父母教養方式、核心自我評價與初中生受欺負行為的關系

許萍 陶嶸

摘要：采用兒童欺負問卷、父母教養方式問卷和核心自我評價量表，對632名初中生進行調查，以探究內外部因素（主要指核心自我評價、父母教養方式）與受欺負行為的具體關系及作用機制。結果顯示：（1）初中生的受欺負程度以及核心自我評價水平在朋友數量、學習成績方面均存在顯著差異，且受欺負程度在年級間存在顯著差異，核心自我評價在性別間存在顯著差異。（2）核心自我評價可以顯著負向預測受欺負行為。（3）父母拒絕、父母過度保護對初中生受欺負行為的預測作用中，核心自我評價起部分中介作用。

關鍵詞：父母教養方式；核心自我評價；受欺負行為；初中生

中圖分類號：G44文獻標識碼：A文章編號：1671-2684（2023）12-0010-06

一、問題提出

欺負（也叫欺凌、欺侮）是存在于兒童和青少年之間的、世界范圍內的普遍現象。校園欺負行為是一種特殊的攻擊行為[1]，而與之相對的是受欺負行為（victimization）。

Olweus認為受欺負是反復或長期被一個或多個同伴傷害的現象[2]，其主要特點有三個：反復性、長期性及雙方力量（如生理或心理力量、權利、地位等）的不均衡性[3]。不均衡性是被欺負的本質特點[2]。受欺負表現為不同類型，有身體受欺負（打、踢、推、抓、咬、搶奪或故意損壞物品、勒索錢財）、言語受欺負（辱罵、嘲弄、譏諷、挖苦、起侮辱性外號）、關系受欺負（排斥孤立、造謠、說壞話等）和網絡受欺負（通過網絡誹謗、詆毀、散布謠言、惡意傳播隱私）[2]。

研究者將受欺負者區分為被動型受欺負者（或稱典型的受欺負者）和挑釁型受欺負者。被動性受欺負者的顯著特征為自尊較低、缺乏自信及基本的安全感；挑釁型受欺負者數量較少，但最具攻擊性[2，4]。

大量研究證實，欺凌經歷使受欺負者容易產生低自尊、焦慮、抑郁等內化問題，也可能導致個體出現學業適應問題、社會化困難[5]，產生自傷或違背社會規范的行為，甚至出現自殺或違法犯罪等外化問題[1]。謝家樹等[6]調查發現，我國嚴重的欺凌問題主要發生在七、八年級，因此初中學段的欺凌嚴重性問題尤其需要重視。

研究表明，人格特征是受欺負發生的內在因素[1]。核心自我評價（core self-evaluation；CSE） 是一個包含了四種核心特質的高階人格結構[7-8]，它是指個體對自我能力和價值的最基本的評價和估計[9]。Judge等用自尊、控制點、神經質和自我效能感來描述核心自我評價[10]。相互作用理論認為，基于自我驗證理論，處在欺負者和受欺負者位置的雙方，會選擇與自己身份一致的環境信息和自我認知傾向，從而使雙方角色在互動中固定下來[4]。可見，在核心自我評價的自我驗證機制下，引發了受欺負行為。劉麗瓊[11]研究發現，核心自我評價與初中生后期的受欺負行為相關。另有一項研究發現，在同伴侵害與青少年內化問題之間，核心自我評價具有中介作用[12]。由此推知，初中生的核心自我評價與受欺負行為存在相關性。

根據社會生態系統理論，家庭因素是對受欺負行為有重要影響的外部因素。父母教養方式（parenting style）屬于家庭心理特征這一維度，是指體現父母教育理念和教育行為的穩定的態度和行為傾向[13-14]。Arrindell等區分了積極教養方式（指父母情感溫暖）和消極教養方式（指父母拒絕和父母過度保護）[13]。Lereya等[15]對70項研究進行元分析后總結出，受欺負行為與積極教養方式顯著負相關，與消極教養方式顯著正相關。但也有研究指出，父母的溫暖和撫愛與孩童受欺負的關系并不明朗[16]。

此外，張翔等[17]對流動兒童群體的研究以及莫林桂等[18]對受欺負初中生群體的研究均發現，父母情感溫暖與核心自我評價正相關，父母拒絕、父母過度保護與核心自我評價負相關。可知，初中生的核心自我評價與其父母教養方式存在相關性。

