社交焦慮在高職學生遭受網絡欺凌與自尊關系的中介作用

張蕾蕾，張志華

(1.阜陽職業技術學院 醫學護理學院，安徽 阜陽236000； 2.安徽醫科大學 公共衛生學院，合肥230032)

互聯網和電子設備為青少年提供了一種新的社交方式，但也使一些負面互動，比如網絡欺凌[1]成為可能。 目前，比較公認的網絡欺凌的定義為“一個團體或個人使用電子形式的接觸，反復和長時間對一個不能輕易保護他/她自己的受害者進行故意的侵略性行為”[2]。 網絡欺凌包括未經允許在互聯網上發送、張貼威脅或侮辱他人的短信、圖片或視頻，以騷擾、恐嚇、威脅或以其他方式傷害他人[3]。 與傳統欺凌相比，網絡欺凌的實施者和受害者之間的關系更為復雜，電子媒體存在匿名性，傳播快、缺乏監督，實施欺凌者更加容易獲得被欺凌者的資料信息[4]。 在全球范圍內，青少年是網絡欺凌行為的高發群體，其發生率約為23%～27%[5]。

雖然網絡欺凌所引起的心理后果與傳統欺凌非常相似，但與傳統欺凌相比，網絡欺凌的負面影響更大[6]。 遭受過網絡欺凌的青少年更容易產生社會和情感問題，如感到孤獨和情緒調節等問題[7-8]。 既往研究表明，網絡欺凌對受害者的身體健康和心理適應都有負面影響[9]，遭受網絡欺凌的學生更容易抑郁、焦慮和濫用藥物[10]。 Waasdorp 和Bradshaw 在2015 年所作的研究發現，與遭受傳統欺凌的青少年相比，遭受網絡欺凌的青少年學生更加內向，自尊水平較低[11]。

近年來，盡管已經有很多關于網絡欺凌的研究，但大多數研究都側重于了解青少年人群中網絡欺凌行為的流行現狀[12-13]，探索網絡欺凌與精神或者心理問題之間的直接關系，對于間接關聯的研究還相對較少。本研究將基于安徽省三所高職學校學生遭受網絡欺凌的調研數據，探索社交焦慮在遭受網絡欺凌與自尊水平之間的中介作用，為促進青少年身心健康發展提供科學的理論依據。

1 對象與方法

1.1 調查對象

研究對象從安徽省阜陽、巢湖、安慶3 個城市的高職學校進行選擇。 以班級為單位整群抽取部分大學一年級的學生作為本次調查的研究對象。 本次調查共發放問卷3 638 份，回收有效問卷3 536 份，問卷有效率為97.2%。 其中，男生1 229 人，女生2 307 人，平均年齡(18.71± 1.13)。 調查前均獲得學生及任教老師的口頭知情同意。

1.2 方法

1.2.1 一般人口學特征

一般人口學特征調查內容主要包括年齡、性別、是否是獨生子女、居住地、父母教育背景、與父母的關系、家長約束、家長期望、家庭人均年收入、學習成績等。

1.2.2 遭受網絡欺凌情況

網絡欺凌的調查采用的是2013 版美國青少年危險行為監測問卷[14]中針對網絡欺凌的調查問題：最近12 個月里是否有通過電子郵件、聊天室、論壇、群、網絡聊天工具、微博微信等方式戲弄和恐嚇散播關于你的謠言，并造成對你的傷害。 采取“是或否”兩個答案來調查遭受網絡欺凌的情況。

1.2.3 自尊水平

采用Rosenberg 自尊量表[15]來測量青少年的自尊水平，該量表包括10 個條目，量表的信度和結構效度較高，本研究的內部效度為0.643。 該量表給出了一個自尊總分，范圍從10 ～40 分。 總分小于20 被定義為低自尊水平，20～30 分被定義為正常，大于30 分被定義為高自尊水平[16]。

1.2.4 社交焦慮

采用Liebowitz 社交焦慮量表(LSAS)[17]進行調查，該量表用于測量因害怕他人注視而產生的焦慮癥狀的嚴重程度，包括兩個分量表：社交焦慮和社交回避。 每個分量表由24 個條目組成，按程度分為4 個選項，按0～3 計分，所有項目總和就是社交焦慮的總分(0～144)，總分小于38 被定義為正常，總分大于等于38 被定義為社交焦慮。 本研究的內部效度為0.959。

