初中生自尊水平與欺負行為：一個有調節的中介模型

方 芳 崔明然 李藝敏

（1黃河水利職業技術學院，開封 475001；2河南大學心理與行為研究所，開封 475004）

欺負是指強者無故地、反復地傷害弱者的行為，是一種特殊類型的攻擊性行為（Smith＆Thompson，2017），可以分為身體型（例如，打、踢或推被欺負者，偷竊、隱藏或毀壞被欺負者的東西，使被欺負者做他或她不想做的事等）、言語型（例如，辱罵、取笑被欺負者等）和關系型（例如，拒絕和被欺負者說話，散布關于被欺負者的謊言和謠言，使被欺負者感到被冷落等）等類型（Crick＆ Bigbee，1998）。發生在學校的欺負行為會給卷入的學生的生活蒙上陰影（Sharp，Smith，＆Smith，2002）——給他們造成嚴重的、短期或長期的影響，特別是在心理社會調整（例如，復原力）和生活結果（例如，犯罪）方面（Chan＆ Wong，2015），因而一直是全世界的學校都非常關注的問題。研究表明，欺負行為最常發生在初中（Hicks，Jennings，Jennings，Berry，＆ Green，2018）。對初中生欺負行為的影響因素開展研究，可以為相應的干預工作提供必要的理論指導，具有重要的實踐價值。

已有相當多的研究表明，自尊與欺負行為之間有著緊密的聯系。然而，關于二者之間到底是正相關、負相關還是無相關，還存在相當大的爭議（Tsaousis，2016）。有研究者認為，具有社會技能并融入同齡人群體的欺負者經常報告較高的自尊水平（Vaillancourt， McDougall， Hymel， ＆ Sunderani，2010）。 但 是，Cook，Williams，Guerra，Kim 和 Sadek（2010）通過對1970～2010年間發表的1622項有關學齡兒童和青少年欺負行為的預測因子的研究進行元分析卻發現，自我相關認知（定義為自尊和自我效能的混合）對欺負行為具有負向預測效力。在另一項元研究中，Tsaousis（2016）則發現自尊與欺負行為之間的關系很微弱。新近的研究采用縱向結構方程模型檢驗了中學生的自尊與欺負行為之間的關系，結果發現時間1的自尊不能預測時間2的欺負行為，時間1的欺負行為不能預測時間2的自尊（Rose，Slaten，＆ Preast，2017）。 實際上，一直以來，研究者就自尊和攻擊性行為的關系也爭論不休（Teng，Liu，＆ Guo，2015；李文姣，2016；施國春，張麗華，范會勇，2017）。一種普遍被接受的觀點，即低自尊假說（low self-esteem hypothesis），認為是低的自尊水平導致了攻擊性行為的產生 （Trzesniewski et al.，2006）。但是，已有的研究即使發現了低自尊與攻擊性之間存在關聯，這種聯系也很微弱且不穩定（Zeigler-Hill，Enjaian，Holden，＆ Southard，2014）。 與之相對立的另一種觀點，即受威脅的自尊假說（disputed self-esteem hypothesis），認為是高的自尊水平導致攻擊性行為，通過實施攻擊性行為，高自尊者保護自我價值感免遭威脅。不過，研究表明，高自尊者未必一定是高攻擊性的，許多低攻擊者也擁有高的自尊水平（Bushman et al.， 2009）。

