欺凌受害與青少年主觀幸福感的關系：核心自我評價和負性情緒的鏈式中介作用

中圖分類號：G44 文獻標識碼：A 文章編號：1671-2684（2025）22-0014-06

一、問題提出

主觀幸福感是衡量個體心理健康的重要指標。隨著時代發展和社會變遷，如何在快節奏生活中尋找幸福感已成為大眾關注的焦點。主觀幸福感是指個體對積極和消極情緒的感知、體驗以及對生活滿意度的評估，即個體對其生活的認知和情感評估{1]。經濟合作與發展組織（Organization forEconomic Co-operation and Development，OECD）的國際學生評估項目（PISA）于2015年首次對學生幸福感進行測評[2，報告顯示，欺凌受害是影響學生幸福感的重要因素之一。

欺凌受害是指個體長期或反復遭受欺凌的現象，具有反復性、故意性和力量不均衡性等特點3。已有研究發現，欺凌受害與學生主觀幸福感呈顯著負相關[4-7]，但這些研究多聚焦于學校聯結、學校氛圍、學校歸屬感及父母教養方式等外部環境因素在欺凌受害與主觀幸福感之間的作用，對個體自身因素的內在作用機制缺乏具體探討。因此，本文從個體因素出發，探討核心自我評價和負性情緒在欺凌受害與青少年主觀幸福感之間的作用機制。

核心自我評價是指個體對自身能力和價值的最基本評價，主要包括自尊、神經質、控制點和一般自我效能四個方面。已有研究發現，遭受欺凌會通過負向自我評價影響學生的心理健康狀況，網絡受欺能夠通過降低個體的自尊水平，進而增加個體的抑郁風險[10]，由此推測欺凌受害與核心自我評價呈負相關。與此同時，以往研究還發現，核心自我評價對生活滿意度有良好的預測作用，即個體的核心自我評價水平越高，生活滿意度越高[1-12]。而生活滿意度是主觀幸福感的重要組成部分，由此推測，核心自我評價與主觀幸福感呈正相關。

基于此，本研究提出假設1：核心自我評價在欺凌受害與主觀幸福感之間起獨立中介作用。

負性情緒是指個體在主觀情緒體驗中產生的消極情緒反應，主要表現為低落、不愉快、厭惡等負面心理狀態，如憤怒、抑郁、焦慮和恐懼等。作為影響主觀幸福感的重要因素之一[13]，負性情緒通常在個體需求或愿望得不到滿足時產生，并可能伴隨明顯的生理反應或行為反應[14。現有研究表明，遭受校園欺凌的個體在面臨這種高壓負性事件時，往往會出現焦慮、抑郁和孤獨等負性情緒[15-16]。若缺乏有效的情緒調節策略，這些情緒可能導致個體的主觀幸福感顯著降低[17]。

基于此，本研究提出假設2：負性情緒在欺凌受害與主觀幸福感之間起獨立中介作用。

青少年正處在心智成長的關鍵階段，容易形成負面的自我認知，導致對自身的期望低于實際表現，產生理想與現實之間的負面偏差評價。有研究表明，負性生活事件的發生會引起個體核心自我評價水平的下降，抑郁、焦慮等負性情緒也會隨之出現[18]。楊亞琦[19]的研究也發現，核心自我評價與負性情緒之間存在顯著的負相關關系。

根據美國心理學家阿爾伯特·埃利斯的情緒ABC理論，情緒的產生是由個體對所經歷事件的解釋和評價決定的，即個體的認知決定情緒一情緒的產生過程始于激活事件（A），經由個體對該事件的認知、思想或信念（B），最終形成情緒結果（C）[20]。當青少年經歷校園欺凌這類負性事件（A）時，其核心自我評價等內在認知系統（B）會間接導致主觀情緒（C）的變化，進而影響其對幸福的主觀感知。

基于此，本研究提出假設3：核心自我評價與負性情緒在欺凌受害與主觀幸福感之間起鏈式中介作用。研究的模型見圖1。

圖1研究模型

二、研究方法

（一）研究對象

采用方便抽樣的方法，對來自天津市與河北省的738名青少年進行問卷調查，回收有效問卷682份，問卷有效率為 92.4% 。其中，男生307人（ 45% ），女生375人（ 55% ）；中職生296人（ 43.40% ），高中生386人（ 56.60% ）；被試平均年齡為17.86歲。

