童年不良經歷對中學生網絡欺凌行為的影響：自戀與道德推脫的多重鏈式中介作用

中圖分類號：G44 文獻標識碼：A 文章編號：1671-2684（2025）18-0014-07

一、引言

當下，網絡欺凌已成為全球青少年群體面臨的嚴峻社會挑戰。2024年世界衛生組織歐洲發布的報告指出，全球約六分之一（ 15% ）的青少年曾遭受網絡欺凌，近八分之一（ 12% ）的青少年承認實施過此類行為，且這一比例較2018年有所上升1。與傳統欺凌相比，網絡欺凌因其隱匿性、不確定性及超時空性等特性，使受害者更難逃避侵害，同時其長期心理影響與社會適應困境更為突出2。現有研究表明，網絡欺凌行為不僅受到社會環境因素的塑造，更深受個體心理特質與認知機制的調控[3-6。其中，童年不良經歷（AdverseChildhoodExperiences，ACEs）作為高度相關的風險因素，被廣泛認為會增加個體攻擊性行為的發生概率[7-8。然而，童年不良經歷如何通過特定心理機制影響網絡欺凌行為，其內在作用路徑仍有待研究。厘清這一過程不僅有助于拓展網絡欺凌的理論框架，也對制定預防與干預策略具有重要實踐價值。

童年不良經歷是指個體18歲之前所遭受的各種傷害及負性事件，主要包括身體或情感虐待及忽視、家庭暴力、家庭功能障礙等，這種不良經歷會影響個體的情緒調節能力，并增加個體的攻擊性傾向，使其更可能產生攻擊、暴力和反社會行為[9-11]。已有研究指出，具有童年不良經歷的青少年的敵意歸因傾向更強，在網絡環境中，這種傾向會促進其采取欺凌行為作為補償，以滿足控制感的缺失[12]。目前研究中，對童年不良經歷與網絡欺凌行為之間的內在作用機制研究相對較少，尤其是個體心理特質和認知機制在其中的作用路徑值得進一步探討。本研究提出假設1：童年不良經歷正向預測中學生的網絡欺凌行為。

自戀是青少年攻擊性行為的重要人格特質之一，可以劃分為夸大自戀（grandiosenarcissism）和脆弱自戀（vulnerablenarcissism）[13]。具有夸大自戀特質的人，通常以高度的支配欲和低共情能力為主要表現，其更容易通過攻擊性行為來維護自身的自尊和社會地位[14-15]。而具有脆弱自戀特質的人，通常表現出更高的敏感性與自卑感，表面上不會輕易攻擊他人，但在自尊受到威脅的情況下，更容易采取道德推脫策略，從而減輕內在沖突[1。因此，自戀特質（夸大/脆弱自戀）在童年不良經歷與網絡欺凌行為之間可能具有中介作用，但不同自戀特質的作用是否一致，還需要進一步探究。本研究提出假設2：夸大自戀、脆弱自戀在童年不良經歷與中學生網絡欺凌行為之間具有中介作用。

道德推脫（moraldisengagement）是Bandura基于社會認知理論所提出的概念，簡單來說，是指個體在做出不道德行為后，為了使自己免受道德標準約束而采取的一系列策略，共包括道德辯護、委婉標簽、有利比較等在內的8個推脫策略[17。已有研究表明，道德推脫可以進一步分為傳統道德推脫和網絡道德推脫，二者都與網絡欺凌行為高度相關，但根據個體外化程度不同，其關聯模式也有所差異[18。童年不良經歷會影響個體的道德認知發展，使其更容易采取道德推脫策略來規避對自身行為的負面評價，自戀特質也會產生相似的影響，從而進一步強化這一傾向[19-20]。因此，道德推脫在童年不良經歷與網絡欺凌行為之間可能具有中介作用，并構成多重鏈式中介路徑，解釋其具體的內在作用機制。綜上，本研究提出假設3：道德推脫在童年不良經歷與中學生網絡欺凌行為之間具有中介作用。并提出假設4：夸大自戀、脆弱自戀和道德推脫在童年不良經歷與中學生網絡欺凌行為之間構成多重鏈式中介路徑。

