董會芹 張文新

(1 山東師范大學(xué)教育學(xué)部，濟(jì)南 250014) (2 山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250014)

童年中晚期同伴侵害與情緒適應(yīng)：歸因的中介作用 *

董會芹1張文新2

(1 山東師范大學(xué)教育學(xué)部，濟(jì)南 250014) (2 山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250014)

以929名8-12歲兒童為被試，運(yùn)用多維同伴侵害量表、兒童社交焦慮量表、兒童孤獨(dú)量表和同伴侵害歸因量表進(jìn)行測量，考察歸因在童年中晚期同伴侵害與情緒適應(yīng)關(guān)系間的中介作用。結(jié)果表明：（1）童年中晚期同伴侵害歸因包括互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒三個維度；（2）身體侵害、關(guān)系侵害對社交焦慮的直接預(yù)測作用不顯著，但通過互不喜歡的中介影響社交焦慮；（3）身體侵害對孤獨(dú)的直接預(yù)測作用不顯著，但通過互不喜歡的中介影響孤獨(dú)，關(guān)系侵害對孤獨(dú)的直接正向預(yù)測作用顯著，同時通過三種歸因方式的中介影響孤獨(dú)。結(jié)論：童年中晚期同伴侵害歸因包括互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒三個維度，歸因的中介作用模式因同伴侵害、情緒適應(yīng)類型的不同而存在差異，同伴嫉妒的歸因方式能夠減少關(guān)系侵害后兒童的孤獨(dú)情緒。

童年中晚期，同伴侵害，情緒適應(yīng)，歸因。

1 問題提出

同伴侵害是指個體受到同伴攻擊的經(jīng)歷（張文新等, 2009），通常包括身體侵害、辱罵以及社會排斥等形式（Singh & Bussey, 2011）。對受侵害兒童而言，同伴侵害是消極的人際交往經(jīng)歷，給兒童帶來巨大心理壓力，必然會引發(fā)與人際交往相關(guān)的情緒適應(yīng)問題。相關(guān)研究也證明同伴侵害會使受侵害兒童產(chǎn)生社交焦慮（Gren-Landell, Aho,Andersson, & Svedin, 2011; 紀(jì)林芹, 陳亮, 徐夫真, 趙守盈, 張文新, 2011; 張文新等, 2009），兒童早期（Kochenderfer & Ladd, 1996）、童年中晚期（紀(jì)林芹等, 2011; 張文新等, 2009）和青少年期（Storch &Masia-Warner, 2004）的孤獨(dú)與同伴侵害相關(guān)，受侵害兒童的孤獨(dú)水平高，朋友少（Margalit, 2010）。社交焦慮和孤獨(dú)是兒童對自己當(dāng)前社交能力和社交情境的知覺，是兒童情緒適應(yīng)的兩個重要方面，也是衡量兒童心理健康的兩個重要指標(biāo)，故本研究把社交焦慮和孤獨(dú)作為衡量兒童情緒適應(yīng)的指標(biāo)。

研究發(fā)現(xiàn)，并非所有受侵害兒童均出現(xiàn)情緒適應(yīng)問題，有些受侵害兒童適應(yīng)問題更嚴(yán)重（Kochenderfer-Ladd & Ladd, 2001; Kochenderfer-Ladd & Skinner, 2002），這其中的原理或發(fā)生的內(nèi)在機(jī)制成為當(dāng)前研究者關(guān)注的焦點(diǎn)。已有研究揭示，兒童應(yīng)對策略、友誼質(zhì)量、自尊等影響了同伴侵害與適應(yīng)問題的關(guān)系，兒童如果使用沖突解決策略和尋求支持策略應(yīng)對同伴侵害，或本身自尊水平高，則不良適應(yīng)問題少（Kochenderfer-Ladd& Skinner, 2002; Kochenderfer-Ladd, 2004; 董會芹,2015）；受侵害兒童如果同伴沖突多、友誼質(zhì)量差，則較其他兒童內(nèi)化問題多（You & Bellmore,2012），這表明同伴侵害與適應(yīng)之間的關(guān)系比較復(fù)雜，兒童遭受侵害后是否產(chǎn)生適應(yīng)問題還可能受諸多因素的影響。

