受欺負與青少年外化問題關系的“健康環境悖論”：敵意性歸因的中介作用*

劉曉薇 潘 斌 陳 亮 李騰飛 紀林芹 張文新

(山東師范大學兒童青少年發展研究院，山東師范大學心理學院，濟南 250014)

1 問題提出

受欺負是指個體受到力量較強同伴故意傷害的經歷，常常具有重復發生性(Olweus，1993)。全世界范圍內，約32%的兒童青少年會遭受他人的欺負(UNESCO，2019)；我國約1.5%～13.4%的兒童青少年會遭受同伴欺負(Zhang et al.，2016)。遭受同伴欺負會導致兒童青少年出現一系列心理社會適應問題，包括焦慮、抑郁等內化問題(Brendgen et al.，2013；Perren et al.，2013)以及攻擊、違紀等外化問題(Casper & Card，2017；Sullivan et al.，2006)。然而，并非所有受欺負個體都會產生同等程度的適應問題，個體所處的生態環境可能會影響個體受欺負經歷與適應問題的聯系(Bellmore et al.，2004；Huitsing et al.，2012)。近年來，越來越多的研究發現，在欺負、受欺負水平較低的環境中，受欺負的個體有更多適應問題，研究者將這一現象命名為“健康環境悖論” (Healthy context paradox) (Salmivalli，2018)。然而，在探討“健康環境悖論”這一現象時，研究者主要關注了班級環境在個體受欺負經歷與焦慮、抑郁、軀體化癥狀等內化問題關系間的調節作用(Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)，而忽視了外化問題這一重要的適應指標。更為重要的是，迄今為止，研究者對于健康環境影響個體受欺負經歷與外化問題關系的發生機制所知甚少。鑒于此，本研究以5 年級至8 年級的青少年為研究對象，檢驗班級環境(班級平均受欺負水平)在個體受欺負經歷與外化問題間的調節作用，并探討調節作用的發生機制。

1.1 健康環境悖論

班級是兒童青少年學習和活動的重要場所，班級成員長期處于同一班級中，有較多互動(曾欣然等，2019)，并且受欺負的發生和持續會受到班級中同伴群體互動的影響(Salmivalli，2010)，因此班級環境會對受欺負個體的心理社會適應產生重要影響。通常來說，欺負、受欺負水平較低的班級被認為是一種健康、積極的環境，有利于兒童青少年的成長和發展。但是，現實卻與此不完全一致，大量實證研究發現，在“健康”的環境(如，平均欺負、受欺負水平較低的班級，成功開展校園欺凌干預項目的班級或學校)中，受欺負者反而會產生更多適應問題(如，Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)。這一現象可能是個體與環境不匹配(misfit)造成的(Garandeau & Salmivalli，2019)。具體來說，在受欺負事件的發生率相對較低的環境中，個體遭受欺負的經歷是一種非“常態化”現象，與班級環境中受欺負發生率較低的現狀格格不入，因此受欺負的個體往往不被同伴接納，甚至會遭到同伴拒絕，出現一系列心理社會適應問題(Bellmore et al.，2004；Sentse et al.，2007)。

作為“健康環境悖論”的證據，以往研究表明健康環境能增強受欺負與內化問題的關系。Bellmore等人(2004)以77 個班級的6 年級學生為被試發現，在班級平均攻擊和受欺負水平較低的班級中，個體受欺負的經歷與焦慮情緒的關聯更強；Gini 等人(2020)以6～10 年級學生為被試發現，在受欺負水平較低的班級中，受欺負的兒童青少年更可能報告軀體化問題。近期的縱向研究也發現，在成功實施反欺負項目的學校和欺負發生率下降的學校中，持續受欺負的學生會報告更多抑郁癥狀與更低的自尊(Garandeau et al.，2018；Huitsing et al.，2019)。盡管已有研究考察了健康環境在個體受欺負經歷與焦慮、抑郁等內化問題關系間的調節作用，但是很少有研究關注“健康環境悖論”在個體受欺負經歷與攻擊、違紀等外化問題關系中的適用性。

