劉曉薇 潘 斌 陳 亮 李騰飛 紀林芹 張文新

(山東師范大學兒童青少年發(fā)展研究院，山東師范大學心理學院，濟南 250014)

1 問題提出

受欺負是指個體受到力量較強同伴故意傷害的經(jīng)歷，常常具有重復發(fā)生性(Olweus，1993)。全世界范圍內(nèi)，約32%的兒童青少年會遭受他人的欺負(UNESCO，2019)；我國約1.5%～13.4%的兒童青少年會遭受同伴欺負(Zhang et al.，2016)。遭受同伴欺負會導致兒童青少年出現(xiàn)一系列心理社會適應(yīng)問題，包括焦慮、抑郁等內(nèi)化問題(Brendgen et al.，2013；Perren et al.，2013)以及攻擊、違紀等外化問題(Casper & Card，2017；Sullivan et al.，2006)。然而，并非所有受欺負個體都會產(chǎn)生同等程度的適應(yīng)問題，個體所處的生態(tài)環(huán)境可能會影響個體受欺負經(jīng)歷與適應(yīng)問題的聯(lián)系(Bellmore et al.，2004；Huitsing et al.，2012)。近年來，越來越多的研究發(fā)現(xiàn)，在欺負、受欺負水平較低的環(huán)境中，受欺負的個體有更多適應(yīng)問題，研究者將這一現(xiàn)象命名為“健康環(huán)境悖論” (Healthy context paradox) (Salmivalli，2018)。然而，在探討“健康環(huán)境悖論”這一現(xiàn)象時，研究者主要關(guān)注了班級環(huán)境在個體受欺負經(jīng)歷與焦慮、抑郁、軀體化癥狀等內(nèi)化問題關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用(Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)，而忽視了外化問題這一重要的適應(yīng)指標。更為重要的是，迄今為止，研究者對于健康環(huán)境影響個體受欺負經(jīng)歷與外化問題關(guān)系的發(fā)生機制所知甚少。鑒于此，本研究以5 年級至8 年級的青少年為研究對象，檢驗班級環(huán)境(班級平均受欺負水平)在個體受欺負經(jīng)歷與外化問題間的調(diào)節(jié)作用，并探討調(diào)節(jié)作用的發(fā)生機制。

1.1 健康環(huán)境悖論

班級是兒童青少年學習和活動的重要場所，班級成員長期處于同一班級中，有較多互動(曾欣然等，2019)，并且受欺負的發(fā)生和持續(xù)會受到班級中同伴群體互動的影響(Salmivalli，2010)，因此班級環(huán)境會對受欺負個體的心理社會適應(yīng)產(chǎn)生重要影響。通常來說，欺負、受欺負水平較低的班級被認為是一種健康、積極的環(huán)境，有利于兒童青少年的成長和發(fā)展。但是，現(xiàn)實卻與此不完全一致，大量實證研究發(fā)現(xiàn)，在“健康”的環(huán)境(如，平均欺負、受欺負水平較低的班級，成功開展校園欺凌干預項目的班級或?qū)W校)中，受欺負者反而會產(chǎn)生更多適應(yīng)問題(如，Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)。這一現(xiàn)象可能是個體與環(huán)境不匹配(misfit)造成的(Garandeau & Salmivalli，2019)。具體來說，在受欺負事件的發(fā)生率相對較低的環(huán)境中，個體遭受欺負的經(jīng)歷是一種非“常態(tài)化”現(xiàn)象，與班級環(huán)境中受欺負發(fā)生率較低的現(xiàn)狀格格不入，因此受欺負的個體往往不被同伴接納，甚至會遭到同伴拒絕，出現(xiàn)一系列心理社會適應(yīng)問題(Bellmore et al.，2004；Sentse et al.，2007)。

作為“健康環(huán)境悖論”的證據(jù)，以往研究表明健康環(huán)境能增強受欺負與內(nèi)化問題的關(guān)系。Bellmore等人(2004)以77 個班級的6 年級學生為被試發(fā)現(xiàn)，在班級平均攻擊和受欺負水平較低的班級中，個體受欺負的經(jīng)歷與焦慮情緒的關(guān)聯(lián)更強；Gini 等人(2020)以6～10 年級學生為被試發(fā)現(xiàn)，在受欺負水平較低的班級中，受欺負的兒童青少年更可能報告軀體化問題。近期的縱向研究也發(fā)現(xiàn)，在成功實施反欺負項目的學校和欺負發(fā)生率下降的學校中，持續(xù)受欺負的學生會報告更多抑郁癥狀與更低的自尊(Garandeau et al.，2018；Huitsing et al.，2019)。盡管已有研究考察了健康環(huán)境在個體受欺負經(jīng)歷與焦慮、抑郁等內(nèi)化問題關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用，但是很少有研究關(guān)注“健康環(huán)境悖論”在個體受欺負經(jīng)歷與攻擊、違紀等外化問題關(guān)系中的適用性。