二、研究方法

（一）研究對象

選取江蘇省徐州市的三所學校（一所初中、一所高中、一所中專）的初一到高二的5個年級采用隨機整群抽樣，共發放和回收調查問卷1643份，在剔除無效問卷之后，最終有效問卷為1598份，有效回收率 97.26% 。其中，男生751人，女生847人；初一238人，初二134人，初三180人，高一634人，高二412人。被試年齡在12＼～18歲之間（ M=15.37 ， SD=1.36 ）。

（二）研究工具

1.童年不良經歷問卷

采用周春艷[21翻譯修訂的兒童期逆境國際問卷（Adverse Childhood Experiences International Questionnaire，ACE-IQ）。修訂后的ACE-IQ共14條目，22個逆境描述，4個維度，維度具體包括：兒童虐待忽視、家庭外暴力、家庭功能障礙和父/母親缺失。計分方式上沿用原問卷，即單個條目中的任一題目選擇“是”，則該條目計1分，表示存在該項逆境；若該條目下所有的情況均選擇“否”，那么該條目計0分，表明不存在該項逆境。最后將所有得分相加，計算總分，代表個體在其成長過程中所經歷的逆境種類的個數。本研究中該問卷的Cronbach's α 系數為0.787。

2.自戀問卷

本研究中，將自戀分為夸大自戀和脆弱自戀兩個維度，針對夸大自戀和脆弱自戀分別采用13條目自戀人格量表[22]和自戀過度敏感性量表[24]進行測量。

13條目自戀人格量表由程浩翻譯，包括3個維度，分別是領導/權威、夸大的自我表現欲、特權感/占有欲。其原量表是由Gentile等參考Raskin和Terry的40題自戀人格量表以及Ames，Rose和Anderson的16題版本而開發，用以評估個體外顯自戀的程度[23。計分方式上采用迫選作答，1表示不符合，2表示符合。總分越高說明個體的外顯自戀程度越高。本研究中該量表的Cronbach's ∝ 系數為 0.780_c

研究還采用Hendin提出的HSNS量表，該量表是評估脆弱性自戀的一維測量，由10個自我報告的項目組成，每個項目以Likert5點計分，1到5分別表示非常不符合到非常符合，這些項目相加即可得出總分，范圍為1＼～50分，總分越低說明個體的隱性自戀水平越高。本研究中該量表的Cronbach's∝ 系數為 0.714 。

3.道德推脫問卷

采用 Bandura 等編制并由王興超、楊繼平[25l修訂的道德推脫問卷（MoralDisengagementQuestionnaire，MDQ）評估個體合理化不道德行為的傾向。該問卷一共包含26個條目，同時根據道德推脫的主要機制劃分為8個分量表，包括道德辯護、責任轉移、非人性化等。每個條目采用Likert4點評分（ $＼harpoonleft$ 非常不同意， 4= 非常同意），總分越高表明個體的道德推脫水平越高。本研究中，該量表的 Cronbach's ∝ 系數為 0.907 。

4.網絡欺凌量表

采用網絡欺凌量表（CBI）中的網絡欺凌分量表（CB），由 Zhou^[26-27] 等人修訂成中文版。量表包含18個條目，采用Likert4點計分（ $＼harpoonright$ 從未， 4=5 次以上），總分越高表示個體出現網絡欺凌行為的頻率越高。本研究中該量表的Cronbach’sα系數為0.848。

（三）數據處理

采用SPSS29.0進行數據描述性分析和相關分析，并采用Hayes2編制的PROCESSv4.2宏程序進行中介模型檢驗。

三、研究結果

（一）共同方法偏差的控制和檢驗

采用Harman單因素方法檢驗本研究是否存在共同方法偏差。對研究變量的所有題項進行未經旋轉的探索性因素分析，共有21個因子特征值大于1，且第一個公共因子的解釋率為 12.461% （ lt;40% ）。