根據(jù)壓力應(yīng)對理論，個體采取何種行為方式應(yīng)對壓力事件受個體對該事件認(rèn)知評價(jià)的影響，認(rèn)知評價(jià)是外在壓力和行為反應(yīng)之間的媒介，而焦慮、抑郁等是個體應(yīng)對壓力事件的情緒指向策略（Lazarus & Folkman, 1984）。同伴侵害作為壓力事件，引發(fā)兒童產(chǎn)生何種不良情緒以及不良情緒的嚴(yán)重程度必定受其對同伴侵害事件認(rèn)知的影響，而同伴侵害歸因是兒童對同伴威脅、指責(zé)等的認(rèn)知評價(jià)，可能會影響同伴侵害與社交焦慮、孤獨(dú)等情緒適應(yīng)間的關(guān)系。歸因理論和社會信息加工過程理論同樣討論了歸因的作用，闡述了兒童應(yīng)對同伴侵害時認(rèn)知機(jī)制的作用，認(rèn)為兒童面對同伴挑釁時的認(rèn)知評價(jià)影響其后的不良適應(yīng)（Dodge et al., 2003; Graham & Juvonen, 1998）。

已有關(guān)于同伴侵害、歸因、適應(yīng)之間內(nèi)在聯(lián)系機(jī)制的研究主要圍繞歸因理論和社會信息加工過程展開。研究表明，同伴侵害與敵意歸因（編碼時傾向于對有關(guān)線索作出敵意解釋）顯著正相關(guān)（Camodeca & Goossens, 2005; Pornari & Wood,2010），敵意歸因在同伴侵害與外化問題間起到了中介作用（Calvete & Orue, 2011; Hoglund & Leadbeater,2007; Yeung & Leadbeater, 2007）。同伴侵害經(jīng)歷使受侵害兒童傾向于自責(zé)歸因（Graham & Juvonen,1998; Garner & Lemerise, 2007; Prinstein, Cheah, &Guyer, 2005; Troop-Gordon & Ladd, 2005），自責(zé)歸因在同伴侵害與抑郁情緒間起到了中介作用（Gibb& Alloy, 2006; Perren, Ettekal, & Ladd, 2013），但在同伴侵害與孤獨(dú)情緒間的中介作用不顯著（Catterson & Hunter, 2010）。簡言之，目前已經(jīng)發(fā)現(xiàn)兩種主要?dú)w因方式在同伴侵害與適應(yīng)關(guān)系間起到中介作用，敵意歸因在同伴侵害與外化問題間起到中介作用，而自責(zé)歸因在同伴侵害與內(nèi)化問題間起到中介作用。那么，兒童對同伴侵害事件是否還有其他歸因方式？這些歸因方式是否同樣在同伴侵害與情緒適應(yīng)關(guān)系間起中介作用？不同同伴侵害類型的性質(zhì)存在細(xì)微差異，兒童歸因方式是否受同伴侵害類型的影響？對此，尚需要進(jìn)一步探索。

在心理與行為研究領(lǐng)域，一般認(rèn)為兒童因果歸因存在三個維度：控制點(diǎn)、穩(wěn)定性和可控性（Graham & Juvonen, 1998），但同伴侵害與一般社會交往事件不同，兒童對同伴侵害的歸因是否也有類似維度？對此，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了初步探討，發(fā)現(xiàn)兒童對同伴侵害事件的歸因與傳統(tǒng)三維度模型不同，反應(yīng)了其同伴沖突過程中的角色地位，符合社會比較理論（social comparison theory）的觀點(diǎn)，即兒童把同伴侵害歸因于對方敵意，或歸因于自己的消極特征（Prinstein et al., 2005）。近期相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，不同年齡階段兒童對同伴侵害的歸因方式不同，3～5歲兒童能夠做出敵意、自責(zé)以及中立三種歸因方式（董會芹, 紀(jì)林芹, 陳亮, 張文新, 2013），8～10歲兒童的同伴侵害歸因可分為向下或優(yōu)越比較（downward or superior comparisons）、向上或不足信念（upward or inferiority beliefs）和平行原因（horizontal）三個方面，具體包括同伴嫉妒、互不喜歡、相互差異、自身不足以及不如同伴酷等五個維度（Kochenderfer-Ladd & Visconti,2011; Visconti, Kochenderfer-Ladd, & Clifford,2013）。在我國文化背景下，童年中晚期同伴侵害歸因是否符合社會比較理論的觀點(diǎn)？歸因方式與幼兒一樣存在三個維度還是如西方研究所揭示包括五個維度？