1.2 受欺負與外化問題關(guān)系的“健康環(huán)境悖論”

外化問題是指向外部環(huán)境或他人的破壞性行為，包括攻擊行為和違紀行為(Achenbach，1985)。它會對兒童青少年當前及未來發(fā)展產(chǎn)生巨大危害，甚至影響個體成年期的身心健康，導致違法犯罪等適應(yīng)問題(Broidy et al.，2003；Odgers et al.，2008)。童年晚期至青少年早期是外化問題發(fā)展的重要時期(Moffitt，1993)，這一時期外化問題的發(fā)生率和嚴重程度均顯著增加(Petersen et al.，2015)，后期起始的外化問題開始出現(xiàn)(Odgers et al.，2008)。兒童青少年的受欺負經(jīng)歷是外化問題的預測因素之一(元分析見Casper & Card，2017；Reijntjes et al.，2011)。遭受欺負后，個體可能會通過表現(xiàn)出一系列外化問題行為，減少受欺負所帶來的不安、生氣等消極情緒(Kochenderfer-Ladd，2004；Sullivan et al.，2006)。此外，受欺負還會使個體與主流同伴群體疏離，喪失學習社交技能的機會，結(jié)交更多越軌同伴，從而導致受欺負的個體習得更多外化問題(Rudolph et al.，2014)。與此相一致，Sullivan 等人(2006)的橫斷研究發(fā)現(xiàn)受身體欺負、受關(guān)系欺負與攻擊、違紀、煙酒使用等外化問題存在正相關(guān)；Gregson 等人(2014)使用縱向研究設(shè)計亦發(fā)現(xiàn)，在控制了五年級的外化問題后，自我報告的受欺負依然可以顯著預測六年級時母親報告和教師報告的外化問題的增加。

受欺負與外化問題間可能同樣存在“健康環(huán)境悖論”。由于班級環(huán)境與個體經(jīng)歷的不匹配會導致個體出現(xiàn)一系列適應(yīng)問題，健康環(huán)境中的受欺負個體也可能表現(xiàn)出更多外化問題行為。以往研究中，僅有兩篇文獻為受欺負和外化問題的“健康環(huán)境悖論”提供了證據(jù)。采用每日報告設(shè)計，Nishina 和Juvonen (2005)以六年級學生為被試發(fā)現(xiàn)，個體在日常生活中目睹較多欺負事件能緩沖自身受欺負經(jīng)歷所引發(fā)的憤怒情緒。雷靂等人(2004)調(diào)查了初一到初三82 個班級的4654 名學生，發(fā)現(xiàn)在平均攻擊水平較高的班級中，攻擊行為與受欺負的正向聯(lián)系較弱；而在平均攻擊水平較低的班級中，攻擊行為與受欺負的正向聯(lián)系較強。

本研究選擇班級平均受欺負水平作為健康環(huán)境的指標(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，考察其在個體受欺負經(jīng)歷與外化問題間的調(diào)節(jié)作用。班級平均受欺負水平是指班內(nèi)所有學生受欺負水平的平均值。盡管Nishina 和Juvonen (2005)以及雷靂等人(2004)的研究為受欺負與外化問題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了支持，但二者均未直接測量班級平均受欺負水平。由于受欺負者的適應(yīng)問題可能是由班級受欺負狀況與個體受欺負狀況之間的不匹配所導致的，因而相比其他指標(如班級中的攻擊水平、目睹他人受欺負)，班級平均受欺負水平與受欺負個體的適應(yīng)更加相關(guān)。因此，有必要進一步探討班級平均受欺負水平在受欺負與外化問題間的調(diào)節(jié)作用。