（二）變量的描述性統計和相關分析

各變量的描述統計、差異檢驗及相關分析結果見表1和表2。

獨立樣本 χ_t 檢驗結果表明，男女生在網絡欺凌行為 （ _t=3.159 ， p=0.002lt;0.05 ）、童年不良經歷（ t=-2.566 ， p=0.01lt;0.05 ）、夸大自戀（ t=-3.567 plt;0.001 ）、脆弱自戀（ _t=-6.271 ， plt;0.001 ）上的差異顯著。在道德推脫方面，男生比女生得分略高、但性別差異不顯著（ t=1.002 ， ）。

相關分析發現，網絡欺凌行為、童年不良經歷、夸大自戀、脆弱自戀、道德推脫，兩兩之間均具有顯著正相關。

（三）自戀和道德推脫的多重中介作用檢驗

采用PROCESS宏程序Model80，在控制性別和生源地的情況下考察夸大自戀、脆弱自戀、道德推脫在童年不良經歷與網絡欺凌行之間的中介作用，回歸分析結果見表3。童年不良經歷顯著正向預測夸大自戀（ β=0.246 ， plt;0.001 ）；夸大自戀（ β=0.213 ， plt;0.001 ），顯著正向預測道德推脫（ β=0.209 ， plt;0.001 ）和網絡欺凌行為（ β=0.167 plt;0.001 ）。夸大自戀對道德推脫（ β=0.180 1plt;0.001 ）、網絡欺凌行為（ β=0.146 ， plt;0.001 ）均有顯著正向預測作用；脆弱自戀對道德推脫（ β=0.020 ， pgt;0.05 ）具有正向預測作用，但對網絡欺凌行為（ β=-0.023 ， pgt;0.05 ）的預測作用不顯著。道德推脫對網絡欺凌行為具有顯著的正向預測作用（ β=0.203 ， plt;0.001 ）。

Bootstrap中介效應的檢驗結果如表4和圖1所示。童年不良經歷對網絡欺凌行為的直接效應顯著，占比 66.7% 。總間接效應顯著，占比 33.3% 。

其中有4條間接路徑顯著：（1）童年不良經歷—夸大自戀一網絡欺凌行為，占比 10.9% ；（2）童年不良經歷一道德推脫一網絡欺凌行為，占比 18.5% （3）童年不良經歷一夸大自戀一道德推脫一網絡欺凌行為，占比 2.8% ；（4）童年不良經歷一脆弱自戀一道德推脫一網絡欺凌行為，占比 4.9% 。

四、討論

（一）童年不良經歷與中學生網絡欺凌行為的關系

本研究結果得出，童年不良經歷對中學生網絡欺凌行為具有直接的正向預測作用。這一結果與Chen O^[29] 、Kircaburun 等的研究結果一致，即童年不良經歷導致網絡欺凌行為。社會認知理論認為，具有童年不良經歷的個體通過觀察學習習得攻擊性行為，形成消極歸因增加敵意，并削弱自我調節，促使個體通過道德推脫合理化欺凌，從而增加網絡欺凌行為311。值得進一步討論的是，H.Omar[32等的研究指出，網絡欺凌本身可以被視為一種童年不良經歷，其影響不僅限于欺凌者，還可能影響被欺凌者的心理健康和社交能力[32。這意味著，網絡欺凌不僅是童年不良經歷的結果，也可能成為一個持續的創傷因素，進一步影響個體的心理發展。此外，Nwodu3研究發現，青少年如果在童年時期目睹家庭暴力，更可能在青春期或成年后參與網絡欺凌[33]。這一點補充了KircaburunK的研究，表明不僅直接經歷虐待會導致網絡欺凌，目睹暴力也可能在其中起作用。