既有的關于欺負和攻擊性行為的研究可能都只關注了自尊水平（self-esteem level，即高的自尊水平或低的自尊水平）而沒有充分重視自尊穩定性（selfesteem stability）的作用（Kernis，2005）。 研究者最初對自尊穩定性開展研究時，認為自尊穩定性指自我價值感依據時間和情境的變化所產生的波動程度，包括長期或短期波動。從長期波動來看，自尊的穩定性反映了個體的自尊基線水平的變化——緩慢地、長時間地發生，從短期波動來看，自尊的穩定性反映了直接的、基于情境的自尊的變化幅度（Kernis，1993）。后來，研究者修正了看法，認為自尊穩定性描述了個體在短時間內所經歷的自尊水平的變化（Altmann ＆ Roth，2018； Kernis，2005）。 自尊穩定性的評估通常有兩種方法。第一種是采用量表進行一次施測，從而實現對自尊穩定性的橫斷面的直接評估；第二種通常采用Rosenberg自尊量表進行多次施測，以量表得分的標準差作為指標，進行自尊穩定性的間接評估。后一種方法被認為能對自尊穩定性提供最有效的評估，但它要求被試投入相當多的時間和精力，相比之下，前一種方法要經濟得多（Altmann＆ Roth，2018）。研究表明，自尊穩定性低的個體更易怒 （Kernis，Cornell，Sun，Berry，＆ Harlow，1993），表現出更多的攻擊性行為（高峰強，薛雯雯，韓磊，任躍強，徐潔，2016）。

根據Swann的自我確認理論 （self-verification theory），穩定的自我概念是實現自我確認的基礎，而整體自尊和特殊自我概念似乎都引導著自我確認的過程（張鋒，沈模衛，何亞蕓，2006）。高自尊已被證明是一個由穩定自尊和不穩定自尊組成的異質性結構（Jordan ＆ Zeigler-Hill，2013）。 穩定的高自尊反映了個體對自我的積極態度是現實的，很好錨定的、能抵抗威脅的，不需要不斷從別人那里進行驗證。與此相反，不穩定的高自尊是指個體的自我價值感容易受到挑戰，需要不斷地加以驗證，并依賴于某種程度的自我欺騙。不穩定的高自尊個體全神貫注于保護和增強其脆弱的自我價值感。因此，其自尊會經常處于危險之中，并導致反應性和防御性增強，特別具有攻擊性（Zeigler-Hill et al.，2014）。 研究者認為，基于組織的自尊的穩定性無疑會對基于組織的自尊水平的發揮起到調節作用（尹奎，劉永仁，劉蒙，2014）。已有研究表明，自尊穩定性通過調節自尊水平與攻擊性行為的關系，比自尊水平能更加有效地預測攻擊性行為：不穩定的高自尊個體經常比穩定的高自尊個體有更高的攻擊性水平，自尊水平低者（無論穩定與否）的攻擊性水平與自尊不穩定者的攻擊性水平相似（Zeigler-Hill et al.，2014）。 那么，自尊穩定性、自尊水平與欺負行為之間的關系是怎么樣的？對此問題，研究者還缺乏具體探索。本研究的目的之一是探討自尊穩定性是否在自尊水平與欺負行為之間起調節作用，因此提出假設H1：自尊穩定性在自尊水平對欺負行為的影響中起調節作用。

影響欺負行為產生的另一個因素是社會信息處理中的偏見和缺陷 （Espelage，Hong，Kim，＆ Nan，2018），因此，考察欺負者對待欺負行為的態度就顯得非常重要。社會認知理論認為態度是個體知識結構的反映，會導致社會信息加工過程表現出個體差異，因而，態度是影響攻擊性行為的重要認知機制（Jeon，Lee，＆ Lee，2019）。 個體如果抱持為了達到目的必須使用攻擊手段的態度，則會傾向于對攻擊性行為的后果持有樂觀的期待（Back et al.，2010）。對青少年的攻擊性行為進行干預，可以從轉變其對待攻擊的態度入手 （Eslea＆ Smith，2000；Leihua Van，Frey，＆ Beland，2002）。