基于以上，本研究在人類發展生態學模型下，構建了一個中介模型，提出研究假設：核心自我評價在父母教養方式和初中生受欺負行為之間起部分中介作用。

二、研究方法

（一）被試

以長沙市某所公辦初中學生為研究對象，采用方便取樣法，在各年級隨機抽取5個自然班，共707人。回收問卷686份，問卷回收率為97.03%。為保證數據真實性和有效性，剔除以下問卷：（1）一人重復答題兩次及以上的問卷；（2）根據花名冊查無此人且作答有規律的問卷；（3）考慮到額外變量的控制，將家庭結構屬于“寄養”或“喪親”的樣本剔除。剔除無效問卷后，得到有效問卷632份，問卷有效率92.13%，其中，初一210人，初二211人，初三211人；男生346人，女生286人。

（二） 研究工具

1. 人口學信息

分為三類：個人信息（性別、年級）；家庭情況（家庭結構）；學校情況（學習成績、朋友數量）。參考劉小群等[19]研究，學習成績分為四個等級：較差、一般、良好、優秀，為主觀指標；參考Olweus的分類，將朋友數量劃分為三個等級：0～2個、3～5個、5個以上。結合現狀將家庭結構分為：普通、離異、父或母單亡、父和母雙亡、寄養、其他。

2.兒童欺負問卷

張文新和武建芬[20]修訂的Olweus兒童欺負問卷（Bully/Victim Questionnaire）初中版，受欺負分量表有11道題目。Cronbach α系數：0.821；分半信度：0.800；重測信度：0.781。其中有6道題測試受欺負程度，分為三個維度：身體受欺負、關系受欺負、言語受欺負。采用五點計分，1、2、3、4、5分別代表本學期“沒有發生過”“只發生過一兩次”“一個月兩三次”“大約一周一次”“一周好幾次”。總分越高，表示被試的受欺負程度越大。另有1道題測試受欺負行為發生率。在本研究中6題間的Cronbach α系數為0.744。

3.父母教養方式問卷

蔣獎等[21]修訂的簡式父母教養方式問卷（Short Egna Minnen av Barndoms Uppfostran，簡稱S EMBU）的中文版（S EMBU C），有父親版和母親版兩套。兩版問卷除表述對象區分為父親與母親外，其余內容均相同。單套問卷有21道題目，分為三個維度：情感溫暖、拒絕和過度保護。采用四點計分，第15題為反向計分。維度總分越高，說明被試的父母越傾向于采用該種教養方式。SEMBUC信度指標為，Cronbach ɑ系數：0.74～0.84；重測信度：0.70～0.81。效度指標：0.82～0.93（效標為岳冬梅等人修訂的EMBU中文版）。

4.核心自我評價量表

杜建政等[22]修訂的核心自我評價量表（Core Self-Evaluations Scale，簡稱 CSES），有10題，采用五點計分，總分越高，說明被試的核心自我評價水平越高。量表信度指標為，Cronbach α系數：0.83；分半信度：0.84；重測信度：0.82。效度指標：0.476（效標為生活滿意度）。

（三）研究過程和數據處理

編輯規范的施測語，通過問卷星在網絡上對取樣對象進行問卷測試，采集數據。測試設置如下：（1）在問卷中給出被欺負的詳細科學定義，引導測試對象有效答題；（2）因本研究需要關注被欺負學生，對其進行干預，所以問卷測試采用半公開方式（即使用名字拼音）；（3）為了避免給測試者帶來心理負擔，在施測語中著重強調保密性，數據僅用于研究；（4）由于施測對象是未成年人，研究問卷設置了家長知情同意選項。如家長表示不愿意讓孩子參與測試，則自動結束答題。

本研究Harman單因子檢驗、描述性統計分析、均值差異檢驗、相關分析、多元線性回歸分析均采用SPSS 26.0進行。使用Hayes（2021）編制的SPSS宏程序PROCESS 4.0插件進行中介作用分析。

三、研究結果

（一）共同方法偏差的檢驗

根據周浩和龍立榮[23]的建議，采用Harman單因子檢驗分析共同方法偏差是否顯著。統計結果為，有11個特征值大于1的因子，其中排首位的因子可解釋的變異量為22.65%，小于臨界標準40.00%。說明本研究共同方法偏差不顯著。

