余華萍，牛玉柏，李強，趙葛格，洪芳

(浙江理工大學 心理學系，杭州 310018)

1 引言

校園欺凌(Bullying)指由一個或多個學生主導，對其他一個學生施加長期、重復的負面行為。欺凌事件發(fā)生時會出現(xiàn)“欺凌圈”，即不僅包括欺凌者和受害者，還有欺凌者的跟隨者和支持者、不作為的旁觀者、潛在捍衛(wèi)者和捍衛(wèi)者[1]，因此欺凌情境中角色行為分為欺凌行為、受害行為、促欺凌行為、助人行為和局外人行為[2]，后三者又稱為旁觀者行為。校園欺凌現(xiàn)象普遍存在，不容忽視。在擁有不良童年經(jīng)歷的學生中，僅19%沒有暴力行為，40%有欺凌行為，38%的學生屬于受害者，以及63%屬于欺凌—受害者群體[3]。關于2 434名不同省份的中學生的研究調(diào)查報告顯示，接受調(diào)查的學生中有高達81.4%的人報告自己曾有過欺凌旁觀者經(jīng)歷，并且其中34.7%的人還報告他們曾不止一次地旁觀欺凌受害發(fā)生[4]。校園欺凌是造成受害者諸如長期失眠、感到孤獨、自殘自殺等各種心理行為問題的危險因素[5]，對學生的身心健康造成短期或長期的負面影響。

校園欺凌行為的典型發(fā)展軌跡是在青春期早期增長并達到頂峰，高中時期有所減少[6]。一般來說，男生更具攻擊性，比女生更多地發(fā)生直接欺凌，受害率也略高于女生[7]。女生12歲之后欺凌發(fā)生率隨年齡增長而逐漸下降，而男生欺凌發(fā)生率從8-15歲大致保持不變[8]。當看到欺凌事件時，9-16歲的中高年級學生傾向于參與或漠視欺負行為，而低年級學生卻會采取較多的安慰和幫助行為[9]。高中女生會比男生更可能采取多種積極介入策略行為(如上前制止，通知老師，安慰受害人等)以幫助受害者[10]。

生態(tài)發(fā)展理論認為，受生物性影響的氣質(zhì)和環(huán)境兩者一起造就了兒童青少年的社會行為發(fā)展。環(huán)境系統(tǒng)中，家庭環(huán)境影響最大，學校次之。家庭系統(tǒng)理論認為，家庭內(nèi)部系統(tǒng)經(jīng)常發(fā)生沖突會導致兒童青少年在學校與他人發(fā)生沖突的概率增大[11]。積極的家庭互動對學生的欺凌受害具有保護作用，而消極的家庭互動則增加了學生卷入欺凌的風險[12]。例如，初中生在家庭環(huán)境中感知的親子沖突水平越高，其受欺負程度也就越高[13]。學校環(huán)境中，校園氛圍感知(Perceived School Climate)作為兒童青少年另一個重要的社會支持源和保護因素，是指學校里成員自身體驗到的并會對其行為產(chǎn)生影響的，相對來說更為持久并且穩(wěn)定的一種環(huán)境特征[14]。學生在校期間覺知到的校園氛圍越消極，那么遭受欺負受害的風險越高[15]。對受害者助人意愿的降低與感知到的消極學校氛圍有密切相關。例如，良好的師生關系與學生積極的旁觀介入行為顯著正相關，改善學生之間的同伴關系對于促進兒童青少年的親社會行為發(fā)展產(chǎn)生良性助益[16]。

從個體層面看，人格對欺凌角色行為的影響與控制舉足輕重。高責任感、高外向性的個體攻擊性較低，情緒不穩(wěn)定則可能導致個體攻擊性更高[17]。受害者通常具有內(nèi)向、自卑、敏感等特性，存在神經(jīng)質(zhì)傾向和情緒調(diào)節(jié)問題[18]。情緒表達外傾性越高的人越傾向于介入終止欺凌事件，宜人性能夠顯著預測個體的親社會傾向與行為[19]。

家庭等外部因素會借助內(nèi)部因素如人格來發(fā)揮一定作用[20]。人格類型在父母對孩子的教養(yǎng)方式，包括一些支持陪伴、了解程度以及規(guī)則引導等對青少年社會適應狀況的預測中起調(diào)節(jié)作用[21]；較高人格堅韌性的個體可以更好地利用社會支持以提升社會適應能力[22]；針對留守初中生的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，情緒性人格在學生對于教師支持的感知與其學業(yè)適應情況兩者之間起調(diào)節(jié)作用[23]。

從小學升入初中階段，學生的認知發(fā)展水平會隨著年齡增長逐漸提高，對欺凌行為的理解迅速加深，并于七年級趨向于穩(wěn)定[24]，六—八年級學生的欺凌受害發(fā)生頻率高于九—十年級學生[6]，且12-16歲是親社會行為發(fā)展的重要時期。因此，本研究擬考察12-16歲少年不同校園欺凌角色行為的發(fā)展特點。此外，旁觀者介入會影響欺凌行為的發(fā)展，助人行為可有效制止欺凌，而促欺凌行為和局外人行為會在無形中助長欺凌事件的發(fā)生[9]，但有關欺凌旁觀者行為的影響因素研究相對缺乏。因此，本研究試圖探討大五人格在親子沖突、校園氛圍感知與欺凌角色行為之間的調(diào)節(jié)作用，假設模型見圖1。本研究不僅為揭示家庭、學校和個體因素對欺凌角色行為的影響機制提供實證研究依據(jù)，也為減少欺凌發(fā)生，制定干預措施，促進少年親社會行為發(fā)展提供理論指導。