（二）研究工具

1.PISA2018學生問卷

采用PISA2018學生問卷中與欺凌行為相關的6個條目，將其作為欺凌受害問卷。該問卷包括言語欺凌、身體欺凌和關系欺凌三個維度，每個維度各2個題項，被試需要根據自己過去一年的實際情況，從“從不／幾乎沒有”“一年多次”“一月多次”“一周一次及以上”這四個選項中選擇，分別賦值為1、2、3、4，得分越高表明個體的欺凌受害情況越嚴重。本研究中，該問卷的Cronbach’sα系數為 0.760 。

2.幸福感指數量表

采用Campbel[21編制的幸福感指數量表，該量表共9個條目，分為總體情感指數（8個條目）和生活滿意度（1個條目）兩個維度，采用7點計分法，兩維度的得分進行加權相加，總分越高表明個體的總體幸福感越高。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為 0.928 。

3.核心自我評價量表

采用杜建政、張翔和趙燕[22翻譯并修訂的中文版核心自我評價量表，該量表共10個條目，包括對自身消極方面和積極方面的評價。采用5點計分法， $＼harpoonleft$ “完全不同意”， 5= “完全同意”，得分越高表明個體的核心自我評價水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s ∝ 系數為 0.809

4.抑郁—焦慮—壓力量表中文版

采用龔栩、謝熹瑤和徐蕊等[23翻譯并修訂的抑郁一焦慮一壓力量表中文版，該量表共21個條目，包括抑郁、焦慮和壓力三個分量表，每個分量表各7個題項，用于評估被試過去一周內的負性情緒體驗或相應的生理反應。采用4點計分法，0= “不符合”， 3= “最符合或總是符合”，分數越高表明個體的負性情緒水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s ∝ 系數為 0.954 。

（三）數據處理方法

使用SPSS27.0進行Harman單因素分析、相關分析及回歸分析。按照溫忠麟、張雷、侯杰泰等[24]提出的中介效應檢驗的程序和方法，對欺凌受害與主觀幸福感的關系路徑、核心自我評價、負性情緒的獨立中介效應及兩者的鏈式中介效應進行分析。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究采用被試自我報告的形式收集數據，可能存在共同方法偏差，故采用Harman單因素分析法對收集到的數據進行檢驗[25]。結果表明，特征根大于1的因子共有7個，且第一個因子解釋的方差變異量為 31.71% ，小于 40% 的臨界標準。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）各變量的描述性統計及相關分析

如表1所示，相關分析表明，欺凌受害與主觀幸福感呈顯著負相關（ r=-0.253 ， plt;0.001 ）、與核心自我評價呈顯著負相關（ r=-0.220 ！ plt;0.001 ）、與負性情緒呈顯著正相關（ r=0.343 ， plt;0.001 ）；主觀幸福感與核心自我評價呈顯著正相關（ r=0.559 plt;0.001 ）、與負性情緒呈顯著負相關（ r=-0.426 =plt;0.001 ）；核心自我評價與負性情緒呈顯著負相關（ r=-0.499 ， plt;0.001 ）。主觀幸福感隨著核心自我評價水平的上升而上升，隨著負性情緒的增強而降低。

（三）核心自我評價和負性情緒的中介效應檢驗

以欺凌受害、核心自我評價和負性情緒為自變量，以主觀幸福感為因變量，在相關分析的基礎上進行回歸分析。

采用SPSS宏程序PROCESS中的模型6進行回歸分析，結果見表2。欺凌受害能夠顯著負向預測主觀幸福感，總效應顯著（ β=-1.326 ， t= -6.814 ， plt;0.001 ）、直接效應顯著（ β=-0.493 t=-2.846 ， plt;0.001 ）。

欺凌受害顯著負向預測核心自我評價 B= -0.413 ， t=-5.964 ， plt;0.001 ）、顯著正向預測負性情緒（ β=0.437 ， t=7.446 ， plt;0.001 ）；核心自我評價顯著負向預測負性情緒（ β=-0.430 ， _t=-13.556 Tplt;0.001 ）、顯著正向預測主觀幸福感（ β=1.288 t=12.690 ， plt;0.001 ）；負性情緒顯著負向預測主觀幸福感（ β=-0.490 ， t=-4.497 ， plt;0.001 ）。

圖2校園欺凌和主觀幸福感的關系模型及標準化路徑

中介效應分析的結果見圖2和表3。核心自我評價、負性情緒在欺凌受害和主觀幸福感之間起中介作用，總間接效應值為 -0.833， 。具體而言，存在三條中介路徑：欺凌受害 $$ 核心自我評價 $$ 主觀幸福感，效應值為 -0.532 ；欺凌受害 $$ 負性情緒 $$ 主觀幸福感，效應值為 -0.214 ；欺凌受害 $$ 核心自我評價 $$ 負性情緒 $$ 主觀幸福感，效應值為 -0.087. 0且三條中介路徑的 95% 置信區間均不包含0，表明各中介路徑顯著。中介效應占比分別為 40.12% /16.14% 7 6.56% ，總間接效應占總效應的 62.82% 。