1.3 統計分析方法

采用EpiData3.1 建立數據庫，SPSS23.0 和AMOS21.0 軟件進行統計學分析。 對遭受網絡欺凌流行情況采用描述性統計，采用c2檢驗分析性別、家庭居住地在遭受網絡欺凌方面有無差異。 采用兩獨立樣本t 檢驗比較社交焦慮、自尊水平在是否遭受網絡欺凌行為上的差異；采用相關分析探討網絡欺凌、社交焦慮、自尊之間的相關性；運用結構方程模型探討社交焦慮在遭受網絡欺凌與自尊之間的中介效應。 以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 調查對象的一般情況

調查對象的一般人口學特征、遭受網絡欺凌和平均使用網絡時間情況如表1 所示。 3 536 名調查對象中，男性1 229 人(34.8%)，女性2 307 人(65.2%)。 154 名研究對象遭受過網絡欺凌，其中，男生83 人(6.75%)，女生71 人(3.08%)，男生遭受網絡欺凌高于女生，差異有統計學意義(χ2=26.010，P＜0.01)；父親教育程度(χ2=11.528，P=0.042)、母子關系(χ2=19.691，P＜0.01)、父子關系(χ2=11.931，P=0.036)、父母親約束(χ2=19.394，P＜0.01)、父母親期望(χ2=18.131，P＜0.01)、學習成績(χ2=14.546，P＜0.01)、周末平均上網時間(Z=-2.467，P=0.014)均在遭受過網絡欺凌組與普通人組之間存在差異，差異有統計學意義。

表1 高職學生的基本特征、遭受網絡欺凌和平均網絡使用情況

2.2 自尊和社交焦慮在網絡欺凌組和普通人組之間的差異

網絡欺凌組和普通人組在自尊和社交焦慮方面的差異如表2 所示。 自尊得分(SES3： Z = 4.009， P＜0.001；SES 總量表：Z = 2.788， P = 0.005)，網絡欺凌組稍高于普通人組；在對社交焦慮的調查中發現，網絡欺凌組的社交焦慮得分高于普通人組(SAD1：Z = 3.858， P＜0.001；SAD2：Z =2.476， P =0.013；SAD3：Z =3.503， P＜0.001；SAD4：Z = 3.300， P = 0.001；SAD 總量表：Z = 3.481， P＜0.001)。

表2 非網絡欺凌組、網絡欺凌組在自尊和社交焦慮方面的差異

注：SES1：自我肯定；SES2：自我和諧；SES3：自我否定；SAD1：社會交往；SAD2：在公共場合講話；SAD3：被他人觀察；SAD4：在公共場合吃飲。

2.3 遭受網絡欺凌、社交焦慮和自尊之間的關系

遭受網絡欺凌與自尊水平之間具有相關性(r=0.047， P＜0.01)；遭受網絡欺凌與社交焦慮之間存在相關性(r=0.066，P＜0.01)；社交焦慮與自尊水平之間也存在相關性(r=0.360，P＜0.01)，且遭受網絡欺凌與社交焦慮各個維度之間均存在相關性，具體如表3 所示。

表3 網絡欺凌與自尊、社交焦慮的關系

2.4 中介效應的測量指標和結構方程模型分析

表4 為顯變量對潛變量的因子負荷，網絡欺凌與社交焦慮(r=0.075， P＜0.01)、自尊(r=0.022， P＜0.01)顯著相關，社交焦慮可預測自尊水平(r=0.065， P＜0.01)。 同時，基于Bootstrapping 方法對社交焦慮在網絡欺凌與自尊之間的中介效應顯著性進行了分析，抽樣數為3 536，置信區間為95%，結果顯示，模型中路徑均有統計學意義(P＜0.05)，其總效應、直接效應、間接效應均有統計學意義(P＜0.01)，表明社交焦慮在網絡欺凌與自尊水平之間起部分中介作用。