（二）主要變量的描述統計和相關分析

父母教養方式、核心自我評價、受欺負的描述統計結果見表1。

采用偏相關統計方法，在控制了性別、年級、朋友數量和學習成績后，考察主要變量之間的相關性。結果發現，受欺負與父母教養方式中的父親拒絕（r=0.299，p<0.001）、父親過度保護（r=0.155，p<0.001）、母親拒絕（r=0.327，p<0.001）、母親過度保護（r=0.225，p<0.001）呈顯著正相關，與核心自我評價（r=-0.220，p<0.001）呈顯著負相關，但與父親情感溫暖（r=-0.034，p=0.390）、母親情感溫暖（r=-0.034，p=0.390）的相關關系不顯著。另可見，核心自我評價與受欺負（r=-0.220，p<0.001）、父母教養方式中的父親拒絕（r=-0.359，p<0.001）、父親過度保護（r=-0.263，p<0.001）、母親拒絕（r=-0.318，p<0.001）、母親過度保護（r=-0.274，p<0.001）呈顯著負相關，與父母教養方式中的父親情感溫暖（r=0.352，p<0.001）、母親情感溫暖（r=0.352，p<0.001）呈顯著正相關（見表1）。

（三）父母教養方式、核心自我評價與受欺負的回歸分析

將性別、年級、朋友數量、學習成績作為控制變量，進行逐步多元回歸分析。建構以父母教養方式、核心自我評價為自變量，受欺負為因變量的回歸模型。統計結果見表2。

統計結果顯示，父親拒絕、父親過度保護、母親拒絕、核心自我評價可解釋的變異量占受欺負總變異的18.50%。納入核心自我評價的模型R2高于僅將父母教養方式納入自變量的模型（R2=0.168），且父親拒絕（β=0.201，t=3.303，p=0.001）、母親拒絕（β=0.212，t=3.552，p<0.001）可以顯著正向預測受欺負程度，父親過度保護（β=-0.111，t=-2.044，p<0.05）、核心自我評價（β=-0.163，t=-3.549，p<0.001）可以顯著負向預測受欺負程度。

（四）核心自我評價的中介效應分析

將變量都作為顯變量處理（即用父母教養方式、受欺負均值采集數據），在控制性別、年級、朋友數量和學習成績的情況下，采用Hayes開發的PROCESS 4.0的模型4，分別檢驗核心自我評價在父母拒絕、父母情感溫暖、父母過度保護與受欺負之間的中介效應。使用偏差校正的百分位Bootstrap方法（重復抽樣5000次）確定中介效應的顯著性，結果見表3。

由表3可知，核心自我評價在父母拒絕和受欺負間中介作用的95%的置信區間為[0. 010，0. 055]，不包含0，說明核心自我評價的中介效應顯著，且占總效應的11.24%；核心自我評價在父母情感溫暖和受欺負間中介作用的95%的置信區間為[-0.072，0.025]，包含0，說明核心自我評價的中介效應不顯著；核心自我評價在父母過度和受欺負間中介作用的95%的置信區間為[0. 021，0. 064]，不包含0，說明核心自我評價的中介效應顯著，且占總效應的23.81%。

四、討論

（一）初中生的受欺負行為和核心自我評價的影響因素

研究結果發現，在朋友數量、學習成績方面，初中生的受欺負程度、核心自我評價存在顯著差異。朋友數量較多、學習成績良好的學生受欺負程度較低，且核心自我評價較高。本研究表明同伴關系、學習成績對初中生受欺負行為存在重要影響，這與雷靂和張雷、張倩的研究一致[24-25]。本研究還發現同伴關系、學習成績明顯影響其核心自我評價。根據青少年心理發展學相關理論，處在青春期的孩童，父母對其的權威性降低，而同伴帶來的作用相應提高。同伴關系良好的學生，更多地被同伴接納，因而更少受欺負，且核心自我評價更高。在我國校園，學習成績對青少年的心理影響同樣十分值得關注。家長、老師、社會各方對學習成績的重視與強調，同學之間的激烈競爭，與學業成績相關的激勵與受挫心理機制的定型，都會對青少年的成長帶來重要的影響。

此外，研究顯示受欺負程度在年級間存在顯著差異，八年級受欺負程度最高，這與謝家樹等[6]研究結果一致。八年級為初中學段的轉折、分化時期，學生暴露出的問題行為集中，需要學校加強對學生行為的引導和轉化。研究結果還顯示，初中男生核心自我評價顯著高于初中女生。杜建政、張翔、趙燕[10]則發現在校男性大學生核心自我評價顯著高于在校女性大學生。對這一現象值得進一步研究。

