學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師預(yù)防型干預(yù)行為的影響：干預(yù)信念的中介作用

張桂蓉，張 穎，顧 妮

(中南大學(xué) a.公共管理學(xué)院; b.社會(huì)穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)研究評(píng)估中心，湖南 長(zhǎng)沙 410075)

一、問(wèn)題的提出

校園欺凌會(huì)給青少年的成長(zhǎng)造成一系列負(fù)面影響，輕則影響青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，[1]重則導(dǎo)致青少年抑郁，甚至出現(xiàn)自殺傾向或自殺行為。[2]2016年至今，國(guó)家相關(guān)部門(mén)出臺(tái)了系列方案和意見(jiàn)，為治理校園欺凌提供指導(dǎo)。我國(guó)四省15歲學(xué)生欺凌發(fā)生率從2015年的22.5%降至2018的17.7%。[3]校園欺凌行為雖然得到一定遏制，但校園欺凌依然是校園安全工作中需要重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題。據(jù)《中國(guó)應(yīng)急教育與校園安全發(fā)展報(bào)告》基于權(quán)威媒體報(bào)道的校園安全事件的不完全統(tǒng)計(jì)，2016—2020年，我國(guó)校園欺凌事件在校園安全事件中占比分別為11%[4]、24.75%[5]、35%[6]、14.65%[7]、30.43%[8]。學(xué)校是治理校園欺凌的基本單位[9]，各級(jí)各類(lèi)學(xué)校相繼開(kāi)展了形式多樣的預(yù)防校園欺凌主題活動(dòng)。這些主題活動(dòng)營(yíng)造的反欺凌氛圍能夠有效降低學(xué)生欺凌的發(fā)生率[10]，增加學(xué)生干預(yù)欺凌的意愿[11]和積極性[12]，與學(xué)生的親社會(huì)行為存在相關(guān)性[13]。學(xué)校反欺凌氛圍的營(yíng)造依靠教師正確有效地執(zhí)行反欺凌政策，教師對(duì)欺凌行為的有效干預(yù)是減少校園欺凌現(xiàn)象的關(guān)鍵因素，[14]教師在校園欺凌發(fā)生前采取的預(yù)防型干預(yù)行為能夠從源頭上遏制校園欺凌。那么，教師會(huì)采取哪些預(yù)防型干預(yù)行為，影響其干預(yù)行為的因素有哪些？國(guó)內(nèi)相關(guān)研究尚未形成實(shí)證報(bào)告。國(guó)外學(xué)者重視校園欺凌防控方案有效性的研究，對(duì)教師干預(yù)行為的研究側(cè)重教師在校園欺凌發(fā)生后的干預(yù)行為；[15]在個(gè)體因素與教師預(yù)防型干預(yù)行為的相關(guān)性研究中多關(guān)注個(gè)體屬性與欺凌干預(yù)行為的相關(guān)性，[16-18]教師校園欺凌干預(yù)信念對(duì)校園欺凌防控方案效果的影響，[19]缺乏對(duì)教師欺凌干預(yù)信念、校園反欺凌氛圍、教師預(yù)防型干預(yù)行為之間結(jié)構(gòu)關(guān)系的關(guān)注，更沒(méi)有關(guān)注教師欺凌干預(yù)信念、校園反欺凌氛圍對(duì)不同類(lèi)型預(yù)防型干預(yù)行為的影響差異。因此，本研究擬通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程，探索教師預(yù)防型欺凌干預(yù)行為的影響因素。

二、理論回顧與研究假設(shè)

(一)教師預(yù)防型干預(yù)行為

發(fā)生校園欺凌時(shí)，教師往往是學(xué)生最先接觸到的成年人，[20]如果教師及時(shí)打破校園欺凌情境，就能夠防止欺凌的進(jìn)一步惡化，[21]使校園欺凌的旁觀者更有可能為受害者辯護(hù)，抵制欺凌[22]。根據(jù)教師在校園欺凌干預(yù)中的主動(dòng)程度可以將教師的行為分為積極的干預(yù)行為和消極的干預(yù)行為。積極的干預(yù)行為指在校園欺凌事件發(fā)生前，對(duì)學(xué)生進(jìn)行預(yù)防教育或密切關(guān)注有欺凌風(fēng)險(xiǎn)的學(xué)生；消極的干預(yù)行為指教師在校園欺凌事件發(fā)生后采取懲罰型、冷漠型和溫和型三種措施[20，23]對(duì)欺凌他人的行為進(jìn)行干預(yù)。這種劃分方法考慮到了教師在校園欺凌干預(yù)中的個(gè)人能動(dòng)性特點(diǎn)。