1.2 受欺負與外化問題關系的“健康環境悖論”

外化問題是指向外部環境或他人的破壞性行為，包括攻擊行為和違紀行為(Achenbach，1985)。它會對兒童青少年當前及未來發展產生巨大危害，甚至影響個體成年期的身心健康，導致違法犯罪等適應問題(Broidy et al.，2003；Odgers et al.，2008)。童年晚期至青少年早期是外化問題發展的重要時期(Moffitt，1993)，這一時期外化問題的發生率和嚴重程度均顯著增加(Petersen et al.，2015)，后期起始的外化問題開始出現(Odgers et al.，2008)。兒童青少年的受欺負經歷是外化問題的預測因素之一(元分析見Casper & Card，2017；Reijntjes et al.，2011)。遭受欺負后，個體可能會通過表現出一系列外化問題行為，減少受欺負所帶來的不安、生氣等消極情緒(Kochenderfer-Ladd，2004；Sullivan et al.，2006)。此外，受欺負還會使個體與主流同伴群體疏離，喪失學習社交技能的機會，結交更多越軌同伴，從而導致受欺負的個體習得更多外化問題(Rudolph et al.，2014)。與此相一致，Sullivan 等人(2006)的橫斷研究發現受身體欺負、受關系欺負與攻擊、違紀、煙酒使用等外化問題存在正相關；Gregson 等人(2014)使用縱向研究設計亦發現，在控制了五年級的外化問題后，自我報告的受欺負依然可以顯著預測六年級時母親報告和教師報告的外化問題的增加。

受欺負與外化問題間可能同樣存在“健康環境悖論”。由于班級環境與個體經歷的不匹配會導致個體出現一系列適應問題，健康環境中的受欺負個體也可能表現出更多外化問題行為。以往研究中，僅有兩篇文獻為受欺負和外化問題的“健康環境悖論”提供了證據。采用每日報告設計，Nishina 和Juvonen (2005)以六年級學生為被試發現，個體在日常生活中目睹較多欺負事件能緩沖自身受欺負經歷所引發的憤怒情緒。雷靂等人(2004)調查了初一到初三82 個班級的4654 名學生，發現在平均攻擊水平較高的班級中，攻擊行為與受欺負的正向聯系較弱；而在平均攻擊水平較低的班級中，攻擊行為與受欺負的正向聯系較強。

本研究選擇班級平均受欺負水平作為健康環境的指標(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，考察其在個體受欺負經歷與外化問題間的調節作用。班級平均受欺負水平是指班內所有學生受欺負水平的平均值。盡管Nishina 和Juvonen (2005)以及雷靂等人(2004)的研究為受欺負與外化問題的“健康環境悖論”現象提供了支持，但二者均未直接測量班級平均受欺負水平。由于受欺負者的適應問題可能是由班級受欺負狀況與個體受欺負狀況之間的不匹配所導致的，因而相比其他指標(如班級中的攻擊水平、目睹他人受欺負)，班級平均受欺負水平與受欺負個體的適應更加相關。因此，有必要進一步探討班級平均受欺負水平在受欺負與外化問題間的調節作用。

1.3 敵意性歸因在“健康環境悖論”中的中介作用

根據社會信息加工理論(social information processing，SIP)，社會信息加工過程中的缺陷，如敵意性線索注意偏向、敵意性歸因傾向，是受欺負經歷導致外化問題行為的發生機制(Crick & Dodge，1994；Dodge et al.，2006)。敵意性歸因是一種偏差性的歸因方式，指在面對他人模棱兩可的行為時，對他人的行為意圖給予更多敵意性解釋的傾向(Verhoef et al.，2019；張潔 等，2020)。受欺負經歷易使個體對他人產生敵意性認識(紀林芹 等，2012)，在編碼社會信息線索時更傾向于注意敵意性線索，在解釋社會信息線索中產生更多敵意性歸因傾向(Guy et al.，2017；van Reemst et al.，2016)。這些偏差性的認知方式會導致個體表現出更多攻擊等外化問題行為(Smeijers et al.，2019；Verhoef et al.，2019)。因此，敵意性歸因會在個體受欺負經歷與外化問題的聯系中起中介作用。已有研究為此提供了實證證據：橫斷研究發現，敵意性歸因在受欺負與身體攻擊、關系攻擊之間起中介作用(Hoglund & Leadbeater，2007；Yeung & Leadbeater，2007)；一項三年的縱向研究設計同樣發現，5 年級時兒童的受欺負經歷會使其在6 年級時產生更多敵意性歸因，從而導致他們7 年級時出現更多外化問題(Perren et al.，2013)。