有研究者發(fā)現(xiàn)，社會比較行為在個體處理壓力事件時起到了關(guān)鍵作用，個體對自己的積極信念利于有效解決壓力問題（Taylor, Buunk, & Aspinwall,1990）。因此，個體把自己和他人作對比的歸因方式能夠預(yù)測其后的應(yīng)對策略及情緒適應(yīng)問題。向上比較歸因指兒童把同伴侵害歸因于自身不足或者自身行為不當(dāng)，這種歸因方式易使兒童產(chǎn)生消極情緒；向下比較是指把同伴侵害歸于同伴嫉妒，而平行歸因則把同伴侵害歸于自己與攻擊者之間沒有共同愛好、互不喜歡，這兩種歸因方式可能對兒童消極情緒適應(yīng)的影響較小或沒有影響，即不同歸因方式可能會產(chǎn)生不同結(jié)果。此外，社交焦慮和孤獨(dú)雖然同屬于情緒適應(yīng)，但兩種情緒間存在細(xì)微差異。社交焦慮是指個體對可能出現(xiàn)他人或可能受到指責(zé)的社會交往情境的持續(xù)恐懼情緒（DSM-IVTR, American Psychiatric Association,2000），它包括個體可知覺到的心理（如擔(dān)心、害怕）和生理反應(yīng)等成分（李浩然, 2016），是最為普遍的心理失調(diào)現(xiàn)象之一。孤獨(dú)是當(dāng)個體期望擁有的社會關(guān)系水平與個體實(shí)際獲得的社會關(guān)系水平存在差距時產(chǎn)生的主觀情緒體驗(yàn)（Peplau &Perlman, 1982），是個體人際互動系統(tǒng)不足的表現(xiàn)（de Minzi & Sacchi, 2004）。因此，歸因在同伴侵害與這兩種情緒適應(yīng)關(guān)系中的作用方式可能存在差異。

鑒于此，本研究擬考察我國文化背景下兒童同伴侵害歸因的類型，不同歸因方式在童年中晚期同伴侵害與情緒適應(yīng)關(guān)系間的作用，并進(jìn)一步揭示歸因在不同類型同伴侵害與社交焦慮、孤獨(dú)兩種不同消極情緒間作用模式的可能差異。我們預(yù)計(jì)，同伴侵害通過歸因的中介影響情緒適應(yīng)，但歸因方式在同伴侵害與社交焦慮、同伴侵害與孤獨(dú)間的中介作用模式不同。

2 研究方法

2.1 被試

被試為濟(jì)南市城鄉(xiāng)結(jié)合部兩所小學(xué)的957名8-12歲兒童，剔除作答不完整的數(shù)據(jù)后有效問卷929份。被試中8歲組兒童127名（平均8.59±0.23歲），9歲組兒童274名（平均9.47±0.28歲），10歲兒童183名（平均10.48±0.31歲），11歲組兒童239名（平均11.43±0.30歲），12歲組兒童106名（平均12.42±0.51歲）。男生494名（占53.20%），女生435名（占46.80%）。母親受教育程度是本科及本科以上者占4.08%，本科以下且高中以上（含高中畢業(yè)生）者占39.63%，高中以下者占56.29%；父親受教育程度是本科及本科以上者占9.06%，本科以下且高中以上（含高中畢業(yè)生）者占43.00%，高中以下者占47.94%。兒童所在家庭的月總收入在2000元以下者占16.58%，2000～4000元之間的占36.06%，4000～6000元之間的占25.12%，6000～10000元之間的占16.59%，10000元以上的占5.65%。

2.2 研究工具

2.2.1同伴侵害量表

采用Mynard和Joseph編制的多維同伴侵害量表（multidimensional peer-victimization scale, MPVS;Mynard & Joseph, 2000）中的身體侵害和關(guān)系侵害兩個分量表測評同伴侵害，英文版問卷是目前國外學(xué)者用以測評兒童同伴侵害的常用測評工具（Biebl, DiLalla, Davis, Lynch, & Shinn, 2011; John &DiLalla, 2013）。本文使用的身體侵害和關(guān)系侵害分量表經(jīng)過了中文修訂并在已有研究中使用，具有較好的信度與效度（董會芹, 2015; 紀(jì)林芹等,2011; 張文新等, 2009）。修訂后的量表共有11個項(xiàng)目，3個項(xiàng)目測評兒童的身體侵害，8個項(xiàng)目測評關(guān)系侵害。量表使用4點(diǎn)計(jì)分法，0代表“未發(fā)生過”，1代表“很少發(fā)生”，2代表“有時發(fā)生”，3代表“經(jīng)常發(fā)生”。本研究中，身體侵害和關(guān)系侵害分量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.73和0.85。