世界衛(wèi)生組織對(duì)校園欺凌干預(yù)行為的類(lèi)型進(jìn)行了較為全面的總結(jié)，根據(jù)干預(yù)行為發(fā)生的階段和影響的范圍將校園欺凌干預(yù)行為分為三種類(lèi)型：(1)普遍預(yù)防行為，這種干預(yù)措施面向全校所有學(xué)生，包括制定學(xué)校反欺凌政策，面向教師、家長(zhǎng)和學(xué)生開(kāi)展校園欺凌主題培訓(xùn)等，以降低學(xué)生卷入欺凌的風(fēng)險(xiǎn)，提升其應(yīng)對(duì)技能；(2)選擇預(yù)防行為，主要指對(duì)具有卷入欺凌風(fēng)險(xiǎn)的學(xué)生實(shí)施行為管理等；(3)直接干預(yù)行為，即對(duì)欺凌者和受欺凌者實(shí)施專(zhuān)門(mén)設(shè)計(jì)的沖突調(diào)解方案。[24-25]由于直接干預(yù)行為要根據(jù)欺凌者或者受欺凌者的具體情況而定，更適合個(gè)案研究。因此，本文主要關(guān)注教師預(yù)防型干預(yù)行為，教師預(yù)防型干預(yù)行為是一種積極干預(yù)行為，主要包括教育行為和關(guān)注行為兩種類(lèi)型。

(二)教師校園欺凌干預(yù)信念與預(yù)防型干預(yù)行為

教師預(yù)防型干預(yù)行為是一種特殊的教育行為。教師教育行為總是以一定的教學(xué)思想和信念為先導(dǎo)，雖然有些信念常常不被教師所意識(shí)到，也不一定能清晰地表達(dá)出來(lái)，[26]但是，教師的信念對(duì)其教育行為具有評(píng)價(jià)和導(dǎo)向功能。[27]“信念”是個(gè)體憑借個(gè)體經(jīng)驗(yàn)或借鑒他人經(jīng)驗(yàn)形成對(duì)因果關(guān)系的認(rèn)知與判斷，以及在此基礎(chǔ)上形成的路徑選擇。[28]他人行為和自我效能感促進(jìn)教師干預(yù)校園欺凌信念的形成。如果教師們相信學(xué)校里的其他人也可能干預(yù)校園欺凌，他們就更愿意采取校園欺凌干預(yù)行為。[29]Van Verseveld采用元分析的方法對(duì)已有研究文獻(xiàn)進(jìn)行分析后指出，當(dāng)干預(yù)方案中包含了強(qiáng)化教師態(tài)度、主觀規(guī)范、自我效能、知識(shí)和技能等要素時(shí)，反欺凌方案的有效性可能會(huì)增加。[19]Brennan也指出，自我效能感是影響教職工干預(yù)行為的重要因素。[30]Kallestad發(fā)現(xiàn)教師對(duì)校園欺凌干預(yù)重要性的信念是反欺凌項(xiàng)目實(shí)施效果的重要預(yù)測(cè)因素。[31]Tsaskia證明教師對(duì)干預(yù)欺凌的信心越高[32]、自我效能感越高[33]，干預(yù)校園欺凌的頻率越高。由此我們提出假設(shè)：

H1：教師的干預(yù)信念會(huì)對(duì)教師預(yù)防型干預(yù)行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H1a：教師的干預(yù)信念會(huì)對(duì)教師教育行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H1b：教師的干預(yù)信念會(huì)對(duì)教師關(guān)注行為產(chǎn)生顯著正向影響。

(三)學(xué)校反欺凌氛圍與教師預(yù)防型干預(yù)行為

社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為個(gè)體、環(huán)境和行為相互作用，構(gòu)成一個(gè)三元交互決定系統(tǒng)。[34]個(gè)體具有主觀能動(dòng)性，即個(gè)體會(huì)不斷對(duì)外部環(huán)境、自身?xiàng)l件進(jìn)行評(píng)價(jià)，形成相關(guān)預(yù)期方案，采取實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的行動(dòng)。Baraldsnes對(duì)影響教師按照OBPP(Olweus Bullying Prevention Program)手冊(cè)執(zhí)行干預(yù)校園欺凌措施的個(gè)體和學(xué)校環(huán)境因素進(jìn)行分析后指出，教師的欺凌預(yù)防工作與其對(duì)學(xué)校氛圍的評(píng)價(jià)間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。[35]可以判斷，教師干預(yù)欺凌的行為會(huì)受到學(xué)校反欺凌氛圍的影響。由此我們提出如下假設(shè)：