（二）父母教養方式、核心自我評價與初中生受欺負行為的關系

本研究發現，核心自我評價可以顯著負向預測受欺負行為。但受欺負與父親情感溫暖、母親情感溫暖的相關關系不顯著，這與王玥[16]研究一致。本研究表明，外在因素（父母教養方式）和個體因素（核心自我評價）對初中生受欺負行為的解釋意義或預測作用都是顯著的，這進一步驗證了人類發展生態學模型。家庭教育是提高國民素質的重要一環，父母應當通過自我提升，優化教養方式，其首要責任是引導孩子成人。2020年新修訂的《中華人民共和國未成年人保護法》則規定父母應當學習家庭教育知識，關注孩子心理狀況[26]。青春期的孩子正在步入成年的過渡期，好比處在一個黑屋子里，其內心世界的動蕩，對外界的復雜了解甚少，使其常常處在自我內部矛盾、自我與外界矛盾的多重矛盾之間，當經歷負性事件時，更需要成年人的經驗助力他們完成自我的探索之旅，引導其進行積極的自我評價，實現對自我的價值認可。在教育實踐中，教師除了營造良好的環境外，還要引導學生進行積極的心理建設，從內、外部因素雙雙著手，改善他們的行為問題，提高其適應能力，發展其多維度智商。值得一提的是，高核心自我評價是受欺負行為的保護性因素。高核心自我評價的人擁有更多的心理資源，并且善于提取、利用、轉化周圍資源，構成良性循環，這種應對和收益機制有助于我們理解初中生受欺負行為的內在變化機制。

此外，研究發現，父親過度保護可以顯著負向預測受欺負程度，這可能是由于在我國父親整體參與育兒的人數不多，父親過度保護并不構成一個突出的負性教養方式。從數據來看，父親過度保護均值為1.921，小于理論中值2.500，因而顯示出“反常”的結果。

（三）核心自我評價在父母教養方式與受欺負間的中介作用

從中介模型來看，父母拒絕、父母過度保護一方面會直接影響到初中生受欺負行為，另一方面也會通過影響核心自我評價來間接影響初中生受欺負行為。這表明，消極的父母教養方式可以明顯降低初中生的核心自我評價，進而引發了受欺負行為。父母更多的指責、批評與干涉，更少的關愛以及過度的保護，無疑給孩子戴上了無能、差勁或無價值的帽子，讓孩子更容易、更頻繁地卷入進被欺負的境況。受欺負本質特點是力量不均衡性，對自我能力和價值評價偏低的青少年，當多次被欺負后，很容易形成習得性無助的心理，難以改變被欺負的角色。結果提示，父母應該多關注孩子的自尊、自信水平，避免挫傷其自信的教育方式，讓孩子擁有健康、開朗的心態，否則孩子可能因其人格缺陷，在今后的成長過程中持續遭遇負性事件，而這將在自我驗證機制下，進一步強化其不良的認知與行為模式，形成惡性循環。

五、研究不足與展望

本研究驗證了研究假設，關系研究方面發現了父母教養方式影響受欺負行為的內在機制，對指導父母和家長的教育活動具有一定理論價值，但仍然存在一些不足。第一，本研究采用的是橫斷研究，無法直接揭示因果關系；第二，未將網絡受欺負納入研究，網絡受欺負是區別于傳統受欺負的新型受欺負形式，同樣值得關注。

基于本研究的不足之處，對未來研究方向提出下列展望：第一，采用交叉滯后、多層線性模型等設計探討內在機制；第二，將網絡受欺負納入研究，把傳統受欺負行為和新型受欺負行為進行比較、綜合研究；第三，探索對受欺負行為變化解釋量更高的變量。

六、結論

1. 初中生的受欺負程度以及核心自我評價水平在朋友數量、學習成績方面均存在顯著差異。且受欺負程度在年級間存在顯著差異，核心自我評價在性別間存在顯著差異。

2. 核心自我評價可以顯著負向預測受欺負行為。

3. 父母拒絕、父母過度保護對初中生受欺負行為的預測作用中，核心自我評價起部分中介作用。

參考文獻

[1]劉艷麗，陸桂芝. 校園欺凌行為中受欺凌者的心理適應與問題行為及干預策略[J]. 教育科學研究，2017（5）：60-66，95.