2.2.2兒童社交焦慮量表

采用La Greca等編制的兒童社交焦慮量表（social anxiety scale for children; La Greca, Dandes,Wick, Shaw, & Stone, 1988），共10個項(xiàng)目。量表使用5點(diǎn)計(jì)分法，數(shù)字0～4分別表示“從不是這樣”到“總是這樣”，分?jǐn)?shù)越高焦慮越高。該量表已被國內(nèi)外眾多學(xué)者使用，具有較高的信度和效度（Singh & Bussey, 2011; 張文新等, 2009）。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.89。

2.2.3孤獨(dú)感量表

采用Asher, Hymel和Renshaw（1984）編制的兒童孤獨(dú)量表（children’s loneliness scale），共16個項(xiàng)目，含6個反向計(jì)分項(xiàng)目。量表使用5點(diǎn)計(jì)分法，數(shù)字1～5分別表示“完全不符合”到“完全符合”，兒童所得分?jǐn)?shù)越高，孤獨(dú)感越強(qiáng)。以往研究指出，反向題項(xiàng)目可能存在表述效應(yīng)，影響量表的信效度（顧紅磊, 溫忠麟, 2014），故對該量表反向題效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，建立兩個競爭模型：模型M1為單因子模型，包含孤獨(dú)量表的所有題目；模型M2為雙因子模型，正向和反向題目各為一個因子。驗(yàn)證性因素分析表明，模型M1的擬合指數(shù)未達(dá)到良好擬合的標(biāo)準(zhǔn)（χ2=1556.48，df=104，CFI=0.71，TLI=0.67，SRMR=0.10，RMSEA=0.12），模型M2的擬合指數(shù)良好（χ2=534.32，df=103，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.07）；模型M1中各項(xiàng)目的因子符合（0.30-0.71, 平均值為0.53）顯著低于模型M2（0.54-0.80, 平均值為0.64），兩因子的相關(guān)系數(shù)為中相關(guān)（r=0.53）。綜合以上分析，反向題項(xiàng)目單獨(dú)成為獨(dú)立因子，影響了問卷的效度，故本研究僅使用10個正向題目測評兒童的孤獨(dú)感，Cronbach α系數(shù)為0.87。

2.2.4歸因量表

采用Kochenderfer-Ladd和Visconti（2011）編制的同伴侵害歸因量表（why kids pick on me scale），共20個項(xiàng)目，包括同伴嫉妒（4個項(xiàng)目）、互不喜歡（3個項(xiàng)目）、相互差異（5個項(xiàng)目）、自身不足（4個項(xiàng)目）和不如同伴酷（4個項(xiàng)目）5個因子，使用4點(diǎn)計(jì)分法，1代表“從來不是這個原因”，2代表“很少是這個原因”，3代表“有時是這個原因”，4代表“總是這個原因”。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，該量表具有較好的信度與效度（Visconti et al., 2013）。本研究對量表進(jìn)行了中文版修訂，仍然使用4點(diǎn)計(jì)分法，修訂后的量表包括互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒三個因子，其中互不喜歡包括6個項(xiàng)目，如“我不喜歡他們，他們也不喜歡我”；自身不足包括5個項(xiàng)目，如“我外貌不如他們好看”；同伴嫉妒包括3個項(xiàng)目，如“他們嫉妒我有好東西”。驗(yàn)證性因素分析表明問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度，互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒三個因子的Cronbach α系數(shù)分別為0.79、0.82和0.76。

2.3 共同方法偏差的處理

本研究對同伴侵害、同伴侵害歸因、社交焦慮和孤獨(dú)的測查均采用兒童自我報(bào)告法，可能會存在共同方法偏差（common method biases）。研究者一般采用程序控制和統(tǒng)計(jì)控制兩種途徑來修正共同方法偏差（周浩, 龍立榮, 2004; 熊紅星, 張璟,葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞, 2012）。本研究除了采用匿名作答、四種問卷的答題方式不同等程序控制方法外，還使用偏相關(guān)法中的分離標(biāo)簽變量法對共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)（Lindell & Whitney, 2001）。使用所收集的數(shù)據(jù)資料識別了最弱標(biāo)記變量RM1和次弱標(biāo)記變量RM2，同時計(jì)算兩個標(biāo)記變量與其他變量之間的平均相關(guān)RM1avg和RM2avg，結(jié)果見附錄。分析發(fā)現(xiàn)，調(diào)整前后的相關(guān)系數(shù)變化微弱，所有相關(guān)系數(shù)的顯著性水平未變，因此不存在共同方法偏差。