H2：學(xué)校反欺凌氛圍會(huì)對(duì)教師預(yù)防型干預(yù)行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H2a：學(xué)校反欺凌氛圍會(huì)對(duì)教師的教育行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H2b：學(xué)校反欺凌氛圍會(huì)對(duì)教師的關(guān)注行為產(chǎn)生顯著正向影響。

(四)干預(yù)信念的中介作用

教師行為是動(dòng)態(tài)變化的，其教育信念及行為不斷受到各種外界環(huán)境因素的影響與制約，這些環(huán)境因素與教師自身因素的不斷交互作用塑造了教師特有的教育信念和教學(xué)實(shí)踐行為。[36]Sibel從建構(gòu)主義的研究視角指出，教師的信念是個(gè)體與社會(huì)環(huán)境交互作用的產(chǎn)物，教師的教育信念會(huì)受到外部環(huán)境的影響。[37]在外部條件一定的情況下，不同的個(gè)體行為信念會(huì)對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生不同的影響，外部環(huán)境對(duì)干預(yù)行為的影響也會(huì)通過(guò)個(gè)體行為信念的強(qiáng)弱影響到個(gè)體行為。教師對(duì)學(xué)校安全氛圍的感知程度與個(gè)體信念之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而擁有積極信念的教師更有可能干預(yù)欺凌行為。[38]由此提出研究假設(shè)：

H3：學(xué)校反欺凌氛圍會(huì)對(duì)教師的干預(yù)信念產(chǎn)生顯著正向影響。

H4:干預(yù)信念在反欺凌氛圍與教師預(yù)防型干預(yù)行為的關(guān)系中起到中介作用。

H4a:干預(yù)信念在反欺凌氛圍與教師教育行為的關(guān)系中起到中介作用。

H4b:干預(yù)信念在反欺凌氛圍與教師關(guān)注行為的關(guān)系中起到中介作用。

(五)模型構(gòu)建

綜上所述，本文總體研究框架如圖1所示。

圖1 教師預(yù)防型干預(yù)行為的影響因素模型

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量測(cè)量與預(yù)測(cè)試

由于相關(guān)變量的測(cè)量缺乏成熟量表，本文在文獻(xiàn)研究、中小學(xué)教師深度訪談和專(zhuān)家咨詢的基礎(chǔ)上，結(jié)合校園欺凌治理相關(guān)政策內(nèi)容設(shè)計(jì)變量測(cè)量題項(xiàng)。初始問(wèn)卷涉及干預(yù)信念、學(xué)校反欺凌氛圍、教師教育行為與教師關(guān)注行為4個(gè)變量，共計(jì)27個(gè)題項(xiàng)，其中被試者基本信息9個(gè)題項(xiàng)，教師預(yù)防型干預(yù)行為量表8個(gè)題項(xiàng)，教師干預(yù)信念量表6個(gè)題項(xiàng)，學(xué)校反欺凌氛圍量表4個(gè)題項(xiàng)。