[2]趙莉，雷靂. 關于校內欺負行為中受欺負者研究的述評[J]. 心理科學進展，2003，11（6）：668-674.

[3]張興慧，李放，項紫霓，等. 兒童青少年校園受欺負潛在類別及與焦慮的關系[J]. 中國臨床心理學雜志，2014，22（4）：631-634.

[4]張文新，谷傳華，鞠玉翠. 兒童欺負問題與人格關系的研究述評[J]. 心理學動態，2001，9（3）：215-220.

[5]章恩友，陳勝. 中小學校園欺凌現象的心理學思考[J]. 中國教育學刊，2016（11）：13-17.

[6]謝家樹，魏宇民，Zhu Z. 當代中國青少年校園欺凌受害模式探索：基于潛在剖面分析[J]. 心理發展與教育，2019，35（1）：95-102.

[7]李洪玉，崔英文，何一粟，等. 核心自我評價研究綜述[J]. 心理與行為研究，2014，12（3）：400-406.

[8]任志洪，葉一舵. 核心自我評價量表的中文修訂[J]. 福建師范大學學報（哲學社會科學版），2009（4）：157-163，172.

[9]黎建斌，聶衍剛. 核心自我評價研究的反思與展望[J]. 心理科學進展，2010（12）：1848-1857.

[10]杜建政，張翔，趙燕. 核心自我評價：人格傾向研究的新取向[J]. 心理科學進展，2007，15（1）：116-121.

[11]劉麗瓊. 初中生受欺負、核心自我評價與心理健康的關系[J]. 教育測量與評價，2019（9）：59-64.

[12]王凱，張野. 校園排斥對初中生內外化問題的影響：同伴關系與核心自我評價的中介作用[J]. 心理發展與教育，2020，36（5）：594-604.

[13]賴燕群，連榕，楊琪，等. 家庭功能與初中生欺負行為：有調節的中介作用[J]. 心理發展與教育，2021，37（5）：727-734.

[14]張野，張東寧. 初中生自我概念與父母養育方式的關系[J]. 中國心理衛生雜志，2002，16（12）：858-861.

[15]Lereya S T，Samara M，Wolke D. Parenting behavior and the risk of becoming a victim and a bully/victim：A meta-analysis study[J]. Child Abuse & Neglect，2013，37（12）：1091-1108.

[16]王玥. 心理學視域下校園欺凌的形成機理及對策[J]. 北京師范大學學報（社會科學版）：2019（4）： 32-45.

[17]張翔，鄭雪，杜建政，等. 流動兒童心理韌性及其影響因素：核心自我評價的中介效應[J]. 中國特殊教育，2014，5（4）：48-53.

[18]莫林桂，曾玲娟，陳陽，等. 父母教養方式對被欺凌初中生學校適應的影響機制[J]. 中國特殊教育，2021（4）：65-71，89.

[19]劉小群，楊孟思，彭暢，等. 湖南省校園欺凌現況及不同角色間影響因素分析[J]. 中國公共衛生，2020，36（6）：870-874.

[20]張文新，武建芬.? Olweus兒童欺負問卷中文版的修訂[J]. 心理發展與教育，1999（2）：8-12，38.

[21]蔣獎，魯崢嶸，蔣苾菁，等. 簡式父母教養方式問卷中文版的初步修訂[J]. 心理發展與教育，2010，26（1）：94-99.

[22]杜建政，張翔，趙燕. 核心自我評價的結構驗證及其量表修訂[J]. 心理研究，2012，5（3）：54-60.

[23]周浩，龍立榮.共同方法偏差的統計檢驗與控制方法[J]. 心理科學進展，2004（6）：942-950.

[24]雷靂，張雷. 初中生受欺負狀況的某些預測變量[J]. 心理學探新，2002（4）：38-43.

[25]張倩. 我國校園欺凌防治的績效分析與未來展望——基于PISA2015和PISA2018的數據[J]. 教育發展研究，2020，40（22）：49-58.

[26]國務院. 中華人民共和國未成年人保護法.中華人民共和國中央人民政府[DB／CD].http：//www.gov.cn/xinwen/2020-10/18/content_5552113.htm，2020-10-18.

編輯 / 黃偲聰終校 / 于 洪 石 雪