研究表明，雖然大多數兒童和青少年對欺負行為持消極的態度并打算支持欺負行為的受害者，然而，只有20%的兒童、青少年按照自己的態度行事。這種差異可能源自于研究者考察態度的方式（Pouwels，Lansu，＆ Cillessen，2017）。雙重態度模型把態度劃分為內隱態度和外顯態度（Wilson，Lindsey，＆ Schooler，2000），前者是指沖動的、自發的、失控的情緒反應和評價，后者是指故意的、反思的、受控的、有意識的自我報告式的評價（Gawronski ＆ Bodenhausen，2006）。已有研究發現，自尊與對待欺負行為的外顯態度能共同預測欺 負行為 （Cook et al.，2010； Gendron，Williams，＆ Guerra，2011），但是，欺負者對待欺負行為的外顯態度（即，外顯欺負態度）容易受到自我服務歸因偏見的影響，故而欺負者不太可能將自己欺負他人的行為定義為欺負行為（Boulton，Trueman，＆ Flemington，2002），所以，對待欺負行為的內隱態度（即，內隱欺負態度）是比外顯欺負態度更重要的欺負行為預測因素（van Goethem，Scholte，＆ Wiers，2010）。 不過，有關欺負行為的內隱態度的研究還很匱乏（Munnelly，Farrell，O’Connor，＆ McHugh，2017）， 目前還不清楚在自尊水平、自尊穩定性與欺負行為之間，內隱欺負態度發揮怎樣的作用。因此，本研究的目的之二是對此加以探究。鑒于有研究發現對待社交網站的態度在自尊水平與行為意向之間起中介作用（Gangadharbatla，2008），提出假設 H2：內隱欺負態度在自尊水平對欺負行為的影響中起中介作用，并且這一中介作用受到自尊穩定性的調節。具體的研究假設模型見圖1。

1 對象和方法

1.1 對象

采用方便取樣的原則，選取383名河南省的初中生進行施測，獲得有效問卷213份，有效應答率為55.61%。被試的平均年齡為14.93±0.12歲。其中，男生109人，女生104人；初一93人，初二72人，初三48人。

1.2 工具

1.2.1 權變性自尊量表

采用權變性自尊量表 （contingent self-esteem scale，SECS）中文版（楊曉慧，2011）對自尊穩定性進行測量。SECS中文版考察自尊受競爭標準、事件結果、他人評價等各類外力影響的程度，共15個條目，采用Likert5點記分（從“l非常不符合”到“5非常符合”），得分越高表示自尊穩定性越低，意味著自尊更可能被干擾。該中文版具有較好的心理測量學特征（Chen， Ye， ＆ Zhou， 2013）。 在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.81。

1.2.2 Rosenberg自尊量表

采用Rosenberg自尊量表中文版（汪向東，王希林，馬弘，1999）測量自尊水平。該量表由10個條目組成，采用Likert4點記分（從“l非常不符合”到“4非常符合”），得分越高則表示自尊水平越高。在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.87。

1.2.3 內隱欺負態度的IAT測驗

根據 Greenwald、Nosek 和 Banaji（2003）的經典IAT實驗范式編寫IAT程序，利用E-prime2.0施測。其中的相容任務是欺負行為+積極屬性詞，不相容任務是被欺負行為+消極屬性詞。“欺負行為”目標概念是 “打同學”“罵同學”“威脅同學”“給同學起外號”，“被欺負行為”目標概念是“挨同學打”“挨同學罵”“遭同學威脅”“被同學起外號”，“積極屬性”概念是“聰穎”，“消極屬性”概念是“愚笨”。IAT任務為單因素兩水平（相容vs.不相容）的被試內設計，因變量為正確率和反應時。

1.2.4 兒童欺負問卷（初中版）

采用張文新和武建芬（1999）修訂的兒童欺負問卷（初中版）的欺負分量表測量初中生的欺負行為。由7個條目構成，采用Likert5點計分方式，從“完全沒有”計1分、“半年內1～2次”計2分、“每月2～3次”計3分、“每周一次”計4分到“每周數次”計5分。得分越高，表明欺負行為越嚴重。在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.87。

