農村寄宿制學校同伴侵害對內化行為的影響：一個有調節的中介模型

黃曉婷 吳方文 宋映泉

(北京大學中國教育財政科學研究所，北京 100871)

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農村寄宿制學校同伴侵害對內化行為的影響：一個有調節的中介模型

黃曉婷 吳方文 宋映泉

(北京大學中國教育財政科學研究所，北京 100871)

同伴侵害會對學生的心理健康造成嚴重的負面影響。本研究采用同伴侵害量表、內化行為量表、自尊量表和心理彈性量表，抽樣調查了華北和西部兩省137所農村寄宿制學校的16835名學生，對其同伴侵害和心理健康現狀進行了描述，并進一步分析了同伴侵害對學生內化行為的影響及產生機制。結果表明：(1)在農村寄宿制學校，16.03%的學生報告曾遭受過侵害，不同性別和不同年級學生的同伴侵害檢出率無顯著差異。(2)在控制性別、年齡、戶口類型及父母受教育水平后，同伴侵害能顯著正向預測學生的內化行為。(3)心理彈性在同伴侵害與內化行為間起部分中介作用。(4)自尊能顯著調節心理彈性對內化行為的影響。研究結論對理解同伴侵害“如何”及“何時”影響學生的內化行為具有重要意義。在實際干預中，一方面要減少校園欺凌事件的發生，另一方面應重視個體因素及家庭因素對學生的影響。

農村寄宿制學校；同伴侵害；校園欺凌；內化行為；心理彈性；自尊

一、引言

近年來，同伴侵害事件在校園內頻繁發生，已成為社會關注的熱點問題。同伴侵害(peer victimization)是指個體遭受同伴攻擊的經歷(Mynard & Joseph, 2000)，通常包括身體侵害、言語侵害、關系侵害與網絡侵害等形式。不同地區、學校同伴侵害發生的程度不同。在國際上的已有研究中，學生報告遭受侵害的比例從8.6%到53%不等，承認曾欺凌(bullying)過他人的比例在5%-13%之間(Altomare, McCrimmon, & Beran, 2013; Hemphill, Tollit, & Herrenkohl, 2014; Nansel et al., 2001; Perkins, Craig, & Perkins, 2011; Undheim & Sund, 2010)。國內的最新研究結果顯示，我國校園內同伴侵害現象相對較少，檢出率(prevalence)不到5%(Wu et al., 2015; 趙景欣, 楊萍, 趙喜佳, 張文新, 2016)。但這一數據主要來自非寄宿制學校，在寄宿制學校，學生全天24小時相互接觸，同伴侵害問題可能更為嚴重。

自2001年國務院頒布《關于基礎教育改革與發展的決定》以來，我國的農村寄宿制學校大量建立，寄宿學生急劇增加。2011年教育部統計的數據顯示，義務教育階段寄宿生有3276.51萬人，占在校生總數的21.85%(教育部, 2012)。農村寄宿制學校的建立一定程度上解決了偏遠地區教育資源不足的問題，但寄宿可能使學生面臨更嚴重的同伴侵害問題，這會給學生的成長與發展帶來一些不利影響。國外的一些研究表明，與非寄宿制學校學生相比，寄宿制學校學生遭遇的同伴侵害更多，其生活滿意度及心理健康水平更低(Mander et al., 2015; Pfeiffer & Pinquart, 2014)。當前，我國農村寄宿制學校的研究主要集中在政策及管理方面，關于同伴侵害問題及其可能帶來的消極效應的研究較少。因此，非常有必要了解我國農村寄宿制學校同伴侵害問題的現狀及其對學生心理健康的影響。

大量研究顯示，同伴侵害會嚴重影響兒童的身心健康(Barchia & Bussey , 2010; Barker et al. 2008; Kretschmer et al., 2015)。Hawker和Boulton (2000)、Reijntjes等人(2010)通過元分析發現，遭受侵害的學生存在較嚴重的心理問題，如抑郁、孤獨和焦慮。嚴重者更會出現自傷、自殺意圖甚至是自殺行為(Barker et al., 2008; Klomek et al., 2009)，有的還會產生精神病性癥狀，如幻聽和妄想(Lataster et al., 2006; Schreier et al., 2009)。童年期遭受侵害給受害者帶來的負面影響并不是短暫的，有的會延續到青少年甚至成年以后(Klomek et al., 2008; Lund et al., 2009)。因此，童年遭受同伴侵害被視為青少年出現內化行為的指示器(Schwartz et al., 2015)。同時，來自寄宿制學校的研究顯示，寄宿生表現出更高程度的抑郁、焦慮和壓力癥狀，也出現了更多的適應問題(Lester & Mander, 2015; Mander et al., 2015)。一種可能的解釋是農村寄宿制學校存在較嚴重的同伴侵害，從而導致學生內化行為的增加。基于此，本研究提出第一個假設H1：在農村寄宿制學校，同伴侵害能預測學生的內化行為。

