初中生自尊水平与欺负行为：一个有调节的中介模型

方 芳 崔明然 李艺敏

（1黄河水利职业技术学院，开封 475001；2河南大学心理与行为研究所，开封 475004）

欺负是指强者无故地、反复地伤害弱者的行为，是一种特殊类型的攻击性行为（Smith＆Thompson，2017），可以分为身体型（例如，打、踢或推被欺负者，偷窃、隐藏或毁坏被欺负者的东西，使被欺负者做他或她不想做的事等）、言语型（例如，辱骂、取笑被欺负者等）和关系型（例如，拒绝和被欺负者说话，散布关于被欺负者的谎言和谣言，使被欺负者感到被冷落等）等类型（Crick＆ Bigbee，1998）。发生在学校的欺负行为会给卷入的学生的生活蒙上阴影（Sharp，Smith，＆Smith，2002）——给他们造成严重的、短期或长期的影响，特别是在心理社会调整（例如，复原力）和生活结果（例如，犯罪）方面（Chan＆ Wong，2015），因而一直是全世界的学校都非常关注的问题。研究表明，欺负行为最常发生在初中（Hicks，Jennings，Jennings，Berry，＆ Green，2018）。对初中生欺负行为的影响因素开展研究，可以为相应的干预工作提供必要的理论指导，具有重要的实践价值。

已有相当多的研究表明，自尊与欺负行为之间有着紧密的联系。然而，关于二者之间到底是正相关、负相关还是无相关，还存在相当大的争议（Tsaousis，2016）。有研究者认为，具有社会技能并融入同龄人群体的欺负者经常报告较高的自尊水平（Vaillancourt， McDougall， Hymel， ＆ Sunderani，2010）。 但 是，Cook，Williams，Guerra，Kim 和 Sadek（2010）通过对1970～2010年间发表的1622项有关学龄儿童和青少年欺负行为的预测因子的研究进行元分析却发现，自我相关认知（定义为自尊和自我效能的混合）对欺负行为具有负向预测效力。在另一项元研究中，Tsaousis（2016）则发现自尊与欺负行为之间的关系很微弱。新近的研究采用纵向结构方程模型检验了中学生的自尊与欺负行为之间的关系，结果发现时间1的自尊不能预测时间2的欺负行为，时间1的欺负行为不能预测时间2的自尊（Rose，Slaten，＆ Preast，2017）。 实际上，一直以来，研究者就自尊和攻击性行为的关系也争论不休（Teng，Liu，＆ Guo，2015；李文姣，2016；施国春，张丽华，范会勇，2017）。一种普遍被接受的观点，即低自尊假说（low self-esteem hypothesis），认为是低的自尊水平导致了攻击性行为的产生 （Trzesniewski et al.，2006）。但是，已有的研究即使发现了低自尊与攻击性之间存在关联，这种联系也很微弱且不稳定（Zeigler-Hill，Enjaian，Holden，＆ Southard，2014）。 与之相对立的另一种观点，即受威胁的自尊假说（disputed self-esteem hypothesis），认为是高的自尊水平导致攻击性行为，通过实施攻击性行为，高自尊者保护自我价值感免遭威胁。不过，研究表明，高自尊者未必一定是高攻击性的，许多低攻击者也拥有高的自尊水平（Bushman et al.， 2009）。

