梁鳳華
(上饒師范學院教育科學學院,上饒 334001)
網絡欺凌(cyber-bullying),又稱網絡傷害、網絡欺負,是指采用信息通訊技術(ICT)惡意、重復和敵意地中傷、羞辱或(及)操縱或(及)排斥某個體或群體的行為 (基思·沙利文,2014;Hinduja& Patchin,2006)。網絡欺凌是傳統實體空間的欺凌在網絡空間的延伸與變異,是一類相對隱秘、多樣化的,但卻給許多青少年帶來嚴重困擾與傷害的新興欺凌 (任娟娟,靳宇,郭燕霞,2017)。手機、電腦等電子通訊工具在青少年中的廣泛使用使網絡欺凌成為一種新型的線上欺凌。近十年來,網絡欺凌呈高發態勢(楊書勝,耿淑娟,劉冰,2016),學界亦對網絡欺凌現象給予了極大關注。通過文獻檢索發現,國內心理學和教育學界有關“網絡欺凌”的研究由2007年的2篇發展到2017年的64篇,以英文發表的相關領域的研究則由2007年的69篇增加到2017年的354篇。其中,有關青少年網絡欺凌的研究更是近年來網絡欺凌研究的熱點。研究發現,與傳統欺凌相比,網絡欺凌具有便利性、匿名性、隱蔽性、超時空性、強擴散性、無限受眾性及不易消除性等特點,而這些特點會給受欺凌者帶來嚴重的危害 (祝玉紅,陳群,周華珍,2014)。網絡欺凌的負面影響在兒童和青少年中尤為明顯(肖婉,張舒予,2016)。網絡欺凌會給被欺凌兒童和青少年帶來焦慮、抑郁等沉重的心理負擔,導致其自尊的降低(馮春瑩,張野,張珊珊,劉琳,2017),嚴重影響個體的虛擬交往和現實生活,致使受欺凌者離家出走、考試作弊、逃學、藥物濫用,回避社交活動甚至產生自殺心理和行為(汪耿夫,方玉,江流,周貴陽,袁姍姍,王秀秀,蘇普玉,2015;王文靖,張志華,李一峰,吳曉爽,趙鳳楊,必敬,劉希樵,孫業桓,2017;袁龍云,陳露露,潘柳燕,2017;Hinduja&Patchin,2008)。然而,與傳統欺凌相比,網絡欺凌的受害者雖然所受傷害極其嚴重,但其求助行為卻更少(江文,吳思儀,葉麗怡,周壽明,2015),即使部分受害者會尋求幫助,其得到的有效幫助比例卻相對較低 (任娟娟,靳宇,郭燕霞,2017;Hinduja&Patchin,2009;NCH,2005)。更為嚴重的是網絡欺凌的受害者不僅會面臨社會心理和行為風險,因其低比例求助及獲助,致使大部分受欺凌者在受到網絡欺凌時往往采用消極的應對方式(劉艷,2013)。而且受欺凌者會合理化網絡欺凌,并反過來成為新的欺凌者(Ybarra & Mitchell, 2007),這又進一步增加了網絡欺凌的參與者數量,反過來又會使更多的人認同網絡欺凌。可得性啟發式判斷表明,當目標事物具有更易得的屬性時,人們更易據此做出判斷(Kahneman& Frederick,2002)。有關道德啟發式的研究則表明,當某種行為更為常見時,人們往往將其評價為更具道德性 (Crockett,2013,2016;Cushman, 2013; Gigerenzer, 2008; Lindstr?m,Jangard, Selbing, & Olsson, 2018; Sunstein,2005)。道德心理學中的 “普遍的即道德的”(common is moral,CIM)原則(Lindstr?m,et al., 2018)指出,當越來越多的人參與實施某一行為時,此行為即被視為更具道德合理性。因此當越來越多個體參與網絡欺凌,成為網絡欺凌者時,網絡欺凌亦可能會被視為較為道德的,或至少是可接受的行為。由此根據道德啟發式原則和CIM原則,當個體認為網絡欺凌普遍存在時,就會認為網絡欺凌更具道德合理性,更可被接受。而一旦人們持有以上信念,普遍性就會通過啟發式原則和行為認同改變人們的行為方式,使人們更可能在虛擬網絡世界中表現出欺凌行為。由此提出研究的第一個假設。
假設1:網絡欺凌普遍性信念正向預測網絡欺凌。