表4 測量模型的因素負荷

注：***為P＜0.001

以社交焦慮為中介變量，以自尊水平為因變量，以網絡欺凌為自變量，建立遭受網絡欺凌與自尊之間的中介模型如圖1 所示，。 測量模型初步測試表明，該模型與實際數據吻合較好。 首先通過CFA 檢驗測量模型對數據的可接受擬合程度，如表5 所示，χ2=760.491，P＜0.01，χ2/df=42.249，χ2/df 值較小，CFI=0.940，NFI=0.939，IFI=0.940，EVCI=0.225，表明該模型與實測數據符合較好。 如表4 所示，遭受網絡欺凌指向自尊的標準化路徑系數為0.022(t=2.837， P＜0.01)，社交焦慮指向自尊的標準化路徑系數為0.065 (t=3.388，P＜0.01)。 遭受網絡欺凌對自尊的總影響為0.022(P＜0.01)，遭受網絡欺凌通過社交焦慮對自尊的間接影響為0.0051(P＜0.01)，占總影響的23.18%。

圖1 網絡欺凌，社交焦慮與自尊關系的結構方程模型

表5 模型擬合指數計算結果

3 討論

本研究調查了遭受網絡欺凌、自尊、社交焦慮之間的關系，這是與高職學生可能遭受網絡欺凌有關的關鍵因素。 研究發現，與預期一致的是，網絡欺凌與較低的自尊水平有關。 但是，目前遭受網絡欺凌與自尊方面的研究較少，還沒有關于遭受網絡欺凌與自尊關系中介作用方面的研究。 本研究將自尊和社交焦慮作為潛變量，分析了社交焦慮在遭受網絡欺凌與自尊之間的中介作用。

研究發現，有4.4%的調查對象表示遭受過網絡欺凌，與王文靖[18]等在2017 年的調查結果相接近。 而低于國外的一些研究。 結果顯示，男生較女生更容易遭受網絡欺凌，且周末平均上網時間較長者更容易遭受網絡欺凌，這可能是青春期女生相對男生更加成熟，處理網絡欺凌的方式更加合理，且男生上網時間普遍較女生長[19]導致。 此外，父親教育程度、父母與子女的關系、父母對子女的約束、父母對子女的期望，學習成績均在網絡欺凌組和非網絡欺凌組之間存在差異，父母與子女的關系越好，子女遭受網絡欺凌的可能性就越小[20]，表明家庭環境對高職學生的影響非常大，高職學生遭受網絡欺凌需要學校和家庭的共同關注。

研究發現，遭受網絡欺凌的經歷與自尊水平顯著降低有關，即使在控制了人口學變量之后也是如此，這與ExtremeraNatalio[21]等在2018 年所作的研究結果接近。 而低自尊可能會通過影響學生的整體學業和行為表現，直接影響青少年的身心健康[22]。 因此，教育工作者必須積極預防和應對網絡欺凌的發生，避免降低高職學生自尊的水平。

結構方程模型檢驗的結果顯示，網絡欺凌既可以直接導致高職學生自尊水平降低，也可以通過社交焦慮間接導致低自尊水平。 當遭遇網絡欺凌，青少年沒有合理的解決辦法時，會造成諸多不良后果，如較高的輟學率、違法行為和濫用藥物[23]，在壓力、抑郁和社交焦慮方面的發生也高于那些沒有受到欺凌的學生[24]。已有研究表明，網絡欺凌受害者與更高水平的社交焦慮有關[25]。 本研究發現，女生相對于男生擁有更高水平的社交焦慮，Tillfors 等[26]在2012 年進行的研究中解釋這一性別差異的原因，是由于女孩更多地使用自我保護行為，人際壓力更容易在女孩當中出現。 本研究的結果也發現社交焦慮與自尊密切相關，自尊被認為是一個人一生中自我概念和自我價值信念水平的自我評估，高自尊水平與積極應對方式和高社會支持有關，而低自尊與一系列心理問題有關。 社交焦慮與自尊存在顯著的負相關關系，這意味著自尊水平低的人可能經歷過社交焦慮，這一觀點得到了既往研究[27]的支持。 遭受過網絡欺凌的青少年通常有較高水平的社交焦慮，會使其對社交產生害怕和回避情緒，從而導致青少年的自尊水平降低。

通過結構方程模型的構建給我們提供了解決思路和研究方向，遭受網絡欺凌可能會通過社交焦慮間接影響到學生的自尊水平。 學校、家庭以及社會應就網絡欺凌的正確認識對學生進行宣教，降低網絡欺凌的發生，學校還應多開展一些合理的社交活動，緩解學生的社交焦慮，從而達到提高其自尊水平的目的，促進高職學生身心健康發展。