2.4 施測和數(shù)據(jù)處理

把上述測評問卷裝訂在一起，由經(jīng)過嚴(yán)格培訓(xùn)的研究生擔(dān)任主試，以班級為單位集體發(fā)放并回收問卷。每班兩名主試，整個施測過程中，老師不在現(xiàn)場，施測時長約25分鐘。所有問卷的施測均取得了學(xué)校和學(xué)生家長的同意。采用SPSS20.0和MPLUS7.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入和統(tǒng)計(jì)處理。

3 結(jié)果與分析

3.1 同伴侵害歸因的驗(yàn)證性因素分析

Kochenderfer-Ladd和Visconti的（2011）的研究表明，在西方文化背景下，兒童對同伴侵害的歸因包括向上比較歸因、向下比較歸因和平行歸因三個方面，具體包括同伴嫉妒（4個項(xiàng)目）、互不喜歡（3個項(xiàng)目）、相互差異（5個項(xiàng)目）、自身不足（4個項(xiàng)目）以及不如同伴酷（4個項(xiàng)目）五個維度，同伴嫉妒屬于向下比較歸因，互不喜歡和相互差異屬于平行歸因，自身不足與不如同伴酷屬于向上比較歸因。探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，特征值大于1的因子有三個，故首先根據(jù)Kochenderfer-Ladd和Visconti的（2011）研究建立五因子模型并進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，然后在五因子模型基礎(chǔ)上，根據(jù)探索性因素分析的結(jié)果，刪除因子負(fù)荷低于0.40的項(xiàng)目，把互不喜歡和相互差異兩個平行歸因合并為因子1“互不喜歡”（共有6個項(xiàng)目），自身不足和不如同伴酷兩個向上比較歸因合并為因子2“自身不足”（共5個項(xiàng)目），同伴嫉妒因子不變（3個項(xiàng)目），建立三因子模型并進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

驗(yàn)證性因素分析發(fā)現(xiàn)，五因子模型（χ2=495.52，df=125，CFI=0.93，TLI=0.92，SRMR=0.04，RMSEA=0.06）、三因子模型均（χ2=286.25，df=74，CFI=0.95，TLI=0.93，SRMR=0.04，RMSEA=0.06）與數(shù)據(jù)擬合良好，但三因子模型與五因子模型相比，擬合程度明顯變好（Δχ2=209.27，Δdf=51，p＜0.001）；三因子模型中的互不喜歡（r=0.88）、自身不足（r=0.81）和同伴嫉妒（r=0.70）三個維度與總問卷均呈高相關(guān)，三個維度之間均為中相關(guān)（見表1），表明問卷的結(jié)構(gòu)效度較好，兒童同伴侵害歸因含三個因子。三因子模型中，互不喜歡六個指標(biāo)的因子負(fù)荷在0.55～0.72之間，自身不足五個指標(biāo)的因子負(fù)荷在0.64～0.70之間，同伴嫉妒三個指標(biāo)的因子負(fù)荷在0.51～0.69之間。

3.2 描述性分析

男生在身體侵害（t=5.64，p＜0.001）、互不喜歡（t=2.39，p＜0.05）和自身不足（t=2.52，p＜0.05）兩種歸因方式以及孤獨(dú)情緒（t=2.63，p＜0.01）上均顯著高于女生，關(guān)系侵害、同伴嫉妒和社交焦慮上性別差異不顯著。

表 1 各研究變量的相關(guān)分析結(jié)果（N=929）

表1列出了同伴侵害的兩種形式（身體侵害和關(guān)系侵害）、歸因的三個維度（互不喜歡、自身不足、同伴嫉妒）、社交焦慮、孤獨(dú)和兒童年齡等各個主要變量的相關(guān)矩陣。結(jié)果顯示，除兒童年齡外，所有變量間均在0.001水平上顯著正相關(guān)，積差相關(guān)系數(shù)在0.27～0.62之間。兒童年齡與互不喜歡的歸因方式、社交焦慮顯著正相關(guān)，與孤獨(dú)情緒顯著負(fù)相關(guān)。

上述分析表明，兒童年齡、性別與研究中的某些變量存在關(guān)聯(lián)，遵循本研究的思路，以下分析中將把兒童年齡和性別作為控制變量處理，以考察歸因方式在同伴侵害與情緒適應(yīng)間的中介作用。