同伴侵害是內化行為的風險因素，它對內化行為的影響機制較為復雜。有研究發現，心理彈性在中間起著重要的作用(Bowes et al., 2010; Yeung & Leadbeater, 2010)。心理彈性(resilience)是指個體應對巨大挑戰、逆境或風險的適應能力(Dyer & McGuinness, 1996)。但這種能力并不是穩定的，它會隨著時間和環境的改變而改變(Vanderbilt-Adriance & Shaw, 2008)。Rutter(2006, 2012)認為，在過多的壓力性事件下個體易發生敏化效應(sensitizing effect)，即壓力性事件會增加個體的脆弱性，降低其心理彈性的水平，從而削弱其保護效應。壓力易損性假設也證實，在高壓環境下個體的積極特質往往會失去緩沖作用(Vanderbilt-Adriance & Shaw, 2008)。孫仕秀等(2013)、葉艷等(2014)、 朱清等( 2012)的研究進一步發現，低心理彈性與內化行為密切相關。基于此，本研究提出第二個假設H2：心理彈性也能中介同伴侵害與內化行為。

自尊對個體的保護作用已被很多研究證實(Mann, 2004; Raskauskas, Rubiano, Offen, & Wayland, 2015; Soler et al., 2013)。所謂自尊，是指個體對自我的整體評價，它是心理健康和生活質量的重要影響因素。研究發現，積極的自尊/高自尊是抵制負性影響、促進個體健康的緩沖器(Mann, 2004)，它能緩和同伴侵害帶來的不良影響(Grills & Ollendick, 1991; Raskauskas et al., 2015)。而低自尊通常與抑郁、焦慮、社會退縮、適應障礙等心理問題有關(Donnellan et al., 2005; Rosenberg, Schooler, & Schoenbach, 1989; Sprott & Doob,2000)。Baumeister(2000)指出，低自尊的個體更容易受傷害，因為他們認為自己有更少的資源來應對威脅和挑戰。由此可見，自尊水平的高低能調節個體的心理健康狀況。最近的研究也證實了自尊在心理健康中的調節作用。如Soler等(2013)從自尊的兩方面——自我悅納(self-liking)和自我能力(self-competence)——出發分析了多種侵害對心理健康的影響，發現對男生而言，自我悅納能調節多種侵害對心理健康的影響。因此，本研究擬進一步探討自尊如何影響同伴侵害與內化行為間的關系，并提出第三個假設H3:自尊在心理彈性中介同伴侵害與內化行為中起調節效應。

綜上所述，在農村寄宿制學校，同伴侵害影響學生的內化行為，在此過程中心理彈性起著橋梁作用，而自尊可能是影響心理彈性與內化行為的調節因素。基于此，本研究擬建立一個有調節的中介模型(圖1)。

圖1 有調節的中介模型圖

二、研究方法

(一)被試

采用整群抽樣的方法，在華北和西部兩省五個縣的137所農村寄宿制學校以班級為單位抽取四、五年級學生17841個樣本。剔除由數據缺失、規律作答等原因造成的無效數據，最終保留有效數據16835份，有效率達94.36%。其中，男生8289人，女生8359人,性別變量缺失數據187個；四年級學生8543人，五年級學生8292人；農村戶口15190人，城鎮戶口783人，無戶口135人，戶口變量缺失數據727個。學生平均年齡為10.09歲(SD=0.90)。

(二)工具

1.同伴侵害量表

采用Cheng等(2011)編制的欺凌問卷中同伴侵害分量表施測。該分量表共14個項目，分別考察了身體侵害、言語侵害、關系侵害和網絡侵害四個方面的內容。問卷要求被試根據最近半年內在校的經驗報告遭受同伴侵害的情況。量表采用5級計分，“0”代表“完全沒有”，“1”代表“半年內1-2次”，“2”代表“每月2-3次”，“3”代表“每周1次”，“4”代表“每周數次”。結果由所有項目均分來表示，被試得分越高，表示遭受侵害越嚴重。在本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.91。