學(xué)校反欺凌氛圍是本次研究的前因變量。一般來(lái)講，學(xué)校氛圍可以通過(guò)客觀指標(biāo)或者主觀指標(biāo)來(lái)測(cè)量，客觀指標(biāo)主要是學(xué)校的客觀特征，如學(xué)校規(guī)則、行為規(guī)范、學(xué)習(xí)實(shí)踐活動(dòng)、安全管理制度等方面[39]。學(xué)校反欺凌氛圍客觀層面的測(cè)量指標(biāo)來(lái)自學(xué)校的反欺凌制度和專(zhuān)題活動(dòng)，主觀層面的測(cè)量指標(biāo)來(lái)自教師和學(xué)生的評(píng)價(jià)。本研究聚焦學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師干預(yù)校園欺凌行為的影響，主要考慮教師對(duì)學(xué)校反欺凌氛圍的感知，教師對(duì)學(xué)校反欺凌氛圍的感知取決于學(xué)校的規(guī)章制度和反欺凌專(zhuān)題活動(dòng)，學(xué)校反欺凌政策內(nèi)容的廣度和學(xué)校組織的針對(duì)學(xué)生、家長(zhǎng)和教師開(kāi)展的反欺凌專(zhuān)題活動(dòng)的頻度，作為客觀指標(biāo)能夠呈現(xiàn)學(xué)校反欺凌的規(guī)范、價(jià)值目標(biāo)、對(duì)教師反欺凌行為的約束程度，反欺凌的組織機(jī)構(gòu)以及教師、家長(zhǎng)、學(xué)生參與反欺凌活動(dòng)的程度。根據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況，以學(xué)校反欺凌制度的制定和執(zhí)行情況為調(diào)查切入點(diǎn)，參考各省市制定的中小學(xué)校園欺凌的整治方案和教育部等十一個(gè)部門(mén)聯(lián)合印發(fā)的《加強(qiáng)中小學(xué)生欺凌綜合治理方案》的內(nèi)容，以及中小學(xué)教師的深度訪談結(jié)果，構(gòu)建學(xué)校反欺凌氛圍測(cè)量指標(biāo)，主要包括：(1)F1：學(xué)校反欺凌政策內(nèi)容的廣度，包括組建學(xué)生欺凌治理委員會(huì)、建立欺凌受害心理輔導(dǎo)中心、制定防治學(xué)生欺凌工作各項(xiàng)規(guī)章制度(干預(yù)流程和處罰規(guī)定)、明確教師在應(yīng)對(duì)欺凌中的責(zé)任、將校園欺凌納入到教師學(xué)年考核評(píng)價(jià)中、針對(duì)反欺凌行為進(jìn)行宣傳(張貼或者在電子屏幕、黑板、校報(bào)等處顯示反欺凌標(biāo)語(yǔ))、增加學(xué)校安全保障設(shè)施(如安裝電子監(jiān)控、緊急報(bào)警裝置等)；[40](2)F2：針對(duì)學(xué)生的宣傳教育，包括升旗儀式講話、主題班會(huì)、專(zhuān)門(mén)課程、專(zhuān)題講座等；(3)F3：針對(duì)家長(zhǎng)的宣傳教育，包括在線宣傳、主題班會(huì)、專(zhuān)題講座等；(4)F4：針對(duì)教師的宣傳教育，包括在線宣傳、資料發(fā)放、專(zhuān)業(yè)培訓(xùn)、職工會(huì)議等。F1 按照學(xué)校政策方案的內(nèi)容多少進(jìn)行加總求和來(lái)測(cè)量，沒(méi)有制定相關(guān)政策計(jì)1分，包含其中一項(xiàng)內(nèi)容的計(jì)2分，依此類(lèi)推，六項(xiàng)全部包含的計(jì)為7分，后將7分計(jì)分方式按照5分制計(jì)算最后得分。學(xué)生(F2)、家長(zhǎng)(F3)、教師(F4)的宣傳教育情況按照頻率(從未=1分、一次=2分、一學(xué)期一次=3分、一學(xué)期兩次=4分、一學(xué)期三次及其以上=5分)進(jìn)行測(cè)量。

教師校園欺凌干預(yù)信念是本次研究的中介變量。計(jì)劃行為理論認(rèn)為一個(gè)人采取行為的意圖受到三個(gè)因素的影響：對(duì)行為的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制；Ajzen在其研究中提出信念是引起群體行為改變的關(guān)鍵因素，態(tài)度、規(guī)范、感知行為控制等往往是由信念這一深層次因素所控制；[41]Heuckmann等[42]將教師的教育信念分為態(tài)度信念、規(guī)范信念與感知行為控制信念。

本研究在以往研究的基礎(chǔ)上將教師干預(yù)信念界定為教師對(duì)校園欺凌進(jìn)行干預(yù)的個(gè)體看法和認(rèn)知，具體包括教師了解干預(yù)校園欺凌的知識(shí)/方法的程度、對(duì)干預(yù)手段解決校園欺凌問(wèn)題的必要程度的評(píng)價(jià)、對(duì)干預(yù)手段解決校園欺凌問(wèn)題的有效性的評(píng)價(jià)、對(duì)其他教師干預(yù)欺凌努力程度的評(píng)價(jià)、對(duì)自身成功干預(yù)校園欺凌的信心、家人和朋友的關(guān)注對(duì)干預(yù)校園欺凌態(tài)度的影響。教師干預(yù)信念變量采用10分制(1分=非常少/非常小/非常低，10=非常多/非常大/非常高)進(jìn)行測(cè)量。

校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為是本次研究的結(jié)果變量。參照世界衛(wèi)生組織對(duì)校園欺凌干預(yù)行為的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將教師的預(yù)防型干預(yù)行為分為關(guān)注行為和教育行為。根據(jù)中國(guó)中小學(xué)校校園欺凌預(yù)防的具體措施，教師的教育行為主要包括組織學(xué)生觀影(或短視頻)、校園欺凌案例教育、情景模擬教育，該變量通過(guò)教師采用何種方式及每種方式采用的頻率進(jìn)行測(cè)量。教師的關(guān)注行為主要表現(xiàn)為對(duì)特殊學(xué)生的關(guān)注程度，特殊學(xué)生依據(jù)其是否具有卷入校園欺凌風(fēng)險(xiǎn)的因素判斷，一般來(lái)講，家庭情況特殊(如離異/單親家庭/家庭經(jīng)濟(jì)特別困難)、身體情況特殊(如特別肥胖/瘦弱)、行為異常(如沒(méi)有朋友)、情緒異常(如低落)和學(xué)習(xí)表現(xiàn)異常(成績(jī)突然下降)等[40，43]的學(xué)生具有卷入校園欺凌的風(fēng)險(xiǎn)。教師的關(guān)注行為按照關(guān)注程度進(jìn)行打分(很少=1分、比較少=2分、一般=3分、比較多=4分、非常多=5分)。