3.3 歸因在同伴侵害與情緒適應(yīng)間的中介作用

3.3.1歸因在身體侵害、關(guān)系侵害對兒童社交焦慮影響中的中介作用

采用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型考察歸因在身體侵害和關(guān)系侵害對兒童社交焦慮影響中的中介作用。為揭示身體侵害、關(guān)系侵害對社交焦慮的影響，模型中允許身體侵害和關(guān)系侵害之間的潛變量相關(guān)。結(jié)果顯示，模型1的擬合指良好，χ2=1769.22，df=613，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.05。由圖1可知，身體侵害、關(guān)系侵害對社交焦慮的直接預(yù)測作用均不顯著，互不喜歡在身體侵害、關(guān)系侵害與社交焦慮間具有中介作用。

圖 1 歸因在身體侵害、關(guān)系侵害對社交焦慮影響中的中介效應(yīng)

進(jìn)一步使用Bootstrap程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種同伴侵害通過自身不足、同伴嫉妒影響社交焦慮的路徑系數(shù)上限和下限之間均含0，而通過互不喜歡影響社交焦慮的路徑系數(shù)上限和下限之間均不含0，表明互不喜歡的歸因方式在身體侵害、關(guān)系侵害與兒童社交焦慮間的中介效應(yīng)顯著（見表2）。

表 2 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析結(jié)果

3.3.2歸因在身體侵害、關(guān)系侵害對兒童孤獨(dú)影響中的中介作用

采用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型考察歸因在身體侵害和關(guān)系侵害對兒童孤獨(dú)影響中的中介作用。結(jié)果顯示，模型2的擬合指良好，χ2=1710.79，df=613，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.04。身體侵害對孤獨(dú)的直接預(yù)測作用不顯著，關(guān)系侵害對孤獨(dú)的直接預(yù)測作用顯著，互不喜歡在身體侵害與孤獨(dú)間具有中介效應(yīng)，互不喜歡、自身不足及同伴嫉妒在關(guān)系侵害與孤獨(dú)間具有中介效應(yīng)（見圖2）。Bootstrap程序檢驗(yàn)也表明，互不喜歡的歸因方式在身體侵害和兒童孤獨(dú)間的中介效應(yīng)顯著，互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒的歸因方式在關(guān)系侵害和兒童孤獨(dú)間的中介效應(yīng)顯著（見表2）。

由圖1-2可知，自身不足和同伴嫉妒在兩類同伴侵害與社交焦慮間的中介效應(yīng)不顯著，但在關(guān)系侵害與孤獨(dú)間的中介效應(yīng)顯著；同伴嫉妒的歸因方式能夠有效緩解關(guān)系侵害導(dǎo)致的孤獨(dú)感；加入中介變量后，兩類同伴侵害對社交焦慮的直接效應(yīng)不顯著，但關(guān)系侵害仍然對孤獨(dú)感具有直接效應(yīng)?？梢?，歸因在同伴侵害與社交焦慮、孤獨(dú)兩類情緒適應(yīng)間的中介作用模式不同。

圖 2 歸因在身體侵害、關(guān)系侵害對孤獨(dú)影響中的中介效應(yīng)

4 討論

本研究的目的是修訂同伴侵害歸因量表并考察歸因在同伴侵害與社交焦慮、孤獨(dú)兩種情緒適應(yīng)關(guān)系間的中介作用。研究結(jié)果表明，修訂后的同伴侵害歸因量表具有較高的測量學(xué)特性，可用于測量中國文化背景下兒童同伴侵害的歸因。驗(yàn)證性因素分析表明，量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度，兒童對同伴侵害存在平行歸因（互不喜歡）、向上比較（自身不足）和向下比較（同伴嫉妒）三個維度。研究結(jié)論支持了前人的觀點(diǎn)（Prinstein et al., 2005; Visconti et al., 2013; 董會芹等, 2013），說明兒童對同伴侵害的歸因與一般歸因方式（包括控制點(diǎn)、穩(wěn)定性和可控性三個維度）不同，符合社會比較理論的觀點(diǎn)，即兒童在理解或解釋同伴對自己的攻擊時傾向于把人而不是把情境看做行為的起因，通過把自己與對方進(jìn)行比較的方式來解釋同伴侵害事件。