既有的关于欺负和攻击性行为的研究可能都只关注了自尊水平（self-esteem level，即高的自尊水平或低的自尊水平）而没有充分重视自尊稳定性（selfesteem stability）的作用（Kernis，2005）。 研究者最初对自尊稳定性开展研究时，认为自尊稳定性指自我价值感依据时间和情境的变化所产生的波动程度，包括长期或短期波动。从长期波动来看，自尊的稳定性反映了个体的自尊基线水平的变化——缓慢地、长时间地发生，从短期波动来看，自尊的稳定性反映了直接的、基于情境的自尊的变化幅度（Kernis，1993）。后来，研究者修正了看法，认为自尊稳定性描述了个体在短时间内所经历的自尊水平的变化（Altmann ＆ Roth，2018； Kernis，2005）。 自尊稳定性的评估通常有两种方法。第一种是采用量表进行一次施测，从而实现对自尊稳定性的横断面的直接评估；第二种通常采用Rosenberg自尊量表进行多次施测，以量表得分的标准差作为指标，进行自尊稳定性的间接评估。后一种方法被认为能对自尊稳定性提供最有效的评估，但它要求被试投入相当多的时间和精力，相比之下，前一种方法要经济得多（Altmann＆ Roth，2018）。研究表明，自尊稳定性低的个体更易怒 （Kernis，Cornell，Sun，Berry，＆ Harlow，1993），表现出更多的攻击性行为（高峰强，薛雯雯，韩磊，任跃强，徐洁，2016）。

根据Swann的自我确认理论 （self-verification theory），稳定的自我概念是实现自我确认的基础，而整体自尊和特殊自我概念似乎都引导着自我确认的过程（张锋，沈模卫，何亚芸，2006）。高自尊已被证明是一个由稳定自尊和不稳定自尊组成的异质性结构（Jordan ＆ Zeigler-Hill，2013）。 稳定的高自尊反映了个体对自我的积极态度是现实的，很好锚定的、能抵抗威胁的，不需要不断从别人那里进行验证。与此相反，不稳定的高自尊是指个体的自我价值感容易受到挑战，需要不断地加以验证，并依赖于某种程度的自我欺骗。不稳定的高自尊个体全神贯注于保护和增强其脆弱的自我价值感。因此，其自尊会经常处于危险之中，并导致反应性和防御性增强，特别具有攻击性（Zeigler-Hill et al.，2014）。 研究者认为，基于组织的自尊的稳定性无疑会对基于组织的自尊水平的发挥起到调节作用（尹奎，刘永仁，刘蒙，2014）。已有研究表明，自尊稳定性通过调节自尊水平与攻击性行为的关系，比自尊水平能更加有效地预测攻击性行为：不稳定的高自尊个体经常比稳定的高自尊个体有更高的攻击性水平，自尊水平低者（无论稳定与否）的攻击性水平与自尊不稳定者的攻击性水平相似（Zeigler-Hill et al.，2014）。 那么，自尊稳定性、自尊水平与欺负行为之间的关系是怎么样的？对此问题，研究者还缺乏具体探索。本研究的目的之一是探讨自尊稳定性是否在自尊水平与欺负行为之间起调节作用，因此提出假设H1：自尊稳定性在自尊水平对欺负行为的影响中起调节作用。

影响欺负行为产生的另一个因素是社会信息处理中的偏见和缺陷 （Espelage，Hong，Kim，＆ Nan，2018），因此，考察欺负者对待欺负行为的态度就显得非常重要。社会认知理论认为态度是个体知识结构的反映，会导致社会信息加工过程表现出个体差异，因而，态度是影响攻击性行为的重要认知机制（Jeon，Lee，＆ Lee，2019）。 个体如果抱持为了达到目的必须使用攻击手段的态度，则会倾向于对攻击性行为的后果持有乐观的期待（Back et al.，2010）。对青少年的攻击性行为进行干预，可以从转变其对待攻击的态度入手 （Eslea＆ Smith，2000；Leihua Van，Frey，＆ Beland，2002）。