1.3 敵意性歸因在“健康環(huán)境悖論”中的中介作用

根據(jù)社會信息加工理論(social information processing，SIP)，社會信息加工過程中的缺陷，如敵意性線索注意偏向、敵意性歸因傾向，是受欺負經(jīng)歷導致外化問題行為的發(fā)生機制(Crick & Dodge，1994；Dodge et al.，2006)。敵意性歸因是一種偏差性的歸因方式，指在面對他人模棱兩可的行為時，對他人的行為意圖給予更多敵意性解釋的傾向(Verhoef et al.，2019；張潔 等，2020)。受欺負經(jīng)歷易使個體對他人產(chǎn)生敵意性認識(紀林芹 等，2012)，在編碼社會信息線索時更傾向于注意敵意性線索，在解釋社會信息線索中產(chǎn)生更多敵意性歸因傾向(Guy et al.，2017；van Reemst et al.，2016)。這些偏差性的認知方式會導致個體表現(xiàn)出更多攻擊等外化問題行為(Smeijers et al.，2019；Verhoef et al.，2019)。因此，敵意性歸因會在個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的聯(lián)系中起中介作用。已有研究為此提供了實證證據(jù)：橫斷研究發(fā)現(xiàn)，敵意性歸因在受欺負與身體攻擊、關(guān)系攻擊之間起中介作用(Hoglund & Leadbeater，2007；Yeung & Leadbeater，2007)；一項三年的縱向研究設(shè)計同樣發(fā)現(xiàn)，5 年級時兒童的受欺負經(jīng)歷會使其在6 年級時產(chǎn)生更多敵意性歸因，從而導致他們7 年級時出現(xiàn)更多外化問題(Perren et al.，2013)。

此外，受欺負個體對他人的意圖判斷還會受其所處同伴群體和班級環(huán)境的影響。根據(jù)社會比較理論(Wood，1989)，遭受同伴欺負后，個體會通過與其他同伴進行比較，尋求關(guān)于受欺負事件的解釋(Schacter & Juvonen，2015；Visconti et al.，2013)。在平均受欺負水平較低的班級中，大多數(shù)兒童不會受到其他同學的欺負，在此背景下，少數(shù)遭受欺負的學生會傾向于認為自己被其他同伴故意針對(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，因而更有可能認為其他同伴的行為是對自己有敵意的，長此以往，他們會形成敵意性歸因的認知傾向。相反，在平均受欺負水平較高的班級中，受欺負的個體會意識到受欺負是一件普遍的事情，自己并不是唯一受欺負的學生(Brendgen et al.，2013)，這可能會緩解受欺負引發(fā)的敵意性歸因。盡管已有研究未直接考察班級環(huán)境對受欺負與敵意性歸因關(guān)系的影響，但綜合社會信息加工理論和關(guān)于受欺負個體歸因方式的研究，我們推斷，健康環(huán)境可能會使受欺負個體更加傾向于進行敵意性歸因，進而導致其表現(xiàn)出更多外化問題。

1.4 小結(jié)

以往研究發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體的適應(yīng)更差，但已有研究尚未考察班級平均受欺負水平對受欺負個體外化問題的影響及其作用機制。本研究采用5～8 年級兒童青少年作為被試，探討班級平均受欺負水平在個體受欺負經(jīng)歷與外化問題關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，并檢驗敵意性歸因是否中介班級平均受欺負水平對個體受欺負水平與外化問題的調(diào)節(jié)作用。綜合已有理論和相關(guān)實證研究的結(jié)果，本研究假設(shè)：(1)班級平均受欺負水平能調(diào)節(jié)個體受欺負經(jīng)歷和外化問題之間的關(guān)系，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體可能表現(xiàn)出更多外化問題；(2)在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負經(jīng)歷會增加個體的敵意性歸因，使他們表現(xiàn)出更多外化問題行為(如圖1 所示)。為保證研究結(jié)果的可靠性，我們控制了可能會影響受欺負與外化問題關(guān)系的變量。由于相對于女生，男生表現(xiàn)出更多外化問題(Sullivan et al.，2006)，因此在個體水平上我們控制了性別的作用。由于父母較高的受教育水平與兒童外化問題間可能存在負向關(guān)聯(lián)(Karriker-Jaffe et al.，2020)，因此本研究控制了父母受教育水平對外化問題的預測效應(yīng)。另外，受欺負和適應(yīng)之間的關(guān)系可能會受到年級、班級規(guī)模的影響(Saarento et al.，2015；Vaillancourt et al.，2013)，因此在班級水平上，我們控制了年級、班級規(guī)模的效應(yīng)。

圖1 班級平均受欺負水平會影響受欺負個體外化問題的作用機制

2 方法

2.1 被試

使用整群取樣，選取山東省濟南市和泰安市5所學校的47 個班級的中小學學生為被試，每班人數(shù)18～50 人不等。本研究共獲有效的自我報告問卷1764 份，其中男生956 人(54.2%)，女生808 人(45.8%)。測查范圍為 5～8 年級，分別為 470 人(26.6%)、400 人(22.7%)、472 人(26.8%)與422 人(23.9%)，平均年齡14.46 ± 1.21 歲。樣本中，父親受教育水平在本科及本科以上者占40.3%，本科以下且高中以上者(含高中畢業(yè)生)占44.0%，高中以下者占12.3%；母親受教育水平在本科及本科以上者占28.5%，本科以下且高中以上者(含高中畢業(yè)生)占49.2%，高中以下者占14.5%。