與國外研究結(jié)論（Kochenderfer-Ladd & Visconti,2011; Visconti et al., 2013）不同的是，本研究發(fā)現(xiàn)兒童同伴侵害歸因有三個因子而不是五個因子，驗(yàn)證性因素分析表明三因子結(jié)構(gòu)優(yōu)于五因子結(jié)構(gòu)，這與我國文化背景下早期兒童同伴侵害歸因的因子數(shù)相同（董會芹等, 2013），表明中國文化背景下兒童對同伴侵害的歸因雖總體上與西方相同，符合社會比較觀，但在具體歸因方式上存在文化差異，在中國兒童看來，某些項(xiàng)目（如“我喜歡的人和他們喜歡的人不一樣”、“我比多數(shù)同學(xué)個子高或者比多數(shù)同學(xué)個子矮”）并不是同伴侵害的主要原因。

與研究預(yù)期一致，本研究發(fā)現(xiàn)歸因在同伴侵害與情緒適應(yīng)間起到了中介作用，但身體侵害、關(guān)系侵害通過歸因間接作用于社交焦慮和孤獨(dú)的路徑較為復(fù)雜，不同歸因方式在身體侵害、關(guān)系侵害對社交焦慮、孤獨(dú)兩種情緒適應(yīng)的中介作用路徑既有相同之處，也存在某些差異。我們發(fā)現(xiàn)，互不喜歡的歸因方式在兩類同伴侵害與社交焦慮、孤獨(dú)之間均起到了中介作用，兒童若把同伴侵害歸因于雙方互不喜歡，則易產(chǎn)生社交焦慮和孤獨(dú)的情緒。互不喜歡意味著兒童缺乏友誼，在同伴交往中退縮（Abecassis, Hartup, Haselager,Scholte, & van Lieshout, 2002），如果兒童認(rèn)為自己遭受同伴攻擊是因?yàn)樽约号c同伴互不喜歡、相互厭惡，則極易產(chǎn)生被同伴孤立的感覺，進(jìn)而產(chǎn)生社交焦慮和孤獨(dú)情緒。

研究結(jié)果支持了前人“自責(zé)歸因模式在同伴侵害與不良適應(yīng)之間起到了中介作用”的結(jié)論（Gibb & Alloy, 2006; Graham & Juvonen, 1998;Perren et al., 2013）。不同的是，本研究發(fā)現(xiàn)同伴嫉妒與自身不足在兩類同伴侵害與社交焦慮間的中介效應(yīng)均不顯著，在身體侵害與孤獨(dú)感間的中介效應(yīng)亦不顯著，僅在關(guān)系侵害與孤獨(dú)間的中介效應(yīng)顯著，且影響的效果不同。具體而言，如果兒童把關(guān)系侵害歸因于自身不足，則產(chǎn)生孤獨(dú)感；但如果把關(guān)系侵害歸因于同伴嫉妒，則兒童的孤獨(dú)感減少，即兒童把關(guān)系侵害歸因于對方嫉妒具有積極效果，能夠阻止兒童產(chǎn)生孤獨(dú)情緒，這與Catterson和Hunter（2010）的研究結(jié)論不同。這種現(xiàn)象的出現(xiàn)既可能與身體侵害、關(guān)系侵害的性質(zhì)差異有關(guān)，也可能與社交焦慮、孤獨(dú)的本質(zhì)不同有關(guān)。社交焦慮和孤獨(dú)雖然同屬消極情緒反應(yīng)，并相互關(guān)聯(lián)，但仍然有細(xì)微的差別。從成因看，孤獨(dú)產(chǎn)生于兒童現(xiàn)有社會關(guān)系水平與實(shí)際水平存在的差距，社交焦慮則是對未來社會交往對象或情境的恐懼；從程度上看，孤獨(dú)僅僅反映了兒童人際互動系統(tǒng)的不足，而社交焦慮不僅提示兒童人際互動系統(tǒng)的不足，還說明兒童對人際交往的持續(xù)恐懼，屬于心理失調(diào)現(xiàn)象之一。同伴借助第三方對自己實(shí)施的關(guān)系侵害讓兒童感知到自己的同伴關(guān)系現(xiàn)狀與原有期望不同，由此產(chǎn)生孤獨(dú)的情緒體驗(yàn)，但如果把關(guān)系侵害歸因于攻擊者對自己優(yōu)異表現(xiàn)以及在同伴群體中較高地位的嫉妒，則給自己人際互動的不足提供了很好的借口，從而緩解了關(guān)系侵害帶來的孤獨(dú)感。與同伴交往是兒童日常生活不可避免的事情，把關(guān)系侵害歸于同伴嫉妒可以緩解兒童人際互動不足產(chǎn)生的孤獨(dú)感，但不能幫助兒童使用有效策略解決同伴交往問題，因此無法緩解社交焦慮。研究結(jié)果提示我們可以通過干預(yù)兒童的歸因方式以避免同伴侵害給兒童帶來的不良影響。