2 對象與方法

2.1 對象

方便選取杭州市某中小學六—八年級學生249人，平均年齡13.38±0.87歲，范圍12-16歲，剔除漏填比例高和信息矛盾問卷47份，回收有效問卷202份，有效率81.12%。其中六年級60人(男36人)，七年級75人(男44人)，八年級67人(男34人)。所有被試均身體健康、智力正常。

2.2 方法

2.2.1 欺凌參與行為問卷[25]

Demaray,Summers,Jenkins,Becker(2016年)編制，邱小艷，楊偃成，劉小群，王小鳳(2020)修訂，用于測量一個月內(nèi)兒童少年的不同欺凌角色行為發(fā)生頻率。包含欺凌行為、促欺凌行為、受害行為、助人行為和局外人行為五個子量表，共50題，采用0-4五點計分，從“從來沒有”、“1-2次”、“3-4次”、“5-6次”到“7次及以上”，得分越高表明該分量表的行為出現(xiàn)越多。Cronbach’s α系數(shù)在0.80～0.87之間。本研究中各分量表Cronbach’s α系數(shù)在0.83～0.91之間。

2.2.2 親子沖突問卷[26]

方曉義和董奇(1998年)編制，用于測量少年六個月內(nèi)分別與父母在家務、學業(yè)、交友、花銷、日常、外表、成員關系和隱私8個方面沖突發(fā)生的頻率。采用1-5五點計分，從“從未發(fā)生過”、“總共一兩次”、“每月幾次”、“每周幾次”到“每天幾次”，得分越高表明少年的親子沖突頻率越高。父親和母親分問卷的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.75和0.73。本研究中父親和母親分問卷Cronbach’s α系數(shù)分別為0.83和0.82。

2.2.3 校園氛圍感知問卷[14]

Jia等人(2009年)編制，用于測量學生感受到的校園氛圍狀況。共25題，由教師支持、同學支持和自主機會三個維度組成。采用1-4四點計分，從“從不”到“總是”，得分越高表示學生感知的校園氛圍越積極，各維度Cronbach’s α系數(shù)分別為0.80、0.84和0.66。本研究中Cronbach’s α系數(shù)分別為0.79、0.84和0.78。該問卷在中美青少年跨文化研究中表現(xiàn)出跨文化一致(Jia et al,2009年)。

2.2.4 中學生人格五因素問卷[27]

周暉，鈕麗麗，鄒泓(2000年)編制，共50題，由外向性、宜人性、情緒性、謹慎性、開放性五個維度組成。采用1-5五點計分，從“一點也不像你”到“非常像你”。該問卷的Cronbach’s α系數(shù)在0.70～0.86之間。本研究中Cronbach’s α系數(shù)在0.82～0.90之間。

3 結(jié)果

本研究的調(diào)查方式為匿名問卷調(diào)查，采用Harman單因素方法進行共同方法偏差檢驗，將親子沖突、校園氛圍感知和大五人格各個維度得分一起放到探索性因素分析里，檢驗未旋轉(zhuǎn)的結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征根>1的因子4個，第一個公因子的方差解釋率33.82%，<臨界標準40%，表明共同方法偏差不嚴重[28]。

3.1 欺凌角色行為人口學變量的差異比較

使用K-S進行正態(tài)性檢驗后發(fā)現(xiàn)，欺凌角色行為得分的分布都不屬于正態(tài)分布(P<0.05)，故采用非參數(shù)檢驗進行差異檢驗。研究對象相關變量的描述性統(tǒng)計及人口學變量的差異檢驗結(jié)果見表1。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研究對象欺凌行為的年級差異顯著(Kruskal-Wallisχ2=7.367,P<0.05)，八年級學生的欺凌行為顯著高于六年級學生(P=0.022)；助人行為的年級差異顯著(Kruskal-Wallisχ2=8.594,P<0.05)，六、八年級學生的助人行為顯著高于七年級學生(P=0.046/0.030)。受害行為的性別差異顯著(Mann-Whitney U=4121.000,P<0.05),男生的受害行為顯著高于女生。其他欺凌角色行為得分的年級和性別差異均不顯著(P>0.05)。

3.2 偏相關分析

控制了年級和性別后，各變量不同維度得分的偏相關分析結(jié)果見表2。

表2 研究對象各變量得分偏相關分析結(jié)果(n=202)

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研究對象的助人行為與欺凌行為、促欺凌行為、局外人行為、親子沖突和情緒性得分相關均不顯著(P>0.05)；親子沖突與外向性、謹慎性和開放性得分相關均不顯著(P>0.05)；情緒性與外向性、宜人性和開放性得分相關均不顯著(P>0.05)；其他各變量不同維度得分兩兩間相關均顯著(P<0.05)。

3.3 大五人格在親子沖突、校園氛圍感知與欺凌角色行為之間的調(diào)節(jié)作用分析

使用Mplus8.3進行路徑分析。