2.2 研究變量

2.2.1 外化問題

使用Achenbach 和Rescorla (2001)編制修訂的兒童行為核查表青少年自我報告版(Child Behavior Checklist-Youth Self-Report，CBCL-YSR)中文版測查青少年外化問題行為。量表包含攻擊行為和違紀行為兩個維度，共32 題。其中，攻擊行為分量表包含17 個題項(如，“我在家里不聽話”)。違紀行為分量表包含15 個題項(如，“我做錯了事以后不感到內(nèi)疚”)。量表采用3 點計分，分別是“0=不符合”、“1=有點符合”和“2=完全符合”，平均得分越高表明被試外化問題越多。該量表在中國青少年中應(yīng)用廣泛(Chen et al.，2015)。本研究中，該量表結(jié)構(gòu)效度較 好，χ/

df

=3.49，CFI=0.901，TLI=0.893，RMSEA=0.039，SRMR=0.098，Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

2.2.2 個體受欺負經(jīng)歷

本研究使用張文新和武建芬(1999)修訂的Olweus 欺負受欺負量表(Olweus Bullying Victimization Questionnaire)中文版中的受欺負問卷來評估被試本學期在學校中的受欺負狀況。在問卷施測前，首先由主試說明欺負的定義，強調(diào)欺負的故意傷害性、力量不平衡性和重復發(fā)生性，并要求被試根據(jù)題目要求評估自身受到身體欺負(如，“某些同學打、踢、推、撞或者威脅我”)、言語欺負(如，“別人給我起難聽的外號罵我，或者取笑和諷刺我”)與間接欺負(如，“其他同學故意不讓我參加某些活動，把我排斥在他們的朋友之外，或者讓他(們)的朋友完全不理睬我”)的情況。量表共6 個項目，采用5 點計分。要求被試從“0=本學期沒有發(fā)生過”到“4=一周好幾次”之間做出選擇，平均得分越高表明被試受欺負越頻繁。該量表適用于中國青少年，且具有良好的信效度(Zhou et al.，2017)。本研究中，驗證性因素分析發(fā)現(xiàn)，該量表模型擬合較好，χ/

df

=3.103，CFI=0.996，TLI=0.989，RMSEA=0.035，SRMR=0.011，Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.3 班級平均受欺負水平

參考已有研究(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，將班級內(nèi)所有學生受欺負量表得分的平均數(shù)作為班級受欺負水平的指標。

2.2.4 敵意性歸因

使用張潔等(2020)修訂的關(guān)于模糊沖突情景的潛在歸因評估量表(Assessment of Intent Attributions for Ambiguous Provocation Situations) (Nelson et al.，2008)。該量表包含12 種情景，要求被試判斷情景中的人物是否做出了惡意的行為(0=沒有惡意的，1=懷有惡意的)。量表包括工具性激惹情景和關(guān)系性激惹情景兩個維度，平均分數(shù)越高表示敵意性歸因水平越高。本研究中，該量表結(jié)構(gòu)效度良好，χ/

df

=4.552，CFI=0.956，TLI=0.946，RMSEA=0.046，SRMR=0.030，Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

2.2.5 控制變量

個體水平變量，包括學校、年級、班級、性別等信息，均由自我報告；此外，父母受教育水平由父母報告。班級水平上的控制變量班級規(guī)模以每個施測班級的人數(shù)作為指標。

2.3 研究程序

本研究使用問卷收集數(shù)據(jù)。施測前，由受過培訓的班主任將知情同意書發(fā)放給學生，由學生帶回家后，請家長簽署知情同意書并回收。學生作答問卷時，由發(fā)展與教育心理學專業(yè)的研究生及教師擔任主試，在班級中進行集體作答。在學生開始回答問卷前，先由主試朗讀包括欺負的定義在內(nèi)的指導語，以確保被試正確理解題目，施測完成后統(tǒng)一回收問卷，測查過程中班主任及其他教師均不在場。