研究表明，虽然大多数儿童和青少年对欺负行为持消极的态度并打算支持欺负行为的受害者，然而，只有20%的儿童、青少年按照自己的态度行事。这种差异可能源自于研究者考察态度的方式（Pouwels，Lansu，＆ Cillessen，2017）。双重态度模型把态度划分为内隐态度和外显态度（Wilson，Lindsey，＆ Schooler，2000），前者是指冲动的、自发的、失控的情绪反应和评价，后者是指故意的、反思的、受控的、有意识的自我报告式的评价（Gawronski ＆ Bodenhausen，2006）。已有研究发现，自尊与对待欺负行为的外显态度能共同预测欺 负行为 （Cook et al.，2010； Gendron，Williams，＆ Guerra，2011），但是，欺负者对待欺负行为的外显态度（即，外显欺负态度）容易受到自我服务归因偏见的影响，故而欺负者不太可能将自己欺负他人的行为定义为欺负行为（Boulton，Trueman，＆ Flemington，2002），所以，对待欺负行为的内隐态度（即，内隐欺负态度）是比外显欺负态度更重要的欺负行为预测因素（van Goethem，Scholte，＆ Wiers，2010）。 不过，有关欺负行为的内隐态度的研究还很匮乏（Munnelly，Farrell，O’Connor，＆ McHugh，2017）， 目前还不清楚在自尊水平、自尊稳定性与欺负行为之间，内隐欺负态度发挥怎样的作用。因此，本研究的目的之二是对此加以探究。鉴于有研究发现对待社交网站的态度在自尊水平与行为意向之间起中介作用（Gangadharbatla，2008），提出假设 H2：内隐欺负态度在自尊水平对欺负行为的影响中起中介作用，并且这一中介作用受到自尊稳定性的调节。具体的研究假设模型见图1。

1 对象和方法

1.1 对象

采用方便取样的原则，选取383名河南省的初中生进行施测，获得有效问卷213份，有效应答率为55.61%。被试的平均年龄为14.93±0.12岁。其中，男生109人，女生104人；初一93人，初二72人，初三48人。

1.2 工具

1.2.1 权变性自尊量表

采用权变性自尊量表 （contingent self-esteem scale，SECS）中文版（杨晓慧，2011）对自尊稳定性进行测量。SECS中文版考察自尊受竞争标准、事件结果、他人评价等各类外力影响的程度，共15个条目，采用Likert5点记分（从“l非常不符合”到“5非常符合”），得分越高表示自尊稳定性越低，意味着自尊更可能被干扰。该中文版具有较好的心理测量学特征（Chen， Ye， ＆ Zhou， 2013）。 在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.81。

1.2.2 Rosenberg自尊量表

采用Rosenberg自尊量表中文版（汪向东，王希林，马弘，1999）测量自尊水平。该量表由10个条目组成，采用Likert4点记分（从“l非常不符合”到“4非常符合”），得分越高则表示自尊水平越高。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.87。

1.2.3 内隐欺负态度的IAT测验

根据 Greenwald、Nosek 和 Banaji（2003）的经典IAT实验范式编写IAT程序，利用E-prime2.0施测。其中的相容任务是欺负行为+积极属性词，不相容任务是被欺负行为+消极属性词。“欺负行为”目标概念是 “打同学”“骂同学”“威胁同学”“给同学起外号”，“被欺负行为”目标概念是“挨同学打”“挨同学骂”“遭同学威胁”“被同学起外号”，“积极属性”概念是“聪颖”，“消极属性”概念是“愚笨”。IAT任务为单因素两水平（相容vs.不相容）的被试内设计，因变量为正确率和反应时。

1.2.4 儿童欺负问卷（初中版）

采用张文新和武建芬（1999）修订的儿童欺负问卷（初中版）的欺负分量表测量初中生的欺负行为。由7个条目构成，采用Likert5点计分方式，从“完全没有”计1分、“半年内1～2次”计2分、“每月2～3次”计3分、“每周一次”计4分到“每周数次”计5分。得分越高，表明欺负行为越严重。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.87。