2.內化行為量表

內化行為量表(Lee & Park, 2010)包含18個項目，包括焦慮、抑郁和退縮三個因子。被試自評相關描述與自身情況的符合程度。量表采用4級計分，從“完全不同意”到“完全同意”分別計1-4分。計算所有項目均分，得分越高表明內化行為越嚴重。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.78。

3.自尊量表

自尊量表(Rosenberg, 1965)共10個項目。量表采用4級計分，從“很不符合”到“非常符合”分別計1-4分。計算所有項目的總分，得分越高說明自尊程度越高。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.64。

4.心理彈性量表

心理彈性量表由Song(2003)編制，共44個項目，包括樂觀、自我效能、與成人關系、同伴關系、人際敏感和情緒控制六個因子。被試根據相關描述與自身情況的符合程度進行自評。量表采用4級計分，“1”表示“完全不同意”，“4”表示“完全同意”。計算所有項目的均分，被試得分越高，表示心理彈性水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.86。

(三)施測過程

課題組在華北和西部三省市招募心理學、教育學、社會學碩士研究生100余人作為主試，對他們進行專業培訓。每班兩名主試。主試向被試詳細介紹指導語和例題。問卷完成時間約為60分鐘，所有問卷當場收回。數據由專業錄入公司錄入，采用SPSS 19. 0軟件進行數據處理。

(四)數據分析

在描述性統計中，采用Chen和Cheng(2013)的方法，以“每月2-3次”遭遇侵害作為臨界值(cut-off point)，計算樣本檢出率。同時采用卡方檢驗分析不同性別、年級在檢出率上的差異。卡方檢驗通常易受樣本量的影響，因此需進一步計算效應量(effect size)的大小。Cohen認為，當Φ=0.1時，效應量較小；Φ=0.3時，效應量適中；Φ=0.5時，效應量較大(胡竹菁, 2010)。

有調節的中介模型依據溫忠麟和葉寶娟(2014)建議的Bootstrap方法對回歸系數的顯著性進行檢驗，該方法更精確、檢驗力更高。本研究共建構1000批數據，每批數據的樣本容量為16835人，獲得參數的穩健標準誤和置信區間，若置信區間不包含零則表示有統計顯著性(Erceg-Hurn & Mirosevich, 2008)。

三、結果

(一)共同方法偏差的控制與檢驗

為控制共同方法偏差帶來的影響，本研究在問卷設計中采用指導語、匿名調查、隨機排列題目順序及正反向設計等措施進行了程序控制。數據收集后，采用Harman單因素檢驗法對共同方法偏差進行檢驗(周浩, 龍立榮, 2004)。結果發現，特征值大于1的因子共有19個，且第一個因子解釋的變異量為13.73%，小于40%的臨界標準，說明共同方法偏差不明顯。

(二)農村寄宿制學校同伴侵害現狀及各相關變量的描述性統計結果

研究發現，樣本的同伴侵害檢出率為16.03%，其中男生的檢出率為18.46%，女生檢出率為13.42%。四年級學生同伴侵害的檢出率為17.12%，五年級的檢出率為14.75%。這一結果遠高于Wu等人(2015)、Chen和Cheng(2013)的發現，表明我國寄宿制學校的同伴侵害問題比非寄宿制學校嚴重得多。進一步采用卡方檢驗發現，不同性別(χ2(1)=86.8, p<0.001,Φ=0.07)及不同年級(χ2(1)=18.9, p<0.001,Φ=0.03)學生的同伴侵害檢出率無顯著差異。

表1給出了各變量的描述性統計結果和相關系數。數據顯示，同伴侵害與自尊和心理彈性均呈顯著負相關，說明同伴侵害越嚴重，學生的自尊和心理彈性水平就越低。同伴侵害與內化行為均呈顯著的正相關，說明同伴侵害越嚴重，學生越容易出現內化行為。自尊、心理彈性均和內化行為呈顯著的負相關，說明自尊與心理彈性的水平越高，學生的內化行為越少。

表1 各變量描述性統計及其相關系數

注：**p< .001 ,**p< .01,*p< .05。

(三)同伴侵害對內化行為的影響：有調節的中介模型檢驗

我們將性別和戶口轉化為虛擬變量，將同伴侵害、心理彈性和自尊變量進行標準化處理，再將這幾個Z分數分別相乘作為交互項。然后采用分層回歸分析，考察控制性別、戶口、年齡、父母受教育水平等人口學變量后，自尊和心理彈性在同伴侵害與農村寄宿生內化行為之間的內在影響機制。