2.4 數(shù)據(jù)處理

研究使用SPSS 25.0 與Mplus 8.0 處理數(shù)據(jù)?？紤]到數(shù)據(jù)的嵌套性質(zhì)，本研究采用多層結(jié)構(gòu)方程模型進行數(shù)據(jù)分析。第一步，建立零模型，計算敵意性歸因與外化問題的跨層相關(guān)(Intraclass Correlation，ICC)；第二步，在模型中加入性別、父母受教育水平、個體受欺負經(jīng)歷建立個體水平模型(M1)，考察個體水平變量對外化問題的預測作用；第三步，加入年級、班級規(guī)模和班級平均受欺負水平，建立班級水平模型(M2)，考察班級水平變量對外化問題的主效應(yīng)及其在個體受欺負經(jīng)歷和外化問題關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用；第四步，在模型中加入敵意性歸因作為中介變量，建立有中介的調(diào)節(jié)模型(M3)，考察敵意性歸因能否中介班級平均受欺負水平對個體受欺負經(jīng)歷和外化問題關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型中，對性別和年級進行了虛擬編碼(男=0，女=1；5、6 年級=0，7、8 年級=1)，并參考已有研究(曹叢 等，2016)，將父母受教育水平依照從低到高賦值(將“小學或小學以下”、“初中(含初中未畢業(yè))”、“高中或中專(含高中未畢業(yè))”、“大專(含夜大、電大)”、“大學本科”、“研究生(碩士或博士)”依次賦值1～6)。個體受欺負水平與父母受教育水平進行組平均中心化，班級受欺負水平與班級規(guī)模進行總平均中心化。為了減小數(shù)據(jù)偏態(tài)對模型估計的影響，采用穩(wěn)健最大似然估計進行估計(Maximum Likelihood Estimation with Robust Standard Errors，MLR) (Muthén & Muthén，2012)。

在本研究中，個體受欺負水平缺失數(shù)據(jù)占1.93%，敵意性歸因占3.46%，自我報告的外化問題占3.23%。考慮到缺失值的影響，研究采用Little的MCAR (Missing Completely at Random)檢驗，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)為隨機缺失，χ(8)=9.92，

p

=0.27。采用獨立樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn)，存在缺失數(shù)據(jù)和沒有缺失數(shù)據(jù)的被試在受欺負、敵意性歸因及外化問題上無顯著差異，|

t

| < 1.68，

p

> 0.097，|

d

| < 0.15。為了減少缺失數(shù)據(jù)對模型估計的影響，本研究使用 EM 算法(Expectation Maximization Algorithm)插補缺失值。另外，由于本研究的數(shù)據(jù)均為自我報告，因此采用Harman 單因子法對自我報告變量進行共同方法偏差檢驗(Podsakoff et al.，2003)，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子共4 個，第一因子的變異解釋率為21.00%，小于40%的臨界標準，因此不存在顯著共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 初步分析

各變量平均數(shù)、標準差及相關(guān)系數(shù)見表1。在個體水平上，相比男生，女生受欺負較少，

t

(1754.36)=4.29，

p

< 0.001，

d

=0.20；外化問題較少，

t

(1736.39)=2.86，

p

=0.004，

d

=0.14。個體受欺負水平、敵意性歸因、外化問題有顯著正相關(guān)(見表1)。對于班級水平變量，相比小學，初中年級的個體受欺負水平較低，

t

(1707.48)=2.66，

p

=0.008，

d

=0.13。

3.2 多水平結(jié)構(gòu)方程模型

3.2.1 零模型(The null model)

敵意性歸因與外化問題的ICC 分別為0.030 和0.038，這意味著中介變量和結(jié)果變量分別有3.0%、3.8%的班級水平變異。此外，根據(jù)Peugh (2010)的建議，當樣本的設(shè)計效應(yīng)(design effect)大于2 時，需要采用多水平模型進行數(shù)據(jù)分析，以避免統(tǒng)計偏差。由ICC 和群組樣本量計算得到，敵意性歸因與外化問題的設(shè)計效應(yīng)分別是2.10 和2.39。因此，考慮到本研究的研究問題、數(shù)據(jù)的嵌套性質(zhì)以及數(shù)據(jù)設(shè)計效應(yīng)大于2，本研究適合使用多水平模型進行數(shù)據(jù)分析(Julian，2001；Peugh，2010；Selig et al.，2008)。

3.2.2 個體水平模型

首先，在零模型中加入變量性別、父母受教育水平、個體受欺負經(jīng)歷，考察個體水平的變量對外化問題的預測作用，建立個體水平模型M1。結(jié)果顯示，控制了性別及父母受教育水平后，個體受欺負水平與外化問題存在顯著正向關(guān)聯(lián)(

b

=0.081，

SE

=0.015，

p

< 0.001)，個體水平的變量解釋了11.07%的外化問題個體水平的變異。接下來，建立隨機斜率模型，即允許個體受欺負經(jīng)歷?外化問題斜率隨機估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受欺負和外化問題的關(guān)系存在顯著的班級間差異(