（二）夸大自戀、脆弱自戀和道德推脫的單獨中介效應

本研究結果得出，夸大自戀和脆弱自戀在童年不良經歷與網絡欺凌行為之間的中介作用不同，其中夸大自戀具有顯著的中介作用，而脆弱自戀不具有預測作用。童年不良經歷可能會損害個體的自我價值感，促使夸大自戀個體通過貶低他人來增強自尊[34，而網絡環境的匿名性和低成本風險進一步削弱了行為約束力。脆弱自戀個體相比較于成為網絡欺凌實施者，其更可能成為欺凌的受害者，但也有相關研究表明，在匿名、隱私的網絡環境下，脆弱自戀個體的攻擊性會所有提高，甚至可以與夸大自戀個體持平[35。根據自戀特質的不同表現，本研究認為脆弱自戀個體可能會更多采取冷暴力或被動攻擊的方式，而非直接的網絡欺凌行為，其更傾向于回避負面情緒、而非像夸大自戀個體通過欺凌行為來維護自尊，這可能解釋了脆弱自戀在童年不良經歷與網絡欺凌行為未具有中介作用。

此外，研究還發現，道德推脫在童年不良經歷與網絡欺凌行為之間具有顯著的中介作用。童年不良經歷通過影響個體的道德認知發展，使個體更傾向于采取道德推脫策略，來避免實施不道德行為所帶來的道德壓力和心理負擔，從而在網絡情境下更容易實施欺凌行為。除此之外，網絡情境自身的特點，如隱匿性、超時空性、危害后果嚴重且不易消除等，也進一步削弱了個體的道德責任感，促進了網絡欺凌行為發生的可能性[2]

（三）夸大自戀、脆弱自戀和道德推脫的多重鏈式中介效應

本研究結果得出，夸大自戀和脆弱自戀通過道德推脫在童年不良經歷與網絡欺凌行為之間構成多重鏈式中介效應，但兩者的作用機制存在顯著差異。童年不良經歷通過夸大自戀增強道德推脫，從而促進網絡欺凌行為，但該路徑的整體效應值較小（ 2.8% ）。這說明雖然夸大自戀個體更容易采取攻擊行為，但道德推脫在其中的作用相對有限，個體更可能通過直接的欺凌行為來維持自尊。相比較而言，脆弱自戀雖然沒有直接預測網絡欺凌行為，但與道德推脫的聯系比夸大自戀更為密切。表4數據顯示，童年不良經歷通過脆弱自戀增強道德推脫的效應值更高（ 4.9% ），表明脆弱自戀個體比夸大自戀個體更容易產生道德推脫傾向。然而，盡管脆弱自戀個體在心理層面上更容易采取道德推脫，但他們也更傾向于選擇回避、而非選擇直接攻擊。因此雖然其道德推脫水平較高，但最終并未顯著增加網絡欺凌行為。

五、結論

本研究探討了童年不良經歷對中學生網絡欺凌行為的影響，并考察了夸大自戀、脆弱自戀和道德推脫的多重鏈式中介作用。結果表明，童年不良經歷不僅直接正向預測網絡欺凌行為，還通過不同的心理機制產生間接影響。具體包括：（1）夸大自戀在其中起到顯著的中介作用，即童年不良經歷可能增強個體的夸大自戀特質，使其更容易通過道德推脫降低道德責任感，從而增加網絡欺凌行為。（2）脆弱自戀未直接預測網絡欺凌，但在童年不良經歷與道德推脫之間起到一定的中介作用。盡管脆弱自戀者更傾向于道德推脫，但由于其社交回避和低攻擊性，未顯著促進網絡欺凌行為。（3）道德推脫在整體路徑中發揮關鍵作用，個體通過合理化、責任轉移等方式降低對網絡欺凌行為的內疚感，從而增強欺凌傾向。夸大自戀路徑對網絡欺凌的影響更直接，而脆弱自戀路徑主要影響道德推脫，兩者機制有所不同。

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