模型1考察了同伴侵害和自尊對內化行為的影響。由表2可知，回歸方程顯著(F(11,14640)=151.795，p<0.001)，因變量內化行為10.2%的變異能被解釋。其中，同伴侵害顯著正向預測內化行為(B同伴侵害=0.259, p<0.01)，本研究假設1得到證實。自尊顯著負向預測內化行為(B自尊=-0.128, p<0.01)，二者的交互項對內化行為的預測顯著(B同伴侵害*自尊=-0.013, p<0.05)。但值得注意的是，交互項的回歸系數和置信區間都接近0，統計上的顯著可能僅僅是由于樣本量較大造成的，表明自尊并不能直接調節同伴侵害與內化行為間的關系。

模型2考察了同伴侵害、自尊和心理彈性的關系。由表3可知，回歸方程顯著(F(11,14647)=712.173，p<0.001)，心理彈性34.8%的變異可以被解釋。其中，同伴侵害顯著負向預測心理彈性(B同伴侵害=-0.176, p<0.01)，自尊顯著正向預測寄宿生的心理彈性(B自尊=0.488, p<0.01)。兩者的交互項雖然也顯著負向預測心理彈性(B同伴侵害*自尊=-0.011, p<0.05)，但回歸系數接近0，統計上的顯著可能是由于樣本量較大造成的，表明自尊并不能直接調節同伴侵害與心理彈性間的關系。

最后，模型3考察了同伴侵害、自尊、心理彈性對內化行為的影響。由表4可知，回歸方程顯著(F(13,14638)=204.025，p<0.001)，內化行為15.3%的變異能被解釋，與模型1相比，R2增加了4.1%。模型3中，心理彈性對內化有顯著負向預測作用(B心理彈性=-0.223 p<0.01)，結合模型1與模型2的結果可知，心理彈性在同伴侵害與內化行為間起部分中介作用(假設2被證實)，中介效應占總效應的15.11%。進一步分析發現，自尊與心理彈性的交互項能夠顯著負向預測內化行為(B自尊*心理彈性=-0.126 p<0.01)，這說明自尊調節了心理彈性中介過程的后半路徑(假設3部分被證實)，中介效應為0.033。為清楚地揭示自尊與心理彈性交互效應的實質，需進行簡單斜率檢驗。分別取心理彈性和自尊正負一個Z分繪制簡單效應分析圖(見圖2)。結果發現，低自尊的學生(Z=-1)，在心理彈性增加時，內化行為表現出顯著的下降趨勢(b=-0.097, t=-3.475, p<0.01)，心理彈性增加一個標準差，內化行為就會減少0.097個標準差。高自尊的學生(Z=1)，在心理彈性增加時，內化行為表現出顯著的下降趨勢(b=-0.349, t=-9.148, p<0.01)，心理彈性增加一個標準差，內化行為就會減少0.349個標準差。也就是說，心理彈性對內化行為的影響，隨著自尊的增加而增加。

表2 同伴侵害、自尊預測內化行為的回歸分析

注：**p< .001 ,* **p< .01,*p< .05。

表3 同伴侵害、自尊預測心理彈性的回歸分析

注：**p< .001 ,**p< .01,*p< .05。

表4 同伴侵害、自尊、心理彈性預測內化的回歸分析

注：**p< .001 ,**p< .01,*p< .05。

圖2 自尊對心理彈性與內化行為間關系的調節

四、討論

同伴侵害已然成為許多國家和地區校園內的一個普遍問題(Due et al., 2005)，它對學生的心理健康、情感發展和人際關系造成了不可忽視的負面影響(Lester, Cross, Dooley, & Shaw, 2012)。本文在調查我國農村寄宿制學校同伴侵害現狀的同時，進一步探討了同伴侵害對學生內化行為的影響及其內在機制。研究發現，農村寄宿制學校同伴侵害的檢出率為16.03%。其中，男女生的同伴侵害檢出率分別為18.46%、13.42%，四、五年級學生的同伴侵害檢出率分別為17.12%和14.75%，但不同性別和不同年級的檢出率差異不顯著。相比非寄宿制學校，本研究中的農村寄宿制學校同伴侵害現象較為嚴重。農村寄宿制學校是一個相對封閉的環境，它為學生的教育、住宿與飲食提供了一個暫時性的場所，但同時也為同伴侵害現象的發生提供了更多的機會和場合。

同伴侵害會給學生的身心健康帶來多方面的負面效應。本研究聚焦于同伴侵害對學生內化行為的影響。結果顯示，同伴侵害能正向預測內化行為，這與來自非寄宿制學校的結果相一致(Barchia & Bussey, 2010; Kretschmer et al., 2015)。但是在寄宿制學校，由于學生更長時間暴露在侵害實施的環境中，且他們的自我調節能力和各種生理心理機能尚未達到成熟穩定的水平，因此內化問題顯得更為嚴重。