值得關(guān)注的是，關(guān)系侵害除了通過三種歸因方式的中介間接影響孤獨(dú)之外，還直接影響兒童的孤獨(dú)情緒，這可能與關(guān)系侵害的性質(zhì)有關(guān)。關(guān)系侵害是攻擊者通過操縱受侵害者的社會關(guān)系而實(shí)現(xiàn)的，其目的就是破壞受侵害兒童的人際關(guān)系和社會地位（Crick & Bigbee, 1998），對兒童重要人際關(guān)系——同伴關(guān)系構(gòu)成了直接威脅，導(dǎo)致兒童因同伴關(guān)系受損而產(chǎn)生孤獨(dú)感。

需要指出的是，本研究也存在一些不足，有待于未來研究改善。首先，本研究采用橫斷研究設(shè)計(jì)對同伴侵害、歸因以及情緒適應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行考察，無法揭示變量之間的因果關(guān)系。雖然我們發(fā)現(xiàn)同伴侵害通過歸因?qū)ζ渖缃唤箲]和孤獨(dú)產(chǎn)生影響，但現(xiàn)實(shí)中這種影響方向可能是雙向的。如有些研究發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)影響同伴侵害，同時同伴侵害反過來增加了個體的孤獨(dú)感（Wienke-Totura et al.,2009）。因此，今后有必要采取縱向研究設(shè)計(jì)考察身體侵害、關(guān)系侵害與歸因方式隨時間發(fā)生的系統(tǒng)變化以及在此過程中同伴侵害與歸因、情緒適應(yīng)的因果關(guān)系，確定變量關(guān)系之間的內(nèi)在機(jī)制，為兒童期同伴侵害的干預(yù)提供實(shí)證依據(jù)。其次，本研究僅揭示了歸因這一個體認(rèn)知過程在同伴侵害與情緒適應(yīng)間的中介作用，而這僅僅是二者關(guān)系中的部分中介機(jī)制。未來研究有必要考察其他可能的中間過程和作用機(jī)制，如同伴關(guān)系、友誼質(zhì)量、情緒認(rèn)知等，從而更全面揭示同伴侵害對兒童適應(yīng)問題的影響過程。

5 結(jié)論

童年中晚期兒童同伴侵害歸因包括互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒三個維度；身體侵害通過互不喜歡的中介影響社交焦慮和孤獨(dú)；關(guān)系侵害除通過互不喜歡、自身不足和同伴嫉妒的中介影響孤獨(dú)外，還直接影響兒童的孤獨(dú)情緒；同伴嫉妒的歸因方式能夠減少關(guān)系侵害后兒童的孤獨(dú)情緒。

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Peer Victimization and Emotion Adjustment During Middle and Late Childhood: The Mediating Roles of Attributions

DONG Huiqin1, ZHANG Wenxin2
(1 Educational College, Shandong Normal University, Jinan 250014; 2 School of Psychology,Shandong Normal University, Jinan 250014)

The aim of this study was to investigate the effect of peer victimization on children’s emotion adjustment, and further explored the mediating role of attribution. The participants were 929 children aged 3 to 6 from two primary schools, and four questionnaires were used in this study: Multidimensional Peer Victimization Scale (revised Chinese version), Social Anxiety Scale for Children,Children’s Loneliness Scale and Why Kids Pick on Me Scale (revised Chinese version). The results indicated that: 1) Children’s attributions to peer victimization included three dimensions which were dislike each other, personal shortcoming and peer jealousy.2) Physical victimization and relational victimization had no direct effects on social anxiety, but social anxiety was indirectly influenced by the mediating role of dislike of each other. 3) Physical victimization had no direct effect on loneliness, but loneliness was indirectly influenced by the mediating role of dislike of each other. Relational victimization had direct positive effect on loneliness, and loneliness was indirectly influenced by the mediating roles of dislike of each other, personal shortcoming and peer jealousy. Conclusions: During middle and late childhood, attributions include three dimensions (including dislike each other,personal shortcoming and peer jealousy). The mediating roles of children’s attribution varied with the types of peer victimization and emotion. Peer jealousy could reduce children’s loneliness caused by relational victimization.

middle and late childhood, peer victimization, emotion adjustment, attribution.

B844

2016–3–8

山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究項(xiàng)目（16CJYJ13）。

張文新，E-mail: zhangwenxin@sdnu.edu.cn。