1.3 程序

主试是经过严格培训的心理学专业的研究生。以班级为单位在学校机房进行施测。一半被试先进行问卷施测，之后进行内隐欺负态度的IAT测验。另一半被试则相反。IAT任务流程如下：（1）收集相容任务练习阶段、相容任务测验阶段、不相容任务练习阶段、不相容任务测验阶段的所有数据；（2）删除反应时超过10000ms的判断和反应时少于300ms的判断次数超过20%的被试；（3）分别计算相容任务练习阶段、相容任务测验阶段、不相容任务练习阶段、不相容任务测验阶段中被试正确判断的反应时均值；（4）计算相容任务练习阶段、不相容任务练习阶段反应时的标准差及相容任务测验阶段、不相容任务测验阶段反应时的标准差；（5）将第三步中所得的反应时均值加上600ms替换错误判断的反应时；（6）分别计算相容任务练习阶段、相容任务测验阶段、不相容任务练习阶段、不相容任务测验阶段中反应时的均值；（7）计算相容任务练习阶段、不相容任务练习阶段反应时的均值之差及相容任务测验阶段、不相容任务测验阶段反应时的均值之差；（8）将第七步所得的反应时均值之差除以第四步所得的各自的标准差，得到两个D值，即D＝不相容和相容阶段反应时均值之差／标准差；（9）计算两个D值的均值，得到内隐欺负态度的指标（Greenwald，Nosek，＆Banaji，2003）。

1.4 统计处理

参照 Greenwald et al.（2003）的方法，对 IAT 实验数据进行处理，获得被试的内隐欺负态度分数。采用 SPSS21.0 以及 PROCESS 程序（Hayes，2017）进行其他数据处理和分析。

2 结果

2.1 主要研究变量的描述统计与相关分析

自尊水平、自尊稳定性、内隐欺负态度和欺负行为的描述统计和相关分析的结果如表1所示。由表1可知，自尊水平、自尊稳定性、内隐欺负态度和欺负行为之间的两两相关均达到统计显著水平。

表1 主要研究变量的描述性统计和相关分析（n＝213）

2.2 自尊与欺负行为的关系：有调节的中介模型检验

按照 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）提出的中介分析程序，使用Hayes（2017）提出的有调节的中介分析模型（模型8）进行偏差矫正的百分位Bootstrap法中介效应检验。其中，自变量为自尊水平，因变量为欺负行为，中介变量为内隐欺负态度，调节变量为自尊稳定性。

首先，对内隐欺负态度的中介效应进行检验，结果见表2。由表2可知，自尊水平对欺负行为的直接预测作用显著（β＝0.20，t＝2.94，p＜0.01）。 当加入中介变量（内隐欺负态度）后，该直接作用依然显著（β＝0.16，t＝2.18，p＜0.05）。 同时，中介变量（内隐欺负态度）对欺负行为的预测作用显著（β＝0.51，t＝8.75，p＜0.001）；自尊水平对入中介变量（内隐欺负态度）的预测作用也显著（β＝0.17，t＝2.02，p＜0.05）。 另外，中介变量（内隐欺负态度）的中介效应为0.09，其95%Bootstrap 置信区间为（0.00，0.19），不包含 0。 因此，内隐欺负态度在自尊水平对欺负行为的影响中起中介作用。

表2 内隐欺负态度的中介效应检验（n＝213）

其次，对自尊稳定性的调节效应进行检验，结果见表3。从表3可以看出，将自尊稳定性放入模型后，自尊水平与自尊稳定性的乘积项对中介变量（内隐欺负态度） 的预测作用显著 （β＝0.16，t＝2.20，p＜0.05），对欺负行为的预测作用达到显著水平 （β＝0.15，t＝3.31，p＜0.001），中介变量（内隐欺负态度）对欺负行为的预测作用达到显著水平（β＝0.20，t＝4.65，p＜0.001）。因此，自尊稳定性不仅在自尊水平与欺负行为之间起调节作用，而且在内隐欺负态度中介自尊水平与欺负行为关系的前半段发挥调节作用，即自尊水平、自尊稳定性、内隐欺负态度、欺负行为之间构成有调节的中介模型。