此外，教師的性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級(jí)、任教區(qū)域等個(gè)體特征也會(huì)對(duì)教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為產(chǎn)生一定的影響，因此本研究將它們作為控制變量。

考慮到量表存在自制導(dǎo)致權(quán)威性不足的缺點(diǎn)，我們基于收集到的141份預(yù)測(cè)試調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)與探索性因子分析。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)原變量測(cè)量條目存在調(diào)整的空間：測(cè)量條目F1(學(xué)校執(zhí)行反欺凌政策方案內(nèi)容)、B6(是否有必要采取干預(yù)措施)及IF5(身材弱小或肥胖)影響問(wèn)卷整體的信度，將其刪除后發(fā)現(xiàn)整體信度有所提高，最終形成本次研究的正式問(wèn)卷。各變量測(cè)量條目如表1所示。

表1 教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為量表的正式測(cè)量題項(xiàng)

(二)數(shù)據(jù)收集與樣本基本情況

本次研究以安徽、湖南、江蘇、湖北等23個(gè)省市的中小學(xué)教師為調(diào)查對(duì)象，具體包括校長(zhǎng)、學(xué)校行政人員、班主任和任課教師。問(wèn)卷通過(guò)熟識(shí)的教育系統(tǒng)工作人員發(fā)放，調(diào)查對(duì)象借助問(wèn)卷星系統(tǒng)填寫(xiě)問(wèn)卷，共回收427份問(wèn)卷，回收率100%。

問(wèn)卷回收后，按照三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行篩選：第一，作答時(shí)間是否短于三分鐘；第二，作答結(jié)果是否存在邏輯錯(cuò)誤；第三，是否存在所有作答結(jié)果完全相同的問(wèn)卷。最終，我們剔除了無(wú)效問(wèn)卷27份，共得到有效問(wèn)卷400份，問(wèn)卷有效率達(dá)93.7%。被試者的基本情況如表2所示。

表2 調(diào)查對(duì)象基本信息統(tǒng)計(jì)表

(三)數(shù)據(jù)分析方法

本研究采用SPSS 23.0與AMOS26.0統(tǒng)計(jì)軟件完成數(shù)據(jù)處理工作。數(shù)據(jù)分析程序如下：(1)采用內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)評(píng)價(jià)量表信度；(2)采用驗(yàn)證性因子分析量表效度；(3)采用描述性分析考察學(xué)校反欺凌氛圍、教師干預(yù)信念、教師預(yù)防型干預(yù)行為的整體狀況；(4)采用單因素方差分析考察教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為的差異；(5)采用相關(guān)性分析考察變量間相關(guān)系數(shù)；(6)采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

四、研究結(jié)果

(一)量表信度與效度

在數(shù)據(jù)處理之前，首先進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。在信度方面，采用內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)評(píng)價(jià)量表信度，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)學(xué)校反欺凌氛圍量表的信度為0.882，教師干預(yù)信念的信度為0.815，教師教育行為的信度為0.924，教師關(guān)注行為的信度為0.91。各變量量表具有較高的信度，全部滿足測(cè)量的要求。

在結(jié)構(gòu)效度方面，采用方差最大旋轉(zhuǎn)主成分分析法發(fā)現(xiàn)整體效度較好：學(xué)校反欺凌氛圍的三個(gè)題項(xiàng)較好地收斂于一個(gè)因子，其KMO值為0.773(2=402.075，p=0.000)，因子載荷均在0.9以上，累計(jì)方差解釋率為 90.497%。教師干預(yù)信念五個(gè)題項(xiàng)較好地收斂于一個(gè)因子，其KMO值為0.841(2=282.737，p=0.000)，因子載荷均在 0.745-0.886 之間，累計(jì)方差解釋率為 62.513%。教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為提取出教師關(guān)注行為與教師教育行為2個(gè)因子，教師教育行為的三個(gè)題項(xiàng)較好地收斂于一個(gè)因子，教師關(guān)注行為的四個(gè)題項(xiàng)較好地收斂于一個(gè)因子，教師預(yù)防型干預(yù)行為的KMO值為0.858(2=846.708，p=0.000)，累計(jì)方差解釋率為79.548%，因子載荷均在 0.8 以上。此外，驗(yàn)證性因子表明由學(xué)校反欺凌氛圍、教師干預(yù)信念、教師教育行為、教師關(guān)注行為組成的四因子模型擬合度較好，且這一模型的擬合度顯著優(yōu)于其他競(jìng)爭(zhēng)模型，如表3所示。

