任躍強，高峰強，韓 磊

(1.天津城市建設(shè)管理職業(yè)技術(shù)學(xué)院，天津 300134；2.山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟南 250358)

1 問題的提出

欺負(fù)，指力量較強的一方對力量較弱的另一方經(jīng)常出現(xiàn)的、有意實施的、有傷害性結(jié)果的負(fù)面行為，屬于攻擊行為的一種特殊類型(Smith，1994)。在欺負(fù)現(xiàn)象里，受欺負(fù)者非常穩(wěn)定，研究者認(rèn)為受欺負(fù)可能與個體的某些人格特征有關(guān)(張文新，谷傳華，鞠玉翠，2001)。大量研究發(fā)現(xiàn)欺負(fù)經(jīng)歷對受欺負(fù)者都有深遠的、負(fù)面的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，受欺負(fù)和神經(jīng)質(zhì)、內(nèi)向均顯著正相關(guān)(谷傳華，張文新，2003；Byrne，1994；Mynard & Joseph，1997；Slee & Rigby，1993)。這說明個體內(nèi)向的性格和情緒不穩(wěn)定與其受欺負(fù)的經(jīng)歷有著極為密切的關(guān)系。

羞怯是一種重要的人格特質(zhì)，是指不情愿接近他人或者不情愿進入那些不容易逃避他人關(guān)注的情境(Zimbardo，1997)。研究發(fā)現(xiàn)，羞怯和外向顯著負(fù)相關(guān)，和神經(jīng)質(zhì)顯著正相關(guān)(韓磊，高峰強，賀金波，2011；Hertel，Schroer，Batinic，& Naumann，2008)。羞怯個體的這些人格特征與受欺負(fù)者人格特征存在高度一致性。有研究發(fā)現(xiàn)，在中國初中生被試中，羞怯是受欺負(fù)的有效預(yù)測變量(雷厲，張雷，2002)。還有研究發(fā)現(xiàn)，受欺負(fù)和自我控制在羞怯與攻擊之間起著完全中介作用，即羞怯個體因為容易受欺負(fù)且自我控制能力較低導(dǎo)致其具有較高的攻擊性(韓磊，竇菲菲，朱帥帥，薛雯雯，高峰強，2016)?？梢?，受欺負(fù)會給羞怯個體帶來更嚴(yán)重的后果。因此，對羞怯個體為什么容易受欺負(fù)進行研究，可以加深對羞怯與受欺負(fù)之間關(guān)系的認(rèn)識，并預(yù)防羞怯個體的外化行為問題。

容納，也被譯為“接納”。是指心理上的一種認(rèn)可和接受，指在人際交往或接觸過程中，對自己和他人的行為、態(tài)度、情緒情感、思維方式方法等心理活動接受、認(rèn)可的一種態(tài)度體驗和表現(xiàn)(汪向東，王希林，馬弘，1999)。在對美國大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，羞怯個體社交中被接納程度不高(Nelson，Padilla-Walker，Badger，Barry，Carroll，& Madsen，2008)。對中國初中生的研究發(fā)現(xiàn)，羞怯負(fù)向預(yù)測同伴接納(劉寅伯，2012)。還有研究發(fā)現(xiàn)，受欺負(fù)者更可能受到同伴的拒絕，不被同伴接納(王美芳，張文新，2002)。張文新等(2001)總結(jié)了大量研究發(fā)現(xiàn)，受欺負(fù)的人社會悅納性一般很低，缺乏人際吸引力。因此，提出假設(shè)羞怯被他人容納性更低，并通過被他人容納預(yù)測受欺負(fù)。

社交回避及苦惱分別指回避社會交往的傾向及身臨其境時的苦惱(安芹，陳浩，2015)。韓磊，陳英敏和高峰強(2015)總結(jié)了西方學(xué)者對羞怯的研究發(fā)現(xiàn)，不同的研究中“羞怯”都包含這三個核心要素：第一，羞怯是一種主觀經(jīng)驗，是個體在人際互動情境中所產(chǎn)生的憂慮、緊張等主觀經(jīng)驗；第二，羞怯是一種行為表現(xiàn)，是一種自我抑制、沉默或社交逃避的行為表現(xiàn)；第三，羞怯這一主觀體驗與行為出現(xiàn)在人際交往的情境中。Pilkonis甚至直接將羞怯描述成“是一種逃避社會交往的傾向，不能恰當(dāng)進人人際情境的傾向”(Henderson & Zimbardo，1998)。因此，提出假設(shè)羞怯個體表現(xiàn)出更多的社交回避，而社交上的回避和苦惱可能會導(dǎo)致他們更難以被他人容納，進而成為受欺負(fù)的對象。