进一步地，按照均值加减一个标准差，区分出低（M-1SD）、中（M）、高（M+1SD）三种自尊稳定性程度，分析在不同自尊稳定性水平上自尊水平对欺负行为的影响以及中介变量（内隐欺负态度）在二者之间的中介效应。结果表明，对于自尊稳定性水平较低（M+1SD）的被试来说，自尊水平对欺负行为具有显著的预测作用 （Effect＝0.23，t＝3.49，p＜0.001），其95%Bootstrap 置信区间为（0.10，0.36），中介变量（内隐欺负态度）在二者之间的中介效应显著 （Effect＝0.05，Boot SE＝0.02）， 其 95%Bootstrap 置信区间为（0.02，0.10）；对于自尊稳定性水平较高（M-1SD）的被试来说，自尊水平对欺负行为的预测作用不显著（Effect＝-0.08，t＝-1.09，p＞0.05），其 95%Bootstrap 置信区间为（-0.21，0.06），中介变量（内隐欺负态度）在二者之间的中介效应不显著 （Effect＝-0.01，Boot SE＝0.02），其 95%Bootstrap 置信区间为（-0.06，0.03）。因此，随着个体自尊稳定性水平的提高，自尊水平对欺负行为的预测作用呈逐渐减弱趋势，且内隐欺负态度在自尊水平与欺负行为关系中的中介效应也呈下降趋势。

3 讨论

研究者针对自尊在欺负行为中的作用开展了大量的研究，但是这些研究大都是围绕着自尊水平展开的。基于自尊稳定性理论、双重态度模型及以往的研究，本研究构建了一个有调节的中介模型，明确了自尊水平通过什么（内隐欺负态度的中介作用）影响初中生欺负行为，同时也回答了自尊水平在什么条件下（自尊稳定性的调节作用）对初中生欺负行为的影响更大。本研究提出的两个假设全部得到了证实，研究结果对于厘清自尊与欺负行为的关系具有一定的理论意义，对于初中生心理健康教育具有重要的现实意义。

3.1 内隐欺负态度的中介作用

受威胁的自尊假说认为高自尊导致攻击性行为。但是，低自尊假说提出了不同的观点，认为是低自尊导致了攻击性行为的产生。本研究发现，自尊水平高的初中生的欺负行为发生的频率也高，从而支持了受威胁的自尊假说。

但是，自尊不仅能影响外部表现（即行为），也会影响个体的内部世界 （即思想和态度）（Cameron＆Granger，2019）。以往，研究者通常只关注外显欺负态度（采用Likert式量表进行评估）及其与欺负行为的关系。然而，这些研究表明，外显欺负态度对欺负行为只有微弱到中等的预测效力（Stevens，Van Oost，＆ De Bourdeaudhuij，2000）。 从心理测量学角度看，这可能是因为外显欺负态度受到诸如社会称许性等因素的影响，所以并不总是与欺负行为相符合，导致初中生虽然在问卷法中报告的外显欺负态度是消极的，但仍表现出欺负行为。已有研究表明，对暴力的外显态度会受到社会期望的影响 （Jeon et al.，2019）。内隐欺负态度是解释欺负行为的有效指标（van Goethem et al.，2010）。 内隐社会认知理论认为内隐欺负态度是对欺负行为的冲动的、不受控制的、潜意识的认知，包括对欺负行为的态度或对欺负者的态度，可以使用间接测量方法（例如，内隐联想测验）来评估。尽管对欺负行为的外显态度是明确反对的，但个体对欺负行为的内隐态度却可能是积极的并导致其表现出欺负行为。因此，本研究构建了内隐欺负态度在自尊水平与初中生欺负行为之间的中介作用模型。结果发现，自尊水平高的初中生更容易产生内隐欺负态度，从而提高其欺负行为发生的频率。这一结果提示了自尊水平影响欺负行为的中介机制，从而初步丰富了受威胁的自尊假说。