1.3 程序

主試是經過嚴格培訓的心理學專業的研究生。以班級為單位在學校機房進行施測。一半被試先進行問卷施測，之后進行內隱欺負態度的IAT測驗。另一半被試則相反。IAT任務流程如下：（1）收集相容任務練習階段、相容任務測驗階段、不相容任務練習階段、不相容任務測驗階段的所有數據；（2）刪除反應時超過10000ms的判斷和反應時少于300ms的判斷次數超過20%的被試；（3）分別計算相容任務練習階段、相容任務測驗階段、不相容任務練習階段、不相容任務測驗階段中被試正確判斷的反應時均值；（4）計算相容任務練習階段、不相容任務練習階段反應時的標準差及相容任務測驗階段、不相容任務測驗階段反應時的標準差；（5）將第三步中所得的反應時均值加上600ms替換錯誤判斷的反應時；（6）分別計算相容任務練習階段、相容任務測驗階段、不相容任務練習階段、不相容任務測驗階段中反應時的均值；（7）計算相容任務練習階段、不相容任務練習階段反應時的均值之差及相容任務測驗階段、不相容任務測驗階段反應時的均值之差；（8）將第七步所得的反應時均值之差除以第四步所得的各自的標準差，得到兩個D值，即D＝不相容和相容階段反應時均值之差／標準差；（9）計算兩個D值的均值，得到內隱欺負態度的指標（Greenwald，Nosek，＆Banaji，2003）。

1.4 統計處理

參照 Greenwald et al.（2003）的方法，對 IAT 實驗數據進行處理，獲得被試的內隱欺負態度分數。采用 SPSS21.0 以及 PROCESS 程序（Hayes，2017）進行其他數據處理和分析。

2 結果

2.1 主要研究變量的描述統計與相關分析

自尊水平、自尊穩定性、內隱欺負態度和欺負行為的描述統計和相關分析的結果如表1所示。由表1可知，自尊水平、自尊穩定性、內隱欺負態度和欺負行為之間的兩兩相關均達到統計顯著水平。

表1 主要研究變量的描述性統計和相關分析（n＝213）

2.2 自尊與欺負行為的關系：有調節的中介模型檢驗

按照 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）提出的中介分析程序，使用Hayes（2017）提出的有調節的中介分析模型（模型8）進行偏差矯正的百分位Bootstrap法中介效應檢驗。其中，自變量為自尊水平，因變量為欺負行為，中介變量為內隱欺負態度，調節變量為自尊穩定性。

首先，對內隱欺負態度的中介效應進行檢驗，結果見表2。由表2可知，自尊水平對欺負行為的直接預測作用顯著（β＝0.20，t＝2.94，p＜0.01）。 當加入中介變量（內隱欺負態度）后，該直接作用依然顯著（β＝0.16，t＝2.18，p＜0.05）。 同時，中介變量（內隱欺負態度）對欺負行為的預測作用顯著（β＝0.51，t＝8.75，p＜0.001）；自尊水平對入中介變量（內隱欺負態度）的預測作用也顯著（β＝0.17，t＝2.02，p＜0.05）。 另外，中介變量（內隱欺負態度）的中介效應為0.09，其95%Bootstrap 置信區間為（0.00，0.19），不包含 0。 因此，內隱欺負態度在自尊水平對欺負行為的影響中起中介作用。

表2 內隱欺負態度的中介效應檢驗（n＝213）

其次，對自尊穩定性的調節效應進行檢驗，結果見表3。從表3可以看出，將自尊穩定性放入模型后，自尊水平與自尊穩定性的乘積項對中介變量（內隱欺負態度） 的預測作用顯著 （β＝0.16，t＝2.20，p＜0.05），對欺負行為的預測作用達到顯著水平 （β＝0.15，t＝3.31，p＜0.001），中介變量（內隱欺負態度）對欺負行為的預測作用達到顯著水平（β＝0.20，t＝4.65，p＜0.001）。因此，自尊穩定性不僅在自尊水平與欺負行為之間起調節作用，而且在內隱欺負態度中介自尊水平與欺負行為關系的前半段發揮調節作用，即自尊水平、自尊穩定性、內隱欺負態度、欺負行為之間構成有調節的中介模型。