道德推脫亦是影響網絡欺凌的重要因素。道德推脫是指人們對不當行為進行合理化,從而實施該行為(梁鳳華,余若君,王虹,2017;Bandura, Barbaranelli, Caprara, & Pastorelli, 1996),且行為實施后能運用一系列社會認知機制進行 “說服性自我免罪”(Bandura, 2016, p.48)。 有關道德推脫與網絡欺凌的研究發現道德推脫部分中介特質憤怒對網絡欺凌的作用(金童林,陸桂芝,張璐,金祥忠,王曉雨,2017),與網絡欺凌呈顯著正相關(鄭清,葉寶娟,姚媛梅,陳佳雯,符皓皓,雷希,游雅媛,2017)。道德推脫的回避制裁與自我保護特點,會使個體在實施了不道德行為后免遭罪惡感侵擾,進而做出更多的不道德行為,如網絡欺凌。大量研究表明道德推脫能正向預測青少年及大學生的網絡欺凌 (鄭清,葉寶娟,姚媛梅,陳佳雯,符皓皓,雷希,游雅媛,2017;鄭清,葉寶娟,葉理叢,郭少陽,廖雅瓊,劉明礬,2016;Orue & Calvete, 2016; Robson & Witenberg,2013; Wang, Lei, Liu, & Hu, 2016)。 由上述可得性啟發式判斷可知,當目標事物具有更易得屬性時,人們更易據此做出判斷(Kahneman&Frederick,2002),道德啟發式研究則表明常見的行為往往被評價為更具道德性,更不應被懲罰(Crockett,2013, 2016; Cushman, 2013; Gigerenzer, 2008;Lindstr?m, et al., 2018; Sunstein, 2005)。 因此,常見和易得性行為,使人們認為該行為具有普遍性,在實施該行為時更易獲得為之辯護的理由,為之進行道德合理性辯護,即進行道德推脫,由此提出假設2。
假設 2:道德推脫中介網絡欺凌普遍性信念對網絡欺凌的影響。
道德規范是人們有關行為對錯的共同觀念,道德判斷受到道德規范的影響 (Harms& Skyrms,2008)。網絡欺凌合理性規范是人們有關網絡欺凌合理性與否的共同信念,文獻回顧可以發現規范信念會影響人們的特定行為,有關攻擊行為的信念會影響人們的攻擊行為(梁鳳華,2005)。而判斷某種行為是否道德的規范信念會隨著此行為出現的頻率而產生 變 化 (Lindstr?m etal., 2018),Lindstr?m 等(2018)指出人們將行為出現的頻率信息作為道德判斷的基礎,而社會影響 (social influence mechanisms)為其基本機制(Cialdini & Goldstein, 2004)。人們會自動提取行為的頻率信息,高頻信息將會對人們的行為產生更強的社會影響,并使個體視其為合理性行為,進而實施該行為 (Cialdini&Goldstein,2004;MacCoun,2012)。高頻信息的影響往往是潛在的,難以覺知的,類似于社會心理學中的從眾效應(Lindstr?m, et al., 2018)。 研究表明,網絡欺凌普遍性信念及對網絡欺凌的道德認同 (除道德推脫外)是影響網絡欺凌的兩個重要因素。其中道德認同在道德推脫和網絡欺凌普遍性信念對網絡欺凌的影響中起中介作用(鄭清等,2016)。道德推脫中介攻擊行為規范信念對網絡欺凌的影響 (鄭清,葉寶娟,姚媛梅,陳佳雯,符皓皓,雷希,游雅媛,2017)。社會認知理論指出道德認同在道德認知轉化為道德行為的過程中起重要作用,是個體道德認知(如道德推脫)轉化為個體行為(如親社會行為和網絡欺凌)的重要變量(王興超,楊繼平,2013;鄭清等,2017)。 由此提出以下假設。
假設3:網絡欺凌合理性信念中介網絡欺凌普遍性信念對網絡欺凌的影響。
假設4:道德推脫中介網絡欺凌合理性信念對網絡欺凌的影響。
根據以上研究假設,提出本研究的假設模型(見圖 1)。