2 方法

2.1 被試

依據(jù)文理科平衡，從山東省某大學(xué)整群抽取一二三年級本科生380人，其中有效被試369人。有效被試年齡17～21歲，平均18.94歲(標(biāo)準(zhǔn)差0.86)。男生152人，女生217人。

2.2 工具

2.2.1 大學(xué)生羞怯量表

使用王倩倩、王鵬、韓磊、宮瑞瑩和高峰強(2009)修訂的大學(xué)生羞怯量表。該量表共17題，包含尋求贊成、表達的自我限制、自責(zé)和對拒絕的恐懼四個因子。量表采用李克特5點量表計分，總分越高表示個體的羞怯程度越高。修訂后的量表具有較好的效度，內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.86。該研究中，量表的Cronbachα系數(shù)為 0.84。

2.2.2 被他人容納量表

本量表分為被他人容納分量表和容納他人量表(汪向東等，1999)。使用被他人容納分量表，被他人容納維度的分半信度為0.90。量表采用李克特5點量表計分，得分越高，表示被他人容納程度越高。該研究中，被他人容納量表Cronbachα系數(shù)為0.66。

2.2.3 社交回避及苦惱量表

社交回避及苦惱量表含有28個條目，其中14條用于評價社交回避，14條用于評定社交苦惱。采用“是一否”的方式回答，信效度良好(彭純子，范曉玲，李羅初，2003)。該研究中，Cronbachα系數(shù)為0.90。

2.2.4 大學(xué)生受欺負(fù)評定量表

選自劉富良編制的大學(xué)生欺負(fù)行為問卷的受欺負(fù)分量表(劉富良，2006)。受欺負(fù)量表由14個條目組成，包括言語受欺負(fù)和關(guān)系受欺負(fù)兩個分量表，受欺負(fù)量表克隆巴赫系數(shù)為0.90。量表使用里克特式5點記分，得分越高表示受欺負(fù)行為越嚴(yán)重。該研究中，受欺負(fù)量表的Cronbachα系數(shù)為0.86。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用 SPSS 16.0 和 AMOS 7.0 對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理。

2.4 共同方法偏差的檢驗

對數(shù)據(jù)進行了Harman單因子檢驗。未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析結(jié)果表明，共有16個因子的特征根值大于1，而且第一個因子解釋的變異量只有17.59%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明該研究不存在明顯的共同方法偏差。

3 結(jié)果與分析

3.1 羞怯、被他人容納、社交回避與欺負(fù)的相關(guān)

對羞怯、被他人容納、社交回避及苦惱與欺負(fù)進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，結(jié)果見表1。結(jié)果顯示，羞怯、社交回避和受欺負(fù)三個變量之間均存在顯著的兩兩正相關(guān)；這三個變量與被他人容納之間均存在顯著負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)矩陣(n=369)

注：**p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.2 被他人容納和社交回避對羞怯與欺負(fù)之間關(guān)系的中介效應(yīng)

根據(jù)理論假設(shè)，建立了多重中介模型。其中，羞怯是自變量，受欺負(fù)為因變量，考慮所有的單向路徑，以被他人容納和社交回避及苦惱為中介變量建立全路徑模型M0(見圖1)進行路徑分析。

圖1 羞怯、被他人容納、社交回避及苦惱和受欺負(fù)的假設(shè)模型M0

模型M0的擬合指數(shù)見表2。根據(jù)心理統(tǒng)計學(xué)相關(guān)研究，絕對適配度指數(shù)GFI、AGFI和RMSEA，增值適配度指數(shù)CFI、IFI和NFI均可接受。因此可以認(rèn)為模型M0較好地擬合了數(shù)據(jù)。

表2 被他人容納和社交回避及苦惱對羞怯與受欺負(fù)的中介效應(yīng)模型(n=369)

路徑分析結(jié)果顯示，羞怯與社交回避及苦惱(β=0.75，p<0.001)、羞怯與受欺負(fù)(β=0.29，p<0.01)之間的路徑系數(shù)顯著，社交回避及苦惱與被他人容納路徑系數(shù)顯著(β=-0.29，p<0.01)、被他人容納與受欺負(fù)路徑系數(shù)顯著(β=-0.37，p<0.001)。但社交回避及苦惱與受欺負(fù)(β=-0.13，p>0.05)、羞怯與被他人容納(β=-0.13，p>0.05)的路徑系數(shù)不顯著。