3.2 自尊稳定性的调节作用

已有研究表明，自尊稳定性通过调节自尊水平与攻击性行为的关系，比自尊水平能更加有效地预测攻击性行为（Zeigler-Hill et al.，2014）。 但是，尚缺少关于自尊稳定性如何在自尊水平影响欺负行为时发挥作用的探讨，本研究为这一领域提供了新的证据。本研究发现自尊的水平与稳定性的组合直接影响欺负行为，因而丰富了Zeigler-Hill等（2014）的研究发现。进一步地，从自尊稳定性理论出发，本研究还发现自尊水平通过内隐欺负态度影响欺负行为的中介过程受到自尊稳定性的调节作用。具体而言，当自尊稳定性低时，自尊水平高的初中生比自尊水平低的初中生更加表现出内隐欺负态度，进而表现出更高的欺负行为发生频率。这些结果都表明了初中生自尊稳定性与自尊水平一起比单独的自尊水平能更加有效地预测欺负行为，从而支持了自尊稳定性理论。

自尊稳定性理论认为不稳定的高自尊个体的愤怒和敌意倾向最高而稳定的高自尊个体的愤怒和敌意倾向最低，表明与具有稳定自尊的个体相比，具有不稳定自尊的个体可能对评价性事件反应更强烈，然而，反应的性质以及反应的类型也可能取决于个体的自尊水平。不稳定的高自尊个体的自我更脆弱、更易受伤害，对积极和消极的评价事件更敏感，在面对积极的和消极的自我相关事件时会产生更大的反应；具有稳定的高自尊个体拥有非常安全的积极的自我，因此，他们对积极或消极的自我相关事件没有非常积极的反应。在高自尊的个体中，不稳定的自尊与敌意和愤怒的更大倾向关联（Kernis，2013）。这对于解释自尊水平与攻击性行为之间关系的不一致发现特别具有启发性，表明充分理解自尊在心理功能中的作用需要同时考虑自尊的稳定性和自尊水平的作用（Kernis，Lakey，＆ Heppner，2008）。

总体看来，本研究结果为理解初中生的欺负行为提供了一个新视角，也为初中生欺负行为的干预实践提供可能的方法：（1）改变解释风格。高自尊水平、低自尊稳定性的个体更倾向于将负面经验归因于外部原因 （Kernis，1993），从而表现出偏执思维（Thewissen et al.，2007），因此，可以对其开展解释风格的训练；（2）改变内隐欺负态度。最近，有研究者探索了对少年犯群体看待暴力的积极内隐态度进行矫治的可行性（Jeon et al.，2019），结果表明评价性条件作用（evaluative conditioning）可用于改变少年犯的内隐暴力支持态度。评价性条件作用是指伴随条件刺激和无条件刺激的不断配对出现，无条件刺激把自己的效价传递给了条件刺激（张予贺，金艳，郑希付，闫柯，周晌昀，2014）。因此，可以尝试利用评价性条件作用改变内隐欺负态度。

3.3 不足与未来研究方向

本研究从内隐欺负态度的角度探索了初中生对欺负的态度和他们表现出的欺负行为不一致的原因，研究结果有助于理论研究者和心理健康教育工作者从自尊的水平、自尊稳定性和对欺负行为的内隐态度出发，开展初中生欺负行为的干预研究和实践。但是，本研究并未将欺负者的内隐欺负态度具体指向特定的被欺负者，这也是常被研究者忽视的一个问题（Lansu，2018），未来可以就此展开研究。

4 结论

第一，初中生的自尊水平影响欺负行为，内隐欺负态度在其中起部分中介作用。

第二，初中生的自尊稳定性在自尊水平影响欺负行为的直接路径上的调节效应显著，并且对中介模型的前半段也发挥调节作用。

第三，随着个体自尊稳定性的提高，自尊水平对欺负行为的预测作用呈逐渐减弱趋势，且内隐欺负态度在自尊水平与欺负行为关系中的中介效应也呈下降趋势。