當前有關網絡欺凌的研究方法主要有報告法、觀察法和訪談法。由于網絡欺凌的隱匿性和受害者低水平求助意愿,致使報告法和觀察法均可能出現較大偏差,而訪談法難以大規范施測,故研究將在對前人研究的分析基礎上,對已有網絡欺凌問卷進行改編,采用情景故事法對個體的網絡欺凌普遍性、合理性信念和網絡欺凌進行測量,在對情景故事的問題設置上將遵循“把自己的腳穿進別人鞋子里”的邏輯(李紓,2016)。
研究將通過預測驗和正式測驗來驗證以上假設模型。預測驗的目的在于編制網絡欺凌普遍性、網絡欺凌合理性信念和網絡欺凌的情景測量工具,并對其信效度進行檢驗。正式測驗采用預測驗的研究工具測量網絡欺凌普遍性、網絡欺凌合理性信念及網絡欺凌三個變量,采用道德推脫量表(王興超,楊繼平,2010)測量道德推脫,并采用背景問卷測量被試的基本信息。
2.1.1 對象與程序
第一步,采用訪談法,對某高中男生和女生各10名進行深度訪談,了解其生活中網絡欺凌發生的基本情況;第二步,邀請8名心理學研究生和3名心理學專家借助訪談資料,采用頭腦風暴法編寫情景故事;第三步,邀請3名心理學專家和10名心理學研究生,背靠背對所編寫的情景故事的典型性和代表性進行打分,并根據專家意見修改完善情景故事;第四步,邀請20名中學生(男女生各10名)對情景是否常見進行評價;第五步,邀請10名中學生(男女生各5名)就修訂的情景進行深度訪談并根據訪談結果進一步修改完善;第六步,選擇江西省一所高中的115名高一(55名)和高二(60名)學生進行測試,并于兩周后進行重測。
2.1.2 結果
對訪談記錄進行關鍵詞提取,發現友誼破裂、生活習慣沖突、網游時聯合任務失敗、網戀失敗、語言沖突、觀點分歧等是導致中學生出現網絡欺凌的基本原因。根據訪談后獲得的關鍵詞采用頭腦風暴法進行情景案例編寫,共編寫情景15個;針對編寫情景的背靠背打分,得到12個具有較高典型性和代表性的情景。邀請心理學專家和研究生對此12個情景進行修訂完善后,邀請中學生對情景是否常見進行評估,當75%的人評價該情景常見時,情景即可入選,最終獲得8個情景。對該8個情景進行進一步訪談和完善。經過試測和間隔兩周的重測,最后保留6個網絡欺凌情景。
間隔兩周后的重測信度為0.92,網絡欺凌普遍性信念、道德合理性信念及網絡欺凌三個變量維度的一致性分別為 0.74、0.80 和 0.73。
2.2.1 研究方法
2.2.1.1 對象
從江西省重點和普通高中各兩所(共4所)選取研究對象,以整群隨機抽樣的方式,每所學校各抽取文理科兩個班,共8個班。為避免測試對學生課堂造成不必要的干擾,經與校長和任課老師商量后,只選擇高一和高二的學生參與測試。總參與人數為786名,回收有效數據714份,有效回收率為90.8%。其中重點高中學生377名,普通高中學生337名;高一356 名(49.9%),高二 358 名(50.1%);年齡范圍 15到 20 歲,平均年齡 17.06 歲,標準差 1.08;女生 311名(43.6%)、男生 403 名(56.4%);在校期間平均每周上網時間為7.75個小時,假日期間平均每周上網時間為20.86小時;主要上網地點為自己家(61.3%)、學校(13.7%)、網吧(12.5%)、同學或朋友家 (4.3%)及其他 (8.2%);主要上網工具為手機(63.8%)、電腦(26.5%)、平板電腦(6.9%)和其他(2.8%);自己擁有手機的有 563 名(78.9%)。
2.2.1.2 工具
自編的網絡欺凌情景 用來測試網絡欺凌普遍性信念、合理性信念及欺凌行為。以下為其中一個網絡欺凌情景的范例。
小美和小萍是同一寢室的室友,一開始她們關系挺不錯的,但最近兩人開始因為生活上的一些瑣事鬧了矛盾。小美來自城市,家境較好,但不怎么愛學習,愛買各種零食,愛玩。小萍來自農村,愛學習,每天都早早起床學習,但由于家庭經濟比較困難,因此很少買零食吃。在小美的帶動下寢室同學也經常買零食回寢室,大家相互分享。但小萍很少會買零食回寢室分享。一天小美問小萍借了個東西,打開抽屜一看發現了吃了一半的麻花。小美覺得小萍很小氣。后來,小美在網上聊天過程中將此事說了一番,并添油加醋地說了小萍的種種缺點。