Var

=0.007，

p

=0.002)。

3.2.3 班級水平模型

為考察班級平均受欺負水平在受欺負與外化問題間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在個體水平模型的基礎(chǔ)上，加入班級平均受欺負水平等班級水平變量作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建模型M2。如表2 中M2 所示，班級受欺負水平對外化問題的預測作用不顯著(

b

=0.094，

SE

=0.056，

p

=

0.094)，班級平均受欺負水平和個體受欺負水平的交互項顯著預測外化問題(

b

=–0.263，

SE

=0.110，

p

=0.017)。班級水平的變量解釋了外化問題21.91%的班級水平的變異，解釋了個體受欺負經(jīng)歷?外化問題的斜率 43.38%的變異。根據(jù)Aiken 和West (1991)的建議，分別考察班級平均受欺負水平平均數(shù) ± 1 個標準差時，個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的關(guān)系。如圖2 所示，簡單斜率分析發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負水平較高的班級中，受欺負與外化問題的關(guān)系相對較弱(

b

=0.035，

SE

=0.013，

p

=0.005)；但平均受欺負水平較低的班級中，個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的關(guān)系更強(

b

=0.101，

SE

=0.025，

p

< 0.001)。進一步比較發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負者與外化問題的斜率顯著大于平均受欺負水平較高的班級中二者的斜率(

b

=0.066，

SE

=0.027，

p

=0.017)。這些結(jié)果表明，班級平均受欺負水平緩沖了個體受欺負水平與外化問題的正向關(guān)聯(lián)，支持了“健康環(huán)境悖論”的假設(shè)。

表1 個體水平與班級水平變量的平均數(shù)、標準差與相關(guān)系數(shù)

表2 多水平結(jié)構(gòu)方程模型

圖2 班級平均受欺負水平調(diào)節(jié)受欺負與外化問題的關(guān)系

3.2.4 有中介的調(diào)節(jié)模型

為檢驗班級平均受欺負水平影響受欺負與外化問題的作用機制，在模型中加入敵意性歸因，構(gòu)建有中介的調(diào)節(jié)模型M3。若班級平均受欺負水平與個體受欺負經(jīng)歷對敵意性歸因的交互項和敵意性歸因?qū)ν饣瘑栴}的系數(shù)乘積顯著，且95%置信區(qū)間中不包含0，則表示有中介的調(diào)節(jié)模型成立。如表2 中M3 所示，班級平均受欺負水平顯著負向預測個體受欺負經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系(

b

=–0.470，

SE

=0.107，

p

< 0.001)。如圖3 所示，簡單斜率分析發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負水平較高的班級中，個體受欺負經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系相對較弱(

b

=0.107，

SE

=0.020，

p

< 0.001)；在平均受欺負水平較低的班級中，個體受欺負經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系更強(

b

=0.224，

SE

=0.030，

p

< 0.001)。進一步比較發(fā)現(xiàn)，平均受欺負水平較低的班級中受欺負者與敵意性歸因的斜率顯著大于平均受欺負水平較高的班級中二者的斜率(

b

=0.117，

SE

=0.027，

p

< 0.001)。另外，如表2 中M3 所示，敵意性歸因與外化問題存在顯著的正向關(guān)聯(lián)(

b

=0.161，

SE

=0.028，

p

< 0.001)。班級平均受欺負水平與個體受欺負經(jīng)歷的交互項通過敵意性歸因影響個體外化問題的間接效應(yīng)為–0.076 (

p

=0.001，95% CI [–0.122，–0.029])，占總效應(yīng)的28.90%。由于中介效應(yīng)的置信區(qū)間中不包含0，因此，班級平均受欺負水平對個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的調(diào)節(jié)效應(yīng)是通過敵意性歸因?qū)崿F(xiàn)的。個體水平的變量解釋了敵意性歸因8.20%的個體水平的變異，班級水平的變量解釋了敵意性歸因37.67%的班級水平的變異，解釋了個體受欺負經(jīng)歷?敵意性歸因的斜率51.90%的變異。個體水平的變量解釋了外化問題14.28%的個體水平的變異，班級水平的變量解釋了外化問題21.67%的班級水平的變異，解釋了受欺負?外化問題的斜率39.81%的變異。該結(jié)果表明，敵意性歸因在“健康環(huán)境悖論”中起到了中介作用，低班級平均受欺負水平會通過提高受欺負個體的敵意性歸因，增加其外化問題行為。