考慮到模型的簡潔性，按標(biāo)準(zhǔn)化路徑關(guān)系“由小到大”的順序逐一剔除不顯著的路徑(社交回避及苦惱→受欺負(fù)，β=-0.13，p>0.05；羞怯→被他人容納，β=-0.13，p>0.05)后，所得修正模型M1見圖2。對兩模型進行比較，發(fā)現(xiàn)兩個模型并不存在顯著差異(Δχ2=3.536，Δdf=2，p>0.05)，但修正模型M1更加簡潔，絕對適配度指數(shù)GFI、AGFI和RMSEA，增值適配度指數(shù)CFI、IFI和NFI均符合測量學(xué)要求，很好地擬合了數(shù)據(jù)(見表2)，因此，采納修正模型M1，即羞怯對受欺負(fù)有直接的影響和預(yù)測作用外，還通過社交回避和被他人容納的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懯芷圬?fù)。

圖2 羞怯、被他人容納、社交回避及苦惱和受欺負(fù)的關(guān)系模型M1

3.3 模型M1中介效應(yīng)的顯著性檢驗

使用偏差校正非參數(shù)百分比 Bootstrap 檢驗，重復(fù)取樣1000次，計算95% 的置信區(qū)間。直接效果量和中介效果量如表3所示。從羞怯到受欺負(fù)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的置信區(qū)間為[0.068，0.151]，該區(qū)間不包括0，表明該鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。羞怯與受欺負(fù)的直接效應(yīng)的置信區(qū)間為[0.057，0.318]，該區(qū)間不包括0，表明直接效應(yīng)顯著。從羞怯到受欺負(fù)的直接效應(yīng)是0.190，中介效應(yīng)為0.108?？傂?yīng)為0.295。中介效應(yīng)的效果量為36.2%。

表3 中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗

4 討論

4.1 羞怯和受欺負(fù)的關(guān)系

結(jié)果顯示，羞怯可以顯著預(yù)測個體受欺負(fù)。已有研究發(fā)現(xiàn)，羞怯個體在基本人格特質(zhì)上表現(xiàn)為內(nèi)向、神經(jīng)質(zhì)(韓磊等，2011；Hertel et al.，2008)，這與已有研究發(fā)現(xiàn)的受欺負(fù)個體的人格特征(谷傳華，張文新，2003；Byrne，1994；Mynard & Joseph，1997；Slee & Rigby，1993)高度一致，因此，可以從人格特質(zhì)的表現(xiàn)上推測羞怯個體是因為內(nèi)向、不善言談和情緒不穩(wěn)定導(dǎo)致他們?nèi)菀资芷圬?fù)。

4.2 社交回避及被他人容納的中介作用

該研究還發(fā)現(xiàn)羞怯不僅直接影響受欺負(fù)，也通過“社交回避及苦惱→被他人容納”的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響受欺負(fù)。從認(rèn)知、行為和情境交互作用的角度來看，羞怯個體對社交信息存在負(fù)性的注意偏向(高峰強，高佳琳，韓磊，王悅，2014)，而且由于不善言談，因此，在社交情境中經(jīng)常體驗到尷尬、焦慮等負(fù)性情緒，這導(dǎo)致羞怯個體更容易出現(xiàn)社交回避及苦惱。羞怯個體的這種行為表現(xiàn)作用于社交情境會導(dǎo)致他人對羞怯個體的負(fù)性評價和不接納，久而久之，就會被他人所排斥，成為受欺負(fù)的對象。

對于羞怯個體而言，他們本身的人格特點(例如神經(jīng)質(zhì)、內(nèi)向等)使其容易受欺負(fù)。此外，羞怯個體在社交情境中經(jīng)常表現(xiàn)出的社交回避與苦惱也致使其不被他人容納，進而導(dǎo)致其容易受欺負(fù)。

5 結(jié)論

5.1 羞怯、社交回避和受欺負(fù)三個變量彼此之間均呈顯著正相關(guān)，這三個變量與被他人容納均呈顯著負(fù)相關(guān)。

5.2 羞怯可以直接正向預(yù)測受欺負(fù)，也可以通過社交回避與苦惱及被他人容納的鏈?zhǔn)街薪殚g接預(yù)測受欺負(fù)。

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