表1各變量的均值、標準差及相關統計結果（ N=682 ）

注： ^?plt;0.05 ， ^??plt;0.01 ， ^???plt;0.001 。下同。

表2回歸分析結果（ N=682 ）

表3對中介效應顯著性檢驗的Bootstrap分析及其效果量（ N=682 ）

四、討論

本研究驗證了欺凌受害對青少年主觀幸福感的顯著預測作用，即遭受校園欺凌的青少年，其幸福感水平往往較低，這與先前的研究結果一致[26-28]。但此前的研究對個體自身因素在欺凌受害與主觀幸福感之間的作用機制關注較少。因此，本研究在以往研究基礎上，進一步探討了核心自我評價和負性情緒在兩者間的作用機制。

首先，本研究驗證了核心自我評價在欺凌受害與主觀幸福感之間的中介作用。結果表明，核心自我評價能正向預測主觀幸福感，這與以往研究相符[29-311。此外，欺凌受害能顯著負向預測青少年的核心自我評價，即欺凌受害會降低個體的核心自我評價水平。同時，核心自我評價部分中介了欺凌受害與主觀幸福感的關系，驗證了研究假設1。

其次，本研究驗證了負性情緒在欺凌受害與主觀幸福感之間的中介作用。結果表明，負性情緒對青少年主觀幸福感有顯著的負向預測作用，這與以往研究一致[28]。此外，欺凌受害會導致青少年產生焦慮、抑郁和壓力等負性情緒，進而影響其整體生活體驗，降低主觀幸福感，即負性情緒在兩者間起部分中介作用，驗證了研究假設2。

最后，本研究驗證了核心自我評價與負性情緒在欺凌受害與主觀幸福感之間的鏈式中介作用。具體而言，根據阿爾伯特·埃利斯的情緒ABC理論，欺凌受害作為激活事件（A），易導致個體核心自我評價（B）降低，同時引發更多負性情緒（C），進而降低主觀幸福感。鏈式中介作用表明：欺凌受害（A）通過降低個體的核心自我評價（B），進而引發負性情緒（C），最終影響主觀幸福感，驗證了研究假設3。

五、教育啟示

社會各界應重視欺凌受害對青少年主觀幸福感的直接影響。學校與家長需建立常態化溝通機制，及時共享青少年在校與居家的情緒、行為表現信息。學校也可開展針對家長的青少年心理健康知識普及講座，重點講解欺凌受害對主觀幸福感的直接負面影響，使家長增強對相關問題的敏感性，確保一旦發現欺凌跡象或青少年出現情緒低落、社交退縮等異常表現，能夠迅速響應并采取干預措施。

對于受欺凌的青少年，學校和家長應關注欺凌事件的累積效應對其身心健康造成的短期和長期影響，并可以從核心自我評價入手做出干預。學校可將成長型思維訓練融入日常課程，如在語文、數學等學科教學中，設計具有挑戰性的任務，引導學生將困難視為成長的機會，鼓勵他們嘗試不同的解決方法，培養其面對挫折的韌性。同時，定期組織成長型思維主題班會，幫助受欺凌青少年改變消極的自我認知，逐步樹立積極的自我觀念。

此外，學校應重視遭受欺凌學生產生的負性情緒。學校應建立多層次的心理支持網絡，除了由專業心理教師提供一對一心理輔導服務外，還可培訓班主任、學科教師，使其具備初步識別和干預青少年心理問題的能力。例如，開設心理健康教育師資培訓課程，提高教師的心理輔導技能；在班級中設立心理委員，及時發現身邊同學的情緒變化，營造互助友愛的班級氛圍。家長則需給予受欺凌青少年充分的情感支持，耐心傾聽他們的心聲，鼓勵其表達內心的痛苦和困惑，讓青少年在家庭中感受到溫暖與理解，有效緩解負性情緒。

最后，學校和家庭應共同致力于營造積極向上的環境氛圍。學校可通過校園文化建設，如舉辦反欺凌主題宣傳活動、評選文明班級和友善之星等，弘揚友善、包容的價值觀，減少欺凌行為的發生。家長需在家庭中以身作則，展現良好的情緒管理能力和人際交往方式，引導青少年樹立正確的價值觀和行為準則，從源頭上降低青少年遭受欺凌的風險，進而保障其主觀幸福感。

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編輯/李梓萌 終校/衛虹