除探討同伴侵害對內化行為的直接影響外，本研究還進一步考察了心理彈性在同伴侵害與內化行為間的中介效應。研究發現，同伴侵害不僅會直接影響學生的內化行為，還會通過削弱學生的心理彈性間接誘發內化行為。一般認為，心理彈性作為一種保護性因素，能減緩負性事件帶來的危害(Hjemdal et al.,2006)。但過多的逆境及創傷(如同伴侵害)會導致個體更脆弱(Rutter, 2012)，心理彈性水平降低，進而引發內化行為。針對農村寄宿制學校的研究表明，在學生全天在校、無法避免與侵害實施者接觸的情況下，長期暴露在這種壓力性事件中會使得個體的自我調節系統不堪重負，自我調節失敗(心理彈性水平降低)，繼而引發一系列的內化行為(孫仕秀等, 2013; 葉艷等, 2014; 朱清等, 2012)。因此，提高農村寄宿制學校學生心理彈性水平，對抵御同伴侵害引起的內化行為具有重要意義。

在引入心理彈性作為中介變量證實同伴侵害對學生內化行為的影響機制后，本研究進一步檢驗了自尊在這一中介過程中的調節效應。結果發現：(1)自尊并不直接調節同伴侵害與內化行為間的關系，這與以往的研究不一致(董會芹, 2015)。(2)自尊無法調節同伴侵害對心理彈性的影響。(3)自尊與心理彈性的交互作用能顯著負向預測內化行為，即自尊能調節心理彈性中介過程的后半路徑。簡單斜率檢驗發現，高自尊學生的心理彈性對內化行為的緩和作用更加明顯。根據自尊對心理彈性與內化行為之間調節關系的模型，提高個體的自尊水平能使心理彈性較高的學生受益更多，提高個體的心理彈性水平，能使高自尊的學生受益更多。這反映了自尊的調節器作用。

五、研究意義與展望

我國目前農村寄宿制學校的管理是以看管學生為主，對學生的心理狀況缺少關注和引導(葉敬忠 & 潘璐, 2007)。本研究試圖了解農村寄宿制學校學生的同伴侵害現象及其對學生內化行為的影響機制，研究結果對提高農村寄宿制學校學生的心理健康水平具有重要意義。由于同伴侵害檢出率偏高，農村寄宿制學校一方面要盡量減少校園欺凌事件的發生，另一方面可以通過提高學生的心理彈性和自尊水平，來減少同伴侵害帶來的負面影響。

此外，本研究對心理彈性的中介作用和自尊的調節作用的討論在一定程度上能豐富同伴侵害對內化行為的影響機制理論。當然，本研究提出的有調節的中介模型仍然存在一定的局限性。有研究認為同伴侵害與內化行為間的作用是雙向的，即同伴侵害既可以作為內化行為的因，又可以作為內化行為的果(Reijntjes et al., 2010)。由于數據原因，本研究僅探討了同伴侵害與內化行為間的單向關系。未來可以通過縱向研究，在控制學生原有的內化行為、自尊水平的基礎上，更好地闡釋同伴侵害、自尊、調節與內化行為間相互作用的內在機制。

最后，在本研究中，我們僅討論了面對同伴侵害時學生個人層面可能的保護因素，而家庭的因素也同樣不可忽視。有研究表明，父母與兒童的關系是抵抗不利環境對兒童影響的重要保護因素(Wallen & Rubin, 1997)，父母的支持能夠緩和同伴侵害對適應不良的影響(Stadler et al., 2010)。在寄宿制學校，學生缺少父母的引導監管，在面對同伴侵害時，可能面臨更大的心理壓力。因此，未來的研究和學校相關實踐工作有必要關注父母和家庭在緩解同伴侵害中的作用。

六、結論

本研究得到如下四個主要結論：

(1)在農村寄宿制學校，16.03%的學生報告曾遭受過侵害，不同性別和不同年級學生的同伴侵害檢出率無顯著差異。

(2)在控制性別、年齡、戶口類型及父母受教育水平后，同伴侵害能顯著正向預測學生的內化行為。

(3)心理彈性在同伴侵害與內化行為間起部分中介作用。

(4)自尊能顯著調節心理彈性對內化行為的影響。

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(責任編輯 胡 巖)

10.16382/j.cnki.1000-5560.2017.01.010