進一步地，按照均值加減一個標準差，區分出低（M-1SD）、中（M）、高（M+1SD）三種自尊穩定性程度，分析在不同自尊穩定性水平上自尊水平對欺負行為的影響以及中介變量（內隱欺負態度）在二者之間的中介效應。結果表明，對于自尊穩定性水平較低（M+1SD）的被試來說，自尊水平對欺負行為具有顯著的預測作用 （Effect＝0.23，t＝3.49，p＜0.001），其95%Bootstrap 置信區間為（0.10，0.36），中介變量（內隱欺負態度）在二者之間的中介效應顯著 （Effect＝0.05，Boot SE＝0.02）， 其 95%Bootstrap 置信區間為（0.02，0.10）；對于自尊穩定性水平較高（M-1SD）的被試來說，自尊水平對欺負行為的預測作用不顯著（Effect＝-0.08，t＝-1.09，p＞0.05），其 95%Bootstrap 置信區間為（-0.21，0.06），中介變量（內隱欺負態度）在二者之間的中介效應不顯著 （Effect＝-0.01，Boot SE＝0.02），其 95%Bootstrap 置信區間為（-0.06，0.03）。因此，隨著個體自尊穩定性水平的提高，自尊水平對欺負行為的預測作用呈逐漸減弱趨勢，且內隱欺負態度在自尊水平與欺負行為關系中的中介效應也呈下降趨勢。

3 討論

研究者針對自尊在欺負行為中的作用開展了大量的研究，但是這些研究大都是圍繞著自尊水平展開的。基于自尊穩定性理論、雙重態度模型及以往的研究，本研究構建了一個有調節的中介模型，明確了自尊水平通過什么（內隱欺負態度的中介作用）影響初中生欺負行為，同時也回答了自尊水平在什么條件下（自尊穩定性的調節作用）對初中生欺負行為的影響更大。本研究提出的兩個假設全部得到了證實，研究結果對于厘清自尊與欺負行為的關系具有一定的理論意義，對于初中生心理健康教育具有重要的現實意義。

3.1 內隱欺負態度的中介作用

受威脅的自尊假說認為高自尊導致攻擊性行為。但是，低自尊假說提出了不同的觀點，認為是低自尊導致了攻擊性行為的產生。本研究發現，自尊水平高的初中生的欺負行為發生的頻率也高，從而支持了受威脅的自尊假說。

但是，自尊不僅能影響外部表現（即行為），也會影響個體的內部世界 （即思想和態度）（Cameron＆Granger，2019）。以往，研究者通常只關注外顯欺負態度（采用Likert式量表進行評估）及其與欺負行為的關系。然而，這些研究表明，外顯欺負態度對欺負行為只有微弱到中等的預測效力（Stevens，Van Oost，＆ De Bourdeaudhuij，2000）。 從心理測量學角度看，這可能是因為外顯欺負態度受到諸如社會稱許性等因素的影響，所以并不總是與欺負行為相符合，導致初中生雖然在問卷法中報告的外顯欺負態度是消極的，但仍表現出欺負行為。已有研究表明，對暴力的外顯態度會受到社會期望的影響 （Jeon et al.，2019）。內隱欺負態度是解釋欺負行為的有效指標（van Goethem et al.，2010）。 內隱社會認知理論認為內隱欺負態度是對欺負行為的沖動的、不受控制的、潛意識的認知，包括對欺負行為的態度或對欺負者的態度，可以使用間接測量方法（例如，內隱聯想測驗）來評估。盡管對欺負行為的外顯態度是明確反對的，但個體對欺負行為的內隱態度卻可能是積極的并導致其表現出欺負行為。因此，本研究構建了內隱欺負態度在自尊水平與初中生欺負行為之間的中介作用模型。結果發現，自尊水平高的初中生更容易產生內隱欺負態度，從而提高其欺負行為發生的頻率。這一結果提示了自尊水平影響欺負行為的中介機制，從而初步豐富了受威脅的自尊假說。