圖3 班級平均受欺負水平調(diào)節(jié)受欺負與敵意性歸因的關(guān)系

4 討論

本研究的目的是考察班級平均受欺負水平對個體受欺負經(jīng)歷和外化問題關(guān)系的影響，以及敵意性歸因在其中的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，班級平均受欺負水平會調(diào)節(jié)個體受欺負經(jīng)歷與外化問題之間的關(guān)系，在班級平均受欺負水平低的班級中，個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的關(guān)聯(lián)更強；此外，較低的班級平均受欺負水平通過增加受欺負者的敵意性歸因，進而預測其外化問題行為。這些研究結(jié)果為個體受欺負經(jīng)歷與外化問題間的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了進一步的證據(jù)，并首次驗證了敵意性歸因的中介作用。

4.1 班級平均受欺負水平對受欺負個體外化問題的調(diào)節(jié)作用

與我們的假設(shè)和前人研究結(jié)果一致(雷靂 等，2004；Nishina & Juvonen，2005)，本研究發(fā)現(xiàn)在健康環(huán)境下(即，低班級平均受欺負水平)，受欺負經(jīng)歷與外化問題的關(guān)聯(lián)更強。如圖2 所示，簡單斜率結(jié)果顯示，對于一月兩三次或更頻繁地受到欺負的兒童青少年來說，處于平均受欺負水平較低的健康環(huán)境可能會使他們表現(xiàn)出更多的外化問題。這一結(jié)果也為受欺負與外化問題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了進一步的證據(jù)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因有二：首先，個體受欺負的經(jīng)歷與所在班級受欺負水平較低的現(xiàn)狀并不匹配，使得受欺負者表現(xiàn)出更多適應(yīng)問題(Sentse et al.，2007)；其次，在健康環(huán)境中，班級中同樣受欺負的個體數(shù)量較少，受欺負者缺乏同樣受欺負的同伴作為社會比較對象，他們只能與其他未受欺負者進行向上的社會比較，這會導致出現(xiàn)較多的消極情緒問題(Brendgen et al.，2013；Gerber et al.，2018)，從而使其出現(xiàn)一系列外化問題。需要說明的是，本研究是一項橫斷研究，因此本研究并不能排除另一種可能的假設(shè)，即在平均受欺負較低班級中，有外化問題的個體更有可能遭受他人的欺負(Garandeau & Salmivalli，2019；雷靂 等，2004)。未來研究中，有必要采用縱向研究設(shè)計，進一步揭示班級平均受欺水平在受欺負與外化問題雙向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

我們還發(fā)現(xiàn)，班級水平的變量解釋了個體受欺負經(jīng)歷?外化問題的斜率43.38%的變異。這一結(jié)果與相關(guān)研究中所獲得效果量大小相類似。比如，Bellmore 等(2004)發(fā)現(xiàn)，班級水平的變量解釋了個體受欺負經(jīng)歷?焦慮的斜率40.76%的變異；雷靂等(2004)發(fā)現(xiàn)，班級水平的變量解釋了攻擊?個體受欺負經(jīng)歷的斜率46.38%的變異。這些結(jié)果進一步證明了本研究結(jié)果的可靠性。綜上所述，我們認為健康環(huán)境不僅會使受欺負者表現(xiàn)出更多內(nèi)化問題，還會使其出現(xiàn)更多的外化問題。這些結(jié)果說明，兒童青少年的心理社會適應(yīng)不僅取決于自身經(jīng)歷，還與其所處情境密切相關(guān)。

本研究將班級環(huán)境作為一個整體，考察了班級整體的受欺負狀況對受欺負個體適應(yīng)的影響，可能會忽視班級中不同同伴所產(chǎn)生影響的差異性。例如，Brendgen 等人(2013)發(fā)現(xiàn)，班級中不同同伴的受欺負狀況對個體受欺負經(jīng)歷與攻擊間關(guān)系的影響可能存在差異：親密朋友受欺負的經(jīng)歷可能會增強受欺負與攻擊行為關(guān)系；但班內(nèi)其他同學的受欺負情況不能影響受欺負與攻擊行為的關(guān)系。因此，為加深對健康環(huán)境悖論的理解，未來研究需要進一步比較班級中不同類型的同伴對受欺負者心理社會適應(yīng)的影響。

4.2 敵意性歸因?qū)Α敖】淡h(huán)境悖論”的中介作用

為揭示受欺負與外化問題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象的作用機制，我們檢驗了敵意性歸因的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在健康環(huán)境下，受欺負的個體可能更傾向于將其他意圖模糊的行為解釋為敵意性行為。造成這一結(jié)果的原因可能是，在相對健康的環(huán)境中，受欺負個體缺少同樣受欺負的同伴作為社會比較的對象，因而他們會感到自己被其他同學刻意針 對(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，從而形成了敵意性歸因傾向。