表3 研究量表的信度與效度

(二)共同方法偏差檢驗(yàn)

當(dāng)研究數(shù)據(jù)來(lái)自于同一個(gè)被試樣本時(shí)，可能存在共同方法偏差問(wèn)題。針對(duì)單因素檢驗(yàn)存在不穩(wěn)定的情況，使用方法因子對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢測(cè)。[46]在原有基準(zhǔn)因子的基礎(chǔ)上加上一個(gè)方法因子作為全局因子，把加上方法因子后的模型擬合指數(shù)與原有基準(zhǔn)因子模型擬合指數(shù)比較。如果加上方法因子后的模型比原有基準(zhǔn)因子模型的CFI 和TLI 提高幅度超過(guò)0.1，RMSEA 和SRMR 降低幅度超過(guò)0.05，說(shuō)明存在嚴(yán)重的共同方法偏差[47]。按照上述步驟，在原來(lái)四因子模型的基礎(chǔ)上加入一個(gè)方法因子，構(gòu)建五因子模型結(jié)構(gòu)。含有方法因子的RMSEA=0.036，SRMR=0.031，CFI=0.991，TLI =0.987，不含有方法因子的 RMSEA=0.054，SRMR=0.042，CFI=0.976，TLI =0.970，結(jié)果表明指標(biāo) CFI、TLI 的提升幅度在0.02以內(nèi)，SRMR、RMSEA的降低幅度在0.02以內(nèi)，因此可排除共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果可能造成的誤差。

(三)各變量得分情況分析

1.學(xué)校反欺凌氛圍、教師干預(yù)信念、教師預(yù)防型干預(yù)行為的整體狀況

經(jīng)描述性分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)校反欺凌氛圍總體均值為2.68(滿分5分)，中位數(shù)為2.67，標(biāo)準(zhǔn)差為1.05，表明學(xué)校反欺凌氛圍處于中等水平且得分分布均勻。學(xué)校對(duì)學(xué)生的宣傳教育平均得分最高，對(duì)教師宣傳教育平均得分其次，對(duì)家長(zhǎng)的宣傳教育平均得分最低，分別為2.89、2.69和2.45。教師干預(yù)信念得分均值為6.55(滿分10分)，中位數(shù)為6.60，標(biāo)準(zhǔn)差為1.55，表明教師的干預(yù)信念總體得分處于中等水平且得分分布均勻。對(duì)教師干預(yù)信念進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)兩個(gè)問(wèn)題：(1)責(zé)任認(rèn)知不足，缺乏干預(yù)動(dòng)力。責(zé)任認(rèn)知水平得分僅為5.95(滿分10分)，調(diào)查對(duì)象認(rèn)為教師在校園欺凌干預(yù)中承擔(dān)著次要責(zé)任。(2)干預(yù)知識(shí)和干預(yù)能力缺乏。參加過(guò)教育培訓(xùn)的教師僅占到一半左右，其中多數(shù)參與的培訓(xùn)形式是會(huì)議學(xué)習(xí)(58.25%)與參與講座(61.25%)，獲得專(zhuān)業(yè)人員指導(dǎo)的教師比例僅為47.7%。教師預(yù)防型干預(yù)行為的得分均值為3.32(滿分5分)，中位數(shù)為3.33，標(biāo)準(zhǔn)差為0.76，表明教師預(yù)防型干預(yù)行為處于中等水平且得分總體均勻。教師預(yù)防型干預(yù)行為的兩個(gè)維度的均值分別為3.75和2.88，其中教師關(guān)注行為的均值得分水平較高。

2.教師預(yù)防型干預(yù)行為的單因素方差分析

采用單因素方差分析考察教師的性別、年齡、從教時(shí)間、受教育程度、身份、任教年級(jí)、任教區(qū)域、任教學(xué)科等個(gè)體特征對(duì)教師預(yù)防型干預(yù)行為的影響。從教師教育行為上看，教師性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級(jí)、任教區(qū)域、任教學(xué)科對(duì)教師教育行為得分差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(p<0.05)。男性教師得分高于女性教師；教師的受教育程度與教師教育行為呈現(xiàn)反向相關(guān)關(guān)系，學(xué)歷越低，教師的教育行為得分反而越高；校長(zhǎng)和行政人員教育行為得分普遍高于班主任和普通教師，可能是行政崗位受到的考核壓力較大；小學(xué)和初中的教師教育行為得分高于高中、中專(zhuān)的教師，符合初中、小學(xué)是校園欺凌高發(fā)學(xué)段這一基本情況；鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道的教師教育行為的平均得分高于市、縣級(jí)的教師，原因可能在于鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道的校園欺凌發(fā)生率普遍高于市級(jí)和縣級(jí)的學(xué)校；心理輔導(dǎo)課程、其他課程教師教育行為得分更高。從教師關(guān)注行為上看，從教時(shí)間對(duì)教師關(guān)注行為得分差異有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(p<0.05)，結(jié)果顯示從教時(shí)間越長(zhǎng)，教師的關(guān)注行為得分越高，結(jié)果如表4所示。