每道情景后,設置三類問題:你認為×××這樣做的合適程度?你身邊的朋友/同學遇到類似事件時,出現類似行為的普遍程度?假如你是×××,你這樣做的可能性?要求被試按照合適程度、符合程度和可能性程度,使用7點Likert量表對以上問題進行回答。三類問題分別測量網絡欺凌合理性信念、普遍性信念和自評欺凌行為。在本研究中三個維度的Cronbach’s α 系數分別為 0.82、0.75 和 0.76。
青少年道德推脫量表 采用由Bandura等(1996)編制,王興超和楊繼平(2010)修訂的中文版青少年道德推脫量表,共32題,包含道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任分散、扭曲結果、非人性化和責備歸因8個維度,采用5點計分,1表示完全不同意,5表示完全同意。直接計算總分來獲得道德推脫得分,在本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.89。
2.2.1.3 程序
整群施測,由研究團隊成員指導中學生按要求回答測試材料。為避免順序效應,每個群體測試時,情景材料后的問題采用拉丁方設計。道德推脫量表與情景材料的編排采用一半被試前者在前,另一半則順序調換。全部測試在課堂時間當場完成,當場回收。整個測試時間約20分鐘。
正施實測過程中采用了拉丁方設計、平衡項目順序、匿名性及“把自己的腳穿進別人鞋子里”式的問題設計,以盡可能減少被試的社會贊許性傾向及共同方法偏差。然而由于測量數據來源仍具有單一性,因此對數據進行共同方法偏差檢驗。結果,Harman的單因素檢驗法顯示KMO為0.89,Bartlett球形檢驗的近似卡方值為12364.51,p<0.001,說明數據可進行因子分析。探索性因子分析發現第一個因子僅解釋了總體方差的20.39%。因此可以判定共同方法偏差對研究結果的影響并不明顯。
以中心化的網絡欺凌為因變量,中心化的道德推脫和網絡欺凌普遍性信念為自變量,進行回歸分析。結果發現,網絡欺凌普遍性信念可顯著預測網絡欺凌 (β=0.43,t=13.61,p<0.001,VIF=1.10;R=0.52,ΔR2=0.27,F=260.17,p<0.001),道德推脫可顯著預測網絡欺凌 (β=0.28,t=8.84,p<0.001,VIF=1.10;ΔR2=0.07,F=75.27,p<0.001), 二者交互作用顯著 (β=0.13,t=4.23,p<0.001,VIF=1.10;ΔR2=0.02,F=18.13,p<0.001)。
同理,進行網絡欺凌對合理性信念和欺凌普遍性信念的回歸。結果發現,網絡欺凌合理性信念可顯著預測個體的網絡欺凌 (β=0.46,t=14.62,p<0.001,VIF=1.22;R=0.59,ΔR2=0.35,F=385.12,p<0.001),網絡欺凌普遍性信念可顯著預測網絡欺凌(β=0.32,t=10.41,p <0.001,VIF=1.22;R=0.66,ΔR2=0.07,F=108.30,p<0.001),二者交互作用不顯著。
最后,進行網絡欺凌對合理性信念和道德推脫的回歸。結果發現,網絡欺凌合理性信念可顯著預測個體的網絡欺凌 (β=0.51,t=15.72,p<0.001,VIF=1.22;R=0.59,ΔR2=0.35,ΔF=385.12,p<0.001), 道德推脫可顯著預測網絡欺凌(β=0.19,t=5.73,p<0.001,VIF=1.22;R=0.62,ΔR2=0.03,F=32.84,p<0.001),二者交互作用不顯著。
采用AMOS結構方程建模對假設模型進行檢驗。結果發現,數據對模型擬合良好,RMSEA=0.03,SRMR=0.01,CFI=0.95,NFI=0.97。