此外，與已有研究結(jié)果相一致(Hoglund &Leadbeater，2007；Perren et al.，2013；Yeung &Leadbeater，2007)，本研究同樣發(fā)現(xiàn)青少年敵意性歸因能夠預測其外化問題。敵意性歸因與外化問題的關(guān)聯(lián)可以由社會信息加工理論解釋：在社會信息加工過程中，青少年對社會線索的敵意性解釋會影響隨后的目標確定、反應(yīng)生成等一系列信息加工過程，并最終導致攻擊等外化問題(Crick & Dodge，1994)。這些結(jié)果提示我們，對于攻擊等外化問題的干預可以從降低兒童青少年的敵意性歸因入手。

綜上所述，班級平均受欺負水平對個體受欺負經(jīng)歷和外化問題的調(diào)節(jié)作用是通過敵意性歸因的中介作用實現(xiàn)的。這一研究結(jié)果首次揭示了受欺負與外化問題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象的發(fā)生機制，闡明了班級平均受欺負水平如何影響受欺負個體的外化問題。然而，本研究中的敵意性歸因僅解釋了健康環(huán)境在受欺負與外化問題間的調(diào)節(jié)效應(yīng)28.90%的變異，這意味著受欺負與外化問題的“健康環(huán)境悖論”可能還存在其他機制。根據(jù)社會信息加工理論(Crick & Dodge，1994)，受欺負經(jīng)歷還會導致個體更易注意消極線索(Vythilingam et al.，2007)、對他人產(chǎn)生更多消極評價(紀林芹 等，2012)等。那么，健康環(huán)境在受欺負與外化問題之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否也會通過上述認知因素發(fā)揮作用，還有待未來進一步研究和探討。

4.3 實踐啟示、局限及未來研究的展望

本研究結(jié)果拓展和深化了已有研究關(guān)于班級環(huán)境與受欺負者的心理社會適應(yīng)關(guān)系的認識，并對受欺負者的干預具有一定的實踐意義。首先，欺負干預相關(guān)的實踐人員應(yīng)重視健康環(huán)境下受欺負者的心理健康問題。在欺負預防與干預過程中，欺負發(fā)生率降低、受欺負者減少是一個必然過程，但在此過程中仍然經(jīng)受欺負的個體可能會表現(xiàn)出更多情緒問題和行為問題。因此，教師在改善班級環(huán)境的同時，需要更加積極地關(guān)注仍然受到欺負的學生的心理狀況和行為表現(xiàn)，及時察覺可能出現(xiàn)的狀況并對此進行針對性干預。其次，在受欺負個體的干預過程中，教師應(yīng)幫助學生形成恰當?shù)臍w因方式。具體來說，在欺負事件發(fā)生后，教師可以向受欺負的學生說明，有很多人曾和他面臨著同樣的問題，并成功擺脫了困境(Schacter & Juvonen，2015)，從而使受欺負的學生認識到自己沒有受到他人刻意針對，并可以通過自身努力解決受欺負的問題。另外，在日常教學工作中，教師可通過設(shè)計旨在促進同學之間積極互動的游戲和活動，幫助學生建立良好的同伴信念，降低受欺負個體的敵意性歸因傾向。

需要注意的是，本文尚存在一些局限，有待未來研究改善。首先，本研究采用橫斷研究設(shè)計，因此研究中僅揭示了受欺負、敵意性歸因與兒童青少年外化問題的同時性關(guān)系。如已有研究所表明的，受欺負、敵意性歸因與兒童青少年外化問題可能存在復雜的雙向關(guān)系(Lansford et al.，2010；van Lier &Koot，2010)。因此，未來有必要采用縱向設(shè)計，考察個體受欺負經(jīng)歷、敵意性歸因、外化問題和班級平均受欺負水平間是否存在相互影響。第二，本研究僅采用自我報告法測量了外化問題。受社會期望效應(yīng)的影響，個體可能有意遮掩自身的問題行為，或者只報告較嚴重的問題行為(陳光輝 等，2009)。未來研究可以考慮采用同伴評定法和教師報告法等測量兒童青少年外化問題。

5 結(jié)論

本研究探討了受欺負與外化問題關(guān)系的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象及其發(fā)生機制，得出如下結(jié)論：

(1)班級平均受欺負水平能調(diào)節(jié)個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的關(guān)系：在平均受欺負水平較低的班級中，受欺負個體會表現(xiàn)出更多的外化問題；

(2)班級平均受欺負水平對個體受欺負經(jīng)歷與外化問題的調(diào)節(jié)作用是通過敵意性歸因?qū)崿F(xiàn)的，較低班級平均受欺負水平會通過增強受欺負個體的敵意性歸因，進而增加其外化問題。