此外，受欺負個體對他人的意圖判斷還會受其所處同伴群體和班級環境的影響。根據社會比較理論(Wood，1989)，遭受同伴欺負后，個體會通過與其他同伴進行比較，尋求關于受欺負事件的解釋(Schacter & Juvonen，2015；Visconti et al.，2013)。在平均受欺負水平較低的班級中，大多數兒童不會受到其他同學的欺負，在此背景下，少數遭受欺負的學生會傾向于認為自己被其他同伴故意針對(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，因而更有可能認為其他同伴的行為是對自己有敵意的，長此以往，他們會形成敵意性歸因的認知傾向。相反，在平均受欺負水平較高的班級中，受欺負的個體會意識到受欺負是一件普遍的事情，自己并不是唯一受欺負的學生(Brendgen et al.，2013)，這可能會緩解受欺負引發的敵意性歸因。盡管已有研究未直接考察班級環境對受欺負與敵意性歸因關系的影響，但綜合社會信息加工理論和關于受欺負個體歸因方式的研究，我們推斷，健康環境可能會使受欺負個體更加傾向于進行敵意性歸因，進而導致其表現出更多外化問題。

1.4 小結

以往研究發現，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體的適應更差，但已有研究尚未考察班級平均受欺負水平對受欺負個體外化問題的影響及其作用機制。本研究采用5～8 年級兒童青少年作為被試，探討班級平均受欺負水平在個體受欺負經歷與外化問題關系中的調節作用，并檢驗敵意性歸因是否中介班級平均受欺負水平對個體受欺負水平與外化問題的調節作用。綜合已有理論和相關實證研究的結果，本研究假設：(1)班級平均受欺負水平能調節個體受欺負經歷和外化問題之間的關系，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體可能表現出更多外化問題；(2)在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負經歷會增加個體的敵意性歸因，使他們表現出更多外化問題行為(如圖1 所示)。為保證研究結果的可靠性，我們控制了可能會影響受欺負與外化問題關系的變量。由于相對于女生，男生表現出更多外化問題(Sullivan et al.，2006)，因此在個體水平上我們控制了性別的作用。由于父母較高的受教育水平與兒童外化問題間可能存在負向關聯(Karriker-Jaffe et al.，2020)，因此本研究控制了父母受教育水平對外化問題的預測效應。另外，受欺負和適應之間的關系可能會受到年級、班級規模的影響(Saarento et al.，2015；Vaillancourt et al.，2013)，因此在班級水平上，我們控制了年級、班級規模的效應。

圖1 班級平均受欺負水平會影響受欺負個體外化問題的作用機制

2 方法

2.1 被試

使用整群取樣，選取山東省濟南市和泰安市5所學校的47 個班級的中小學學生為被試，每班人數18～50 人不等。本研究共獲有效的自我報告問卷1764 份，其中男生956 人(54.2%)，女生808 人(45.8%)。測查范圍為 5～8 年級，分別為 470 人(26.6%)、400 人(22.7%)、472 人(26.8%)與422 人(23.9%)，平均年齡14.46 ± 1.21 歲。樣本中，父親受教育水平在本科及本科以上者占40.3%，本科以下且高中以上者(含高中畢業生)占44.0%，高中以下者占12.3%；母親受教育水平在本科及本科以上者占28.5%，本科以下且高中以上者(含高中畢業生)占49.2%，高中以下者占14.5%。