網絡欺凌普遍性信念對網絡欺凌合理性信念的直接效應為0.22,對道德推脫的直接效應為0.06,對網絡欺凌的直接效應為0.21;網絡欺凌合理性信念對道德推脫的直接效應為0.37,對網絡欺凌的直接效應為0.40;道德推脫對網絡欺凌的直接效應為0.15;網絡欺凌普遍性信念對道德推脫的間接效應為0.07,對網絡欺凌的間接效應為0.14,網絡欺凌合理性信念對網絡欺凌的間接效應為0.07。路徑圖見圖2。各路徑系數均在0.001水平上顯著。
研究以中學生為被試,探索了網絡欺凌普遍性信念、合理性信念及道德推脫對網絡欺凌的影響。研究結果支持了假設模型。網絡欺凌普遍性信念、合理性信念及道德推脫均可顯著正向預測網絡欺凌,且網絡欺凌普遍性信念會通過道德推脫作用于網絡欺凌。當個體認為網絡欺凌較為常見時,更可能實施網絡欺凌,網絡欺凌合理性信念亦會增加網絡欺凌,這與已有的研究結果一致 (Kahneman& Frederick,2002;Ybarra& Mitchell,2007)。結果可用可得性啟發式和道德啟發式來加以解釋,即當目標事物具有易得屬性時,人們更易據此做出判斷(Kahneman& Frederick,2002),當某種行為更常見時,人們往往將其評價為更具道德性 (Crockett,2013,2016;Cushman, 2013; Gigerenzer, 2008; Lindstr?m,et al., 2018; Sinnott-Armstrong, et al., 2010;Sunstein,2005)。道德判斷中的CIM原則(Lindstr?m,et al.,2018)指出人們將高頻即更普遍性的行為視為更具道德性,這種道德信念又會促使人們產生認同性心理,從而更可能實施該行為。本研究表明,在網絡欺凌中CIM原則同樣適用,當個體認為網絡欺凌發生的頻率更高時,對網絡欺凌持有的信念就更積極,并更可能實施網絡欺凌。結果也證明了道德推脫中介普遍性信念和合理性信念對網絡欺凌的影響。由于道德推脫是由一系列社會認知機制引致的“說服性自我免罪”(Bandura, 2016),很顯然當人們知覺網絡欺凌較為普遍且具有合理性時,引發“說服性自我免罪”的社會認知機制將會更易啟動。
研究拓展了已有文獻,已有研究很少探索網絡欺凌合理性信念和普遍性信念對網絡欺凌的影響。根據CIM道德啟發式,可知行為發生的頻率影響個體對該行為的合理性判斷,并使個體更多實施該行為,并為行為的實施進行合理化辯護即道德推脫。網絡虛擬社會的出現,極大延展了人們的溝通交流渠道,給人們的生活帶來了許多便利,然而網絡虛擬溝通同樣也使傳統的欺凌行為由實體生活轉向了虛擬網絡,其負面影響甚至遠遠大于傳統欺凌。這種負面影響與網絡信息傳輸特點關聯密切。傳統的欺凌傳播速度較慢,影響范圍相對狹窄,并且由于信息傳播會隨著時空距離變遷不斷消失弱化,其帶來的負面影響可隨之得以緩解甚至消失。然而網絡信息由于具有便利性、匿名性、隱蔽性、超時空性、強擴散性、無限受眾性及不易消除性等特點,使網絡欺凌對受害者的影響并不會因時空距離的變化而消失,反而可能使受害者出現無處可逃的窘境。因此,有必要對網絡欺凌采取更強有力的監管措施,以規范網絡生態,減少網絡欺凌。
研究雖然獲得了一些有意義的結果,但仍存在相當不足。首先,研究工具的心理學測量指標還有待進一步驗證,特別是自編的情景測量,需要進一步驗證其效標關聯效度。其次,網絡欺凌普遍性信念采用的是個體主觀評價法,未來可采用實驗操縱法,以對比網絡欺凌普遍性程度的變化如何影響網絡欺凌合理性信念及網絡欺凌。最后,本研究的對象是高中生,未來可在更廣泛的人群中開展研究,以進一步證實本研究的結論。
網絡欺凌普遍性信念正向預測網絡欺凌;
網絡欺凌合理性信念正向預測網絡欺凌;
道德推脫正向預測網絡欺凌;
道德推脫中介網絡欺凌普遍性信念和合理性信念對網絡欺凌的影響。