3.2 自尊穩定性的調節作用

已有研究表明，自尊穩定性通過調節自尊水平與攻擊性行為的關系，比自尊水平能更加有效地預測攻擊性行為（Zeigler-Hill et al.，2014）。 但是，尚缺少關于自尊穩定性如何在自尊水平影響欺負行為時發揮作用的探討，本研究為這一領域提供了新的證據。本研究發現自尊的水平與穩定性的組合直接影響欺負行為，因而豐富了Zeigler-Hill等（2014）的研究發現。進一步地，從自尊穩定性理論出發，本研究還發現自尊水平通過內隱欺負態度影響欺負行為的中介過程受到自尊穩定性的調節作用。具體而言，當自尊穩定性低時，自尊水平高的初中生比自尊水平低的初中生更加表現出內隱欺負態度，進而表現出更高的欺負行為發生頻率。這些結果都表明了初中生自尊穩定性與自尊水平一起比單獨的自尊水平能更加有效地預測欺負行為，從而支持了自尊穩定性理論。

自尊穩定性理論認為不穩定的高自尊個體的憤怒和敵意傾向最高而穩定的高自尊個體的憤怒和敵意傾向最低，表明與具有穩定自尊的個體相比，具有不穩定自尊的個體可能對評價性事件反應更強烈，然而，反應的性質以及反應的類型也可能取決于個體的自尊水平。不穩定的高自尊個體的自我更脆弱、更易受傷害，對積極和消極的評價事件更敏感，在面對積極的和消極的自我相關事件時會產生更大的反應；具有穩定的高自尊個體擁有非常安全的積極的自我，因此，他們對積極或消極的自我相關事件沒有非常積極的反應。在高自尊的個體中，不穩定的自尊與敵意和憤怒的更大傾向關聯（Kernis，2013）。這對于解釋自尊水平與攻擊性行為之間關系的不一致發現特別具有啟發性，表明充分理解自尊在心理功能中的作用需要同時考慮自尊的穩定性和自尊水平的作用（Kernis，Lakey，＆ Heppner，2008）。

總體看來，本研究結果為理解初中生的欺負行為提供了一個新視角，也為初中生欺負行為的干預實踐提供可能的方法：（1）改變解釋風格。高自尊水平、低自尊穩定性的個體更傾向于將負面經驗歸因于外部原因 （Kernis，1993），從而表現出偏執思維（Thewissen et al.，2007），因此，可以對其開展解釋風格的訓練；（2）改變內隱欺負態度。最近，有研究者探索了對少年犯群體看待暴力的積極內隱態度進行矯治的可行性（Jeon et al.，2019），結果表明評價性條件作用（evaluative conditioning）可用于改變少年犯的內隱暴力支持態度。評價性條件作用是指伴隨條件刺激和無條件刺激的不斷配對出現，無條件刺激把自己的效價傳遞給了條件刺激（張予賀，金艷，鄭希付，閆柯，周晌昀，2014）。因此，可以嘗試利用評價性條件作用改變內隱欺負態度。

3.3 不足與未來研究方向

本研究從內隱欺負態度的角度探索了初中生對欺負的態度和他們表現出的欺負行為不一致的原因，研究結果有助于理論研究者和心理健康教育工作者從自尊的水平、自尊穩定性和對欺負行為的內隱態度出發，開展初中生欺負行為的干預研究和實踐。但是，本研究并未將欺負者的內隱欺負態度具體指向特定的被欺負者，這也是常被研究者忽視的一個問題（Lansu，2018），未來可以就此展開研究。

4 結論

第一，初中生的自尊水平影響欺負行為，內隱欺負態度在其中起部分中介作用。

第二，初中生的自尊穩定性在自尊水平影響欺負行為的直接路徑上的調節效應顯著，并且對中介模型的前半段也發揮調節作用。

第三，隨著個體自尊穩定性的提高，自尊水平對欺負行為的預測作用呈逐漸減弱趨勢，且內隱欺負態度在自尊水平與欺負行為關系中的中介效應也呈下降趨勢。