3.各變量的相關(guān)性分析

采用Person相關(guān)分析探討學(xué)校反欺凌氛圍、教師干預(yù)信念、教師關(guān)注行為、教師教育行為之間的相關(guān)程度。研究結(jié)果表明三者均在0.01的水平上顯著相關(guān)。其中，教師干預(yù)信念與教師預(yù)防型干預(yù)行為之間均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，與教師關(guān)注行為的相關(guān)系數(shù)為0.312，與教師教育行為之間的相關(guān)系數(shù)為0.569；學(xué)校反欺凌氛圍與教師預(yù)防型干預(yù)行為之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，與教師關(guān)注行為之間的相關(guān)系數(shù)為0.252，與教育行為之間的相關(guān)系數(shù)為0.788；學(xué)校反欺凌氛圍與教師的干預(yù)信念之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，其相關(guān)系數(shù)為0.544。

由此可知，相關(guān)性分析結(jié)果與理論假設(shè)一致，為進(jìn)一步分析提供了初步支持，如表5所示。

表4 教師預(yù)防型干預(yù)行為的單因素方差分析

表5 變量相關(guān)性分析

(四)假設(shè)檢驗(yàn)

1.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)結(jié)果

本研究借助 AMOS26.0 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證，如圖2所示。

圖2 教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為的結(jié)構(gòu)方程模型及路徑系數(shù)

以學(xué)校反欺凌氛圍為自變量，教師預(yù)防型干預(yù)行為為因變量，納入干預(yù)信念作為中介變量進(jìn)行模型檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證時(shí)，需要對(duì)非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)的p值或者 t-value 值進(jìn)行比較，當(dāng)t-value大于1.96或者p<0.05時(shí)，表明路徑系數(shù)顯著。研究結(jié)果顯示，教師干預(yù)信念對(duì)教師教育行為、關(guān)注行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.216(t=4.453，p<0.001)，0.267(t=3.361，p<0.001)，表明教師干預(yù)信念對(duì)教師教育行為和關(guān)注行為有顯著正向影響，假設(shè)H1a、H1b得到驗(yàn)證。學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師教育行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.730(t=14.873，p<0.001)，表明學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師教育行為有顯著正向影響，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證；學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師關(guān)注行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.054(t=0.739<1.96，p>0.05)，假設(shè)H2b不成立。學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師干預(yù)信念的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.632(t=9.689>1.96，p<0.001)，表明學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師干預(yù)信念有顯著正向影響，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

表6 結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)結(jié)果

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本研究采用自助抽樣法(bootstrap method)進(jìn)一步對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，樣本量選擇為5000，采用Bias-Corrected 和 Percentile 兩種方法檢測(cè)置信區(qū)間。為提高結(jié)果可信度，使用系數(shù)乘積法所得Z值進(jìn)行輔助驗(yàn)證。研究結(jié)果顯示，學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師教育行為的總效應(yīng)和間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含零，且點(diǎn)估計(jì)值的Z值均大于1.96，說(shuō)明學(xué)校反欺凌氛圍與教師教育行為之間存在中介效應(yīng)。繼續(xù)檢測(cè)直接效應(yīng)的置信區(qū)間，置信區(qū)間均不包含0，且Z值為16.222>1.96，則表明學(xué)校反欺凌氛圍與教師教育行為之間存在部分中介效應(yīng)。其中間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.137，總效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.867，通過(guò)計(jì)算中介效應(yīng)/總效應(yīng)的比值，能夠計(jì)算出中介效應(yīng)的相對(duì)大小。[48]在學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師教育行為關(guān)系中，干預(yù)信念的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的15.8%，假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。學(xué)校干預(yù)氛圍對(duì)教師關(guān)注行為的總效應(yīng)和間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含零，且點(diǎn)估計(jì)值的Z值均大于1.96，說(shuō)明學(xué)校干預(yù)氛圍與教師關(guān)注行為之間存在中介效應(yīng)。繼續(xù)檢測(cè)直接效應(yīng)的置信區(qū)間，置信區(qū)間均包含0，且Z值為0.643<1.96，表明學(xué)校干預(yù)氛圍與教師關(guān)注行為之間存在完全中介效應(yīng)。其中間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.168，總效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.222，干預(yù)信念的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的75.68%。假設(shè)H4b得到驗(yàn)證，結(jié)果如表7所示。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與討論