2.2 研究變量

2.2.1 外化問題

使用Achenbach 和Rescorla (2001)編制修訂的兒童行為核查表青少年自我報告版(Child Behavior Checklist-Youth Self-Report，CBCL-YSR)中文版測查青少年外化問題行為。量表包含攻擊行為和違紀行為兩個維度，共32 題。其中，攻擊行為分量表包含17 個題項(如，“我在家里不聽話”)。違紀行為分量表包含15 個題項(如，“我做錯了事以后不感到內疚”)。量表采用3 點計分，分別是“0=不符合”、“1=有點符合”和“2=完全符合”，平均得分越高表明被試外化問題越多。該量表在中國青少年中應用廣泛(Chen et al.，2015)。本研究中，該量表結構效度較 好，χ/

df

=3.49，CFI=0.901，TLI=0.893，RMSEA=0.039，SRMR=0.098，Cronbach’s α 系數為0.86。

2.2.2 個體受欺負經歷

本研究使用張文新和武建芬(1999)修訂的Olweus 欺負受欺負量表(Olweus Bullying Victimization Questionnaire)中文版中的受欺負問卷來評估被試本學期在學校中的受欺負狀況。在問卷施測前，首先由主試說明欺負的定義，強調欺負的故意傷害性、力量不平衡性和重復發生性，并要求被試根據題目要求評估自身受到身體欺負(如，“某些同學打、踢、推、撞或者威脅我”)、言語欺負(如，“別人給我起難聽的外號罵我，或者取笑和諷刺我”)與間接欺負(如，“其他同學故意不讓我參加某些活動，把我排斥在他們的朋友之外，或者讓他(們)的朋友完全不理睬我”)的情況。量表共6 個項目，采用5 點計分。要求被試從“0=本學期沒有發生過”到“4=一周好幾次”之間做出選擇，平均得分越高表明被試受欺負越頻繁。該量表適用于中國青少年，且具有良好的信效度(Zhou et al.，2017)。本研究中，驗證性因素分析發現，該量表模型擬合較好，χ/

df

=3.103，CFI=0.996，TLI=0.989，RMSEA=0.035，SRMR=0.011，Cronbach’s α 系數為0.81。

2.2.3 班級平均受欺負水平

參考已有研究(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，將班級內所有學生受欺負量表得分的平均數作為班級受欺負水平的指標。

2.2.4 敵意性歸因

使用張潔等(2020)修訂的關于模糊沖突情景的潛在歸因評估量表(Assessment of Intent Attributions for Ambiguous Provocation Situations) (Nelson et al.，2008)。該量表包含12 種情景，要求被試判斷情景中的人物是否做出了惡意的行為(0=沒有惡意的，1=懷有惡意的)。量表包括工具性激惹情景和關系性激惹情景兩個維度，平均分數越高表示敵意性歸因水平越高。本研究中，該量表結構效度良好，χ/

df

=4.552，CFI=0.956，TLI=0.946，RMSEA=0.046，SRMR=0.030，Cronbach’s α 系數為0.84。

2.2.5 控制變量

個體水平變量，包括學校、年級、班級、性別等信息，均由自我報告；此外，父母受教育水平由父母報告。班級水平上的控制變量班級規模以每個施測班級的人數作為指標。

2.3 研究程序

本研究使用問卷收集數據。施測前，由受過培訓的班主任將知情同意書發放給學生，由學生帶回家后，請家長簽署知情同意書并回收。學生作答問卷時，由發展與教育心理學專業的研究生及教師擔任主試，在班級中進行集體作答。在學生開始回答問卷前，先由主試朗讀包括欺負的定義在內的指導語，以確保被試正確理解題目，施測完成后統一回收問卷，測查過程中班主任及其他教師均不在場。

2.4 數據處理

研究使用SPSS 25.0 與Mplus 8.0 處理數據。考慮到數據的嵌套性質，本研究采用多層結構方程模型進行數據分析。第一步，建立零模型，計算敵意性歸因與外化問題的跨層相關(Intraclass Correlation，ICC)；第二步，在模型中加入性別、父母受教育水平、個體受欺負經歷建立個體水平模型(M1)，考察個體水平變量對外化問題的預測作用；第三步，加入年級、班級規模和班級平均受欺負水平，建立班級水平模型(M2)，考察班級水平變量對外化問題的主效應及其在個體受欺負經歷和外化問題關系中的調節作用；第四步，在模型中加入敵意性歸因作為中介變量，建立有中介的調節模型(M3)，考察敵意性歸因能否中介班級平均受欺負水平對個體受欺負經歷和外化問題關系的調節作用。模型中，對性別和年級進行了虛擬編碼(男=0，女=1；5、6 年級=0，7、8 年級=1)，并參考已有研究(曹叢 等，2016)，將父母受教育水平依照從低到高賦值(將“小學或小學以下”、“初中(含初中未畢業)”、“高中或中專(含高中未畢業)”、“大專(含夜大、電大)”、“大學本科”、“研究生(碩士或博士)”依次賦值1～6)。個體受欺負水平與父母受教育水平進行組平均中心化，班級受欺負水平與班級規模進行總平均中心化。為了減小數據偏態對模型估計的影響，采用穩健最大似然估計進行估計(Maximum Likelihood Estimation with Robust Standard Errors，MLR) (Muthén & Muthén，2012)。

在本研究中，個體受欺負水平缺失數據占1.93%，敵意性歸因占3.46%，自我報告的外化問題占3.23%。考慮到缺失值的影響，研究采用Little的MCAR (Missing Completely at Random)檢驗，發現數據為隨機缺失，χ(8)=9.92，

p

=0.27。采用獨立樣本

t

檢驗發現，存在缺失數據和沒有缺失數據的被試在受欺負、敵意性歸因及外化問題上無顯著差異，|

t

| < 1.68，

p

> 0.097，|

d

| < 0.15。為了減少缺失數據對模型估計的影響，本研究使用 EM 算法(Expectation Maximization Algorithm)插補缺失值。另外，由于本研究的數據均為自我報告，因此采用Harman 單因子法對自我報告變量進行共同方法偏差檢驗(Podsakoff et al.，2003)，發現特征值大于1的因子共4 個，第一因子的變異解釋率為21.00%，小于40%的臨界標準，因此不存在顯著共同方法偏差。

3 結果

3.1 初步分析

各變量平均數、標準差及相關系數見表1。在個體水平上，相比男生，女生受欺負較少，

t

(1754.36)=4.29，

p

< 0.001，

d

=0.20；外化問題較少，

t

(1736.39)=2.86，

p

=0.004，

d

=0.14。個體受欺負水平、敵意性歸因、外化問題有顯著正相關(見表1)。對于班級水平變量，相比小學，初中年級的個體受欺負水平較低，

t

(1707.48)=2.66，

p

=0.008，

d

=0.13。

3.2 多水平結構方程模型

3.2.1 零模型(The null model)

敵意性歸因與外化問題的ICC 分別為0.030 和0.038，這意味著中介變量和結果變量分別有3.0%、3.8%的班級水平變異。此外，根據Peugh (2010)的建議，當樣本的設計效應(design effect)大于2 時，需要采用多水平模型進行數據分析，以避免統計偏差。由ICC 和群組樣本量計算得到，敵意性歸因與外化問題的設計效應分別是2.10 和2.39。因此，考慮到本研究的研究問題、數據的嵌套性質以及數據設計效應大于2，本研究適合使用多水平模型進行數據分析(Julian，2001；Peugh，2010；Selig et al.，2008)。

3.2.2 個體水平模型

首先，在零模型中加入變量性別、父母受教育水平、個體受欺負經歷，考察個體水平的變量對外化問題的預測作用，建立個體水平模型M1。結果顯示，控制了性別及父母受教育水平后，個體受欺負水平與外化問題存在顯著正向關聯(

b

=0.081，

SE

=0.015，

p

< 0.001)，個體水平的變量解釋了11.07%的外化問題個體水平的變異。接下來，建立隨機斜率模型，即允許個體受欺負經歷?外化問題斜率隨機估計。結果發現，受欺負和外化問題的關系存在顯著的班級間差異(

Var

=0.007，

p

=0.002)。

3.2.3 班級水平模型

為考察班級平均受欺負水平在受欺負與外化問題間的調節效應，在個體水平模型的基礎上，加入班級平均受欺負水平等班級水平變量作為調節變量，構建模型M2。如表2 中M2 所示，班級受欺負水平對外化問題的預測作用不顯著(

b

=0.094，

SE

=0.056，

p

=

0.094)，班級平均受欺負水平和個體受欺負水平的交互項顯著預測外化問題(

b

=–0.263，

SE

=0.110，

p

=0.017)。班級水平的變量解釋了外化問題21.91%的班級水平的變異，解釋了個體受欺負經歷?外化問題的斜率 43.38%的變異。根據Aiken 和West (1991)的建議，分別考察班級平均受欺負水平平均數 ± 1 個標準差時，個體受欺負經歷與外化問題的關系。如圖2 所示，簡單斜率分析發現，在平均受欺負水平較高的班級中，受欺負與外化問題的關系相對較弱(

b

=0.035，

SE

=0.013，

p

=0.005)；但平均受欺負水平較低的班級中，個體受欺負經歷與外化問題的關系更強(

b

=0.101，

SE

=0.025，

p

< 0.001)。進一步比較發現，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負者與外化問題的斜率顯著大于平均受欺負水平較高的班級中二者的斜率(

b

=0.066，

SE

=0.027，

p

=0.017)。這些結果表明，班級平均受欺負水平緩沖了個體受欺負水平與外化問題的正向關聯，支持了“健康環境悖論”的假設。

表1 個體水平與班級水平變量的平均數、標準差與相關系數

表2 多水平結構方程模型

圖2 班級平均受欺負水平調節受欺負與外化問題的關系

3.2.4 有中介的調節模型

為檢驗班級平均受欺負水平影響受欺負與外化問題的作用機制，在模型中加入敵意性歸因，構建有中介的調節模型M3。若班級平均受欺負水平與個體受欺負經歷對敵意性歸因的交互項和敵意性歸因對外化問題的系數乘積顯著，且95%置信區間中不包含0，則表示有中介的調節模型成立。如表2 中M3 所示，班級平均受欺負水平顯著負向預測個體受欺負經歷與敵意性歸因的關系(

b

=–0.470，

SE

=0.107，

p

< 0.001)。如圖3 所示，簡單斜率分析發現，在平均受欺負水平較高的班級中，個體受欺負經歷與敵意性歸因的關系相對較弱(

b

=0.107，

SE

=0.020，

p

< 0.001)；在平均受欺負水平較低的班級中，個體受欺負經歷與敵意性歸因的關系更強(

b

=0.224，

SE

=0.030，

p

< 0.001)。進一步比較發現，平均受欺負水平較低的班級中受欺負者與敵意性歸因的斜率顯著大于平均受欺負水平較高的班級中二者的斜率(

b

=0.117，

SE

=0.027，

p

< 0.001)。另外，如表2 中M3 所示，敵意性歸因與外化問題存在顯著的正向關聯(

b

=0.161，

SE

=0.028，

p

< 0.001)。班級平均受欺負水平與個體受欺負經歷的交互項通過敵意性歸因影響個體外化問題的間接效應為–0.076 (

p

=0.001，95% CI [–0.122，–0.029])，占總效應的28.90%。由于中介效應的置信區間中不包含0，因此，班級平均受欺負水平對個體受欺負經歷與外化問題的調節效應是通過敵意性歸因實現的。個體水平的變量解釋了敵意性歸因8.20%的個體水平的變異，班級水平的變量解釋了敵意性歸因37.67%的班級水平的變異，解釋了個體受欺負經歷?敵意性歸因的斜率51.90%的變異。個體水平的變量解釋了外化問題14.28%的個體水平的變異，班級水平的變量解釋了外化問題21.67%的班級水平的變異，解釋了受欺負?外化問題的斜率39.81%的變異。該結果表明，敵意性歸因在“健康環境悖論”中起到了中介作用，低班級平均受欺負水平會通過提高受欺負個體的敵意性歸因，增加其外化問題行為。

圖3 班級平均受欺負水平調節受欺負與敵意性歸因的關系

4 討論

本研究的目的是考察班級平均受欺負水平對個體受欺負經歷和外化問題關系的影響，以及敵意性歸因在其中的中介作用。結果發現，班級平均受欺負水平會調節個體受欺負經歷與外化問題之間的關系，在班級平均受欺負水平低的班級中，個體受欺負經歷與外化問題的關聯更強；此外，較低的班級平均受欺負水平通過增加受欺負者的敵意性歸因，進而預測其外化問題行為。這些研究結果為個體受欺負經歷與外化問題間的“健康環境悖論”現象提供了進一步的證據，并首次驗證了敵意性歸因的中介作用。

4.1 班級平均受欺負水平對受欺負個體外化問題的調節作用

與我們的假設和前人研究結果一致(雷靂 等，2004；Nishina & Juvonen，2005)，本研究發現在健康環境下(即，低班級平均受欺負水平)，受欺負經歷與外化問題的關聯更強。如圖2 所示，簡單斜率結果顯示，對于一月兩三次或更頻繁地受到欺負的兒童青少年來說，處于平均受欺負水平較低的健康環境可能會使他們表現出更多的外化問題。這一結果也為受欺負與外化問題的“健康環境悖論”現象提供了進一步的證據。出現這一現象的原因有二：首先，個體受欺負的經歷與所在班級受欺負水平較低的現狀并不匹配，使得受欺負者表現出更多適應問題(Sentse et al.，2007)；其次，在健康環境中，班級中同樣受欺負的個體數量較少，受欺負者缺乏同樣受欺負的同伴作為社會比較對象，他們只能與其他未受欺負者進行向上的社會比較，這會導致出現較多的消極情緒問題(Brendgen et al.，2013；Gerber et al.，2018)，從而使其出現一系列外化問題。需要說明的是，本研究是一項橫斷研究，因此本研究并不能排除另一種可能的假設，即在平均受欺負較低班級中，有外化問題的個體更有可能遭受他人的欺負(Garandeau & Salmivalli，2019；雷靂 等，2004)。未來研究中，有必要采用縱向研究設計，進一步揭示班級平均受欺水平在受欺負與外化問題雙向關系的調節作用。

我們還發現，班級水平的變量解釋了個體受欺負經歷?外化問題的斜率43.38%的變異。這一結果與相關研究中所獲得效果量大小相類似。比如，Bellmore 等(2004)發現，班級水平的變量解釋了個體受欺負經歷?焦慮的斜率40.76%的變異；雷靂等(2004)發現，班級水平的變量解釋了攻擊?個體受欺負經歷的斜率46.38%的變異。這些結果進一步證明了本研究結果的可靠性。綜上所述，我們認為健康環境不僅會使受欺負者表現出更多內化問題，還會使其出現更多的外化問題。這些結果說明，兒童青少年的心理社會適應不僅取決于自身經歷，還與其所處情境密切相關。

本研究將班級環境作為一個整體，考察了班級整體的受欺負狀況對受欺負個體適應的影響，可能會忽視班級中不同同伴所產生影響的差異性。例如，Brendgen 等人(2013)發現，班級中不同同伴的受欺負狀況對個體受欺負經歷與攻擊間關系的影響可能存在差異：親密朋友受欺負的經歷可能會增強受欺負與攻擊行為關系；但班內其他同學的受欺負情況不能影響受欺負與攻擊行為的關系。因此，為加深對健康環境悖論的理解，未來研究需要進一步比較班級中不同類型的同伴對受欺負者心理社會適應的影響。

4.2 敵意性歸因對“健康環境悖論”的中介作用

為揭示受欺負與外化問題的“健康環境悖論”現象的作用機制，我們檢驗了敵意性歸因的中介作用。結果發現，在健康環境下，受欺負的個體可能更傾向于將其他意圖模糊的行為解釋為敵意性行為。造成這一結果的原因可能是，在相對健康的環境中，受欺負個體缺少同樣受欺負的同伴作為社會比較的對象，因而他們會感到自己被其他同學刻意針 對(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，從而形成了敵意性歸因傾向。

此外，與已有研究結果相一致(Hoglund &Leadbeater，2007；Perren et al.，2013；Yeung &Leadbeater，2007)，本研究同樣發現青少年敵意性歸因能夠預測其外化問題。敵意性歸因與外化問題的關聯可以由社會信息加工理論解釋：在社會信息加工過程中，青少年對社會線索的敵意性解釋會影響隨后的目標確定、反應生成等一系列信息加工過程，并最終導致攻擊等外化問題(Crick & Dodge，1994)。這些結果提示我們，對于攻擊等外化問題的干預可以從降低兒童青少年的敵意性歸因入手。

綜上所述，班級平均受欺負水平對個體受欺負經歷和外化問題的調節作用是通過敵意性歸因的中介作用實現的。這一研究結果首次揭示了受欺負與外化問題的“健康環境悖論”現象的發生機制，闡明了班級平均受欺負水平如何影響受欺負個體的外化問題。然而，本研究中的敵意性歸因僅解釋了健康環境在受欺負與外化問題間的調節效應28.90%的變異，這意味著受欺負與外化問題的“健康環境悖論”可能還存在其他機制。根據社會信息加工理論(Crick & Dodge，1994)，受欺負經歷還會導致個體更易注意消極線索(Vythilingam et al.，2007)、對他人產生更多消極評價(紀林芹 等，2012)等。那么，健康環境在受欺負與外化問題之間的調節效應是否也會通過上述認知因素發揮作用，還有待未來進一步研究和探討。

4.3 實踐啟示、局限及未來研究的展望

本研究結果拓展和深化了已有研究關于班級環境與受欺負者的心理社會適應關系的認識，并對受欺負者的干預具有一定的實踐意義。首先，欺負干預相關的實踐人員應重視健康環境下受欺負者的心理健康問題。在欺負預防與干預過程中，欺負發生率降低、受欺負者減少是一個必然過程，但在此過程中仍然經受欺負的個體可能會表現出更多情緒問題和行為問題。因此，教師在改善班級環境的同時，需要更加積極地關注仍然受到欺負的學生的心理狀況和行為表現，及時察覺可能出現的狀況并對此進行針對性干預。其次，在受欺負個體的干預過程中，教師應幫助學生形成恰當的歸因方式。具體來說，在欺負事件發生后，教師可以向受欺負的學生說明，有很多人曾和他面臨著同樣的問題，并成功擺脫了困境(Schacter & Juvonen，2015)，從而使受欺負的學生認識到自己沒有受到他人刻意針對，并可以通過自身努力解決受欺負的問題。另外，在日常教學工作中，教師可通過設計旨在促進同學之間積極互動的游戲和活動，幫助學生建立良好的同伴信念，降低受欺負個體的敵意性歸因傾向。

需要注意的是，本文尚存在一些局限，有待未來研究改善。首先，本研究采用橫斷研究設計，因此研究中僅揭示了受欺負、敵意性歸因與兒童青少年外化問題的同時性關系。如已有研究所表明的，受欺負、敵意性歸因與兒童青少年外化問題可能存在復雜的雙向關系(Lansford et al.，2010；van Lier &Koot，2010)。因此，未來有必要采用縱向設計，考察個體受欺負經歷、敵意性歸因、外化問題和班級平均受欺負水平間是否存在相互影響。第二，本研究僅采用自我報告法測量了外化問題。受社會期望效應的影響，個體可能有意遮掩自身的問題行為，或者只報告較嚴重的問題行為(陳光輝 等，2009)。未來研究可以考慮采用同伴評定法和教師報告法等測量兒童青少年外化問題。

5 結論

本研究探討了受欺負與外化問題關系的“健康環境悖論”現象及其發生機制，得出如下結論：

(1)班級平均受欺負水平能調節個體受欺負經歷與外化問題的關系：在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體會表現出更多的外化問題；

(2)班級平均受欺負水平對個體受欺負經歷與外化問題的調節作用是通過敵意性歸因實現的，較低班級平均受欺負水平會通過增強受欺負個體的敵意性歸因，進而增加其外化問題。