节效应。结果表明(见图2 )，对于低分组即低情绪智力的中学生，社交焦虑对中学生攻击性的正向预测作用显著(Bsimple=0.25, t=6.32, p<0.001)；对于高分组即高情绪智力的中学生，社交焦虑对攻击性的正向预测作用减弱(Bsimple=0.10, t=3.61, p<0.001)。随后分析情绪智力在社交焦虑与言语流畅性之间的调节作用。结果显示(见图3 )，在低情绪智力组，社交焦虑能显著预测中学生言语流畅性(Bsimple=0.85, t=15.96, p<0.001)；在高情绪智力组，社交焦虑对中学生言语流畅性预测作用减弱(Bsimple=0.33, t=8.07, p<0.001)。分析结果表明，社交焦虑通过言语流畅性对中学生攻击性产生影响的过程受到情绪智力的调节，即随着情绪智力的提升，社交焦虑对言语流畅性和攻击性的预测作用明显减弱，社交焦虑对攻击性的直接效应量以及言语流畅性的中介效应量均呈降低趋势(见表4 )。
4 讨论
本研究扩充了一般攻击模型中个体特质的范畴，将情绪状态(社交焦虑)与个体能力因素(言语流畅性和情绪智力)结合，进一步明确了中学生社交焦虑与攻击行为的关系，并根据认知行为理论、情绪−认知理论及言语产生的要求与能力模型，构建了一个有调节的中介模型，加深了对中学生社交焦虑对攻击行为影响机制的理解。
4.1 社交焦虑对中学生攻击行为的影响
本研究结果发现，社交焦虑对中学生攻击性有显著的正向预测作用，这与以往研究相一致(刘卓娅 等, 2011; 卫殿博 等, 2024; Batanova & Loukas, 2011)。这一结果符合社交焦虑的认知行为模型，即有社交焦虑的个体会以一种消极的或具有威胁性的思维方式来对待模棱两可的社会情境。这种认知偏差很容易使得中学生将社交互动视为一种竞争，进而会对他人产生敌意(DeWall et al., 2010)。此外，本研究结果和最近的一项研究一致，即高社交焦虑的初中生过于害怕负面评价，可能将他人的社交行为解读为不怀好意，进而对他人产生敌意(符婷婷 等, 2024)，而不是因为害怕负面评价，所以表现出更少的攻击行为。这一点与DeWall等人的研究结果是相悖的，对此本研究将结合有调节的中介模型来解释。
4.2 言语流畅性在社交焦虑与攻击性之间的中介作用
本研究还发现，社交焦虑对中学生攻击性的影响可以部分通过言语流畅性解释。首先，研究结果表明社交焦虑水平越高的中学生言语流畅性越差。言语流畅性作为言语功能的重要体现，是中学生与同龄人进行快乐交谈时不可或缺的关键工具(Culatta & Sloan, 1977)。而社交焦虑会引发个体的负性注意偏向(Lowe et al., 2016)，进而损害其在沟通过程中的言语行为与互动效果(Craig et al., 2003; Evans et al., 2008)。具体而言，社交焦虑水平高的中学生，在沟通中将更多的注意力放在同学或者老师的负面评价上，而非专注当下的言语交流任务，可能因此不断修复语言错误，从而产生停顿、重复等言语不连贯行为。
其次，本研究结果显示言语流畅性越差，中学生的攻击性越高。Patterson和Pring(1991)指出，有言语流畅性障碍的青少年更容易被同伴拒绝。而同伴关系质量又是预测个体攻击行为发展的重要因素(Criss et al., 2016)。进一步来说，流畅言语的中断干扰中学生的功能性交流，引来同伴群体的耻笑或遭到社交拒绝，日积月累的尴尬经历和不良的同伴关系会使其产生受挫心理(McAllister, 2016)。根据早期的挫折−攻击假设以及多个攻击行为模型，挫折会引发一系列情绪和认知反应，从而产生更多的攻击行为(Anderson & Bushman, 2002; Berkowitz, 1989, 1990)。DeWall等人(2010)的研究采集的大学生样本，很可能由于言语流畅性已经发展到稳定阶段且水平较高，因此减弱了社交焦虑对攻击行为的正向预测作用。
4.3 情绪智力的调节作用
本研究发现，情绪智力调节了社交焦虑通过言语流畅性影响攻击行为的直接路径和前半段路径。具体而言，直接及间接效应对情绪智力低的中学生作用更大。从直接路径来看，低情绪智力的中学生由于情绪的自我控制和调控能力较弱，因此即使社交焦虑引发了对负面评价的恐惧，这些中学生仍然难以抑制自己的攻击行为。此外，Mayer和Salovey(1997)提出的情绪智力的概念中还包含情绪的评估和表达能力，包括言语和非言语的表达。情绪智力较低会阻碍情绪的有效表达，进而以攻击的形式表现出来。本研究结果反向支持了前人提出的情绪智力是攻击行为的重要保护因素这一结论(潘玮, 高雪梅, 2016)。
从间接路径来看，情绪智力的调节作用只体现在前半段。这可能是由于情绪智力低的中学生无法管理自己的社交焦虑情绪，进而降低了言语流畅性。言语产生的要求和能力模型认为，当社交环境对语言的要求过高，即使是情感成熟的个体，也可能会在非常情绪化的情况下说话不流畅(Starkweather & Gottwald, 1990)。因此，如果个体在沟通交流中缺乏对情绪的觉察及调节，促使情绪反应性增加，则个体的言语不流畅频率随之增加。关于言语流畅性障碍的研究也支持了这一结论，发现社交焦虑作为一种负性情绪会使个体的言语运动能力超负荷，从而扰乱言语输出，并产生非适应性行为(Alm & Risberg, 2007)。因此，高情绪智力能够降低社交焦虑对中学生言语流畅性的负面影响。
情绪智力的调节作用能够帮助人们更好地理解本研究结果与DeWall等人(2010)研究的不一致之处。有研究表明，中学生的情绪智力仍处于快速发展阶段，且总体水平相对较低(麦哲豪 等, 2022)；而大学生的情绪智力总体水平较高，且在不同年级之间存在显著差异(卢家楣 等, 2016)，这可能与他们的年龄、生活经验以及认知能力的发展有关。随着大学生情绪智力的日趋成熟，其社交焦虑对攻击性的影响减小，同时也降低了社交焦虑对言语流畅性的负面影响，从而进一步减小攻击性，最终表现在行为上可能呈现出更友好的方式。
总之，本研究探究了社交焦虑影响攻击行为的内部机制，检验了个体能力因素中与社交表达密切相关的言语流畅性和情绪智力在其中的作用，丰富了一般攻击模型，较之以往研究更能体现出社交焦虑影响中学生攻击行为的作用、方式和条件，便于更好地理解社交焦虑影响攻击行为的复杂性以及预测方向的不一致性。
本研究仍存在一些不足。第一，本研究均采取自我报告的方法，未来研究可以收集不同来源的数据以进行相互印证，更加客观地测量中学生日常的攻击行为。第二，目前国内还缺乏针对中学生群体的言语流畅性调查问卷，因此本研究选用了迅吃预测问卷。虽然该问卷的信效度良好，但是未来研究希望编制出适用性更好的言语流畅性调查问卷。
5 结论
(1)社交焦虑对攻击性有正向预测作用。(2)言语流畅性在社交焦虑和攻击性中起部分中介作用。(3)情绪智力在社交焦虑与攻击性、社交焦虑与言语流畅性之间均起调节作用。