本研究通過(guò)構(gòu)建教師校園欺凌預(yù)防型干預(yù)行為影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，分析了學(xué)校反欺凌氛圍、教師干預(yù)信念和教師預(yù)防型干預(yù)行為之間的關(guān)系。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，我們得出以下結(jié)論。第一，教師干預(yù)信念對(duì)教師預(yù)防型干預(yù)行為有顯著正向影響，且干預(yù)信念對(duì)教師關(guān)注行為和教育行為影響的路徑系數(shù)基本相同。由此可知，教師干預(yù)信念作為內(nèi)在動(dòng)力源，對(duì)教師行為的影響較為穩(wěn)定。第二，學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師教育行為有顯著正向影響，但是對(duì)教師關(guān)注行為沒(méi)有顯著正向影響。我國(guó)教師在校園欺凌的干預(yù)中可能存在“被動(dòng)干預(yù)”的情況。教師的教育行為作為一種顯性的行為，能夠直接被觀察考核。但是教師的關(guān)注行為較為隱性，更多受教師信念影響。第三，學(xué)校反欺凌氛圍對(duì)教師的干預(yù)信念產(chǎn)生顯著正向影響。學(xué)校反欺凌氛圍能有效地提升教師對(duì)校園欺凌的警惕意識(shí)與預(yù)防意識(shí)，從而采取相應(yīng)措施以防止校園欺凌行為的發(fā)生。第四，教師干預(yù)信念在學(xué)校反欺凌氛圍與教師教育行為間起部分中介作用，在學(xué)校反欺凌氛圍與教師關(guān)注行為間起著完全中介作用。第五，從教師教育行為上看，教師性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級(jí)、任教區(qū)域、任教學(xué)科在教師教育行為上的得分差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，校長(zhǎng)和行政人員的教育行為得分普遍高于班主任和普通教師，心理輔導(dǎo)課程教師的教育行為相較于語(yǔ)數(shù)外等課程得分更高；從教師關(guān)注行為上看，從教時(shí)間對(duì)教師關(guān)注行為得分差異有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，從教時(shí)間越長(zhǎng)，教師的關(guān)注行為得分越高。

根據(jù)研究結(jié)論，我們?cè)谥卫硇@欺凌研究方面得出如下啟示。第一，堅(jiān)定教師干預(yù)信念是促進(jìn)教師采取預(yù)防型干預(yù)行為的關(guān)鍵。堅(jiān)定教師的干預(yù)信念可以從兩個(gè)方面著手，首先要提高教師干預(yù)欺凌的知識(shí)和技能，增強(qiáng)他們對(duì)干預(yù)校園欺凌行為的感知信念；其次，要營(yíng)造反欺凌的校園氛圍，堅(jiān)定其有效干預(yù)校園欺凌的信心。第二，重點(diǎn)加強(qiáng)青年教師校園欺凌干預(yù)的專(zhuān)業(yè)技能培訓(xùn)，提高其欺凌風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別和防控能力。第三，提高班主任和普通教師的校園欺凌干預(yù)信念，并積極采取預(yù)防型干預(yù)行為。校園欺凌干預(yù)不僅僅是學(xué)校管理人員的工作，更是教師的本職工作。美國(guó)教師反欺凌計(jì)劃中明確規(guī)定了提升教師主觀能動(dòng)性以及預(yù)防校園欺凌行為的具體策略與措施，[21]我國(guó)雖然制定了校園欺凌綜合治理方案，但是，大部分學(xué)校還沒(méi)有形成教師干預(yù)校園欺凌的制度化規(guī)范。中小學(xué)教師需要成為防控校園欺凌風(fēng)險(xiǎn)的中堅(jiān)力量。

本研究雖然從縱向?qū)用娣诸?lèi)探討了教師預(yù)防型干預(yù)行為的影響因素，但是沒(méi)有從橫向?qū)用娣治鼋處燁A(yù)防型干預(yù)行為對(duì)不同類(lèi)型校園欺凌行為的影響差異；同時(shí)，沒(méi)有把教師對(duì)校園欺凌的處置行為作為變量納入分析范圍；而且，問(wèn)卷調(diào)查獲取的時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)存在局限，數(shù)據(jù)結(jié)果難以推斷變量之間的因果關(guān)系。以上研究不足是未來(lái)研究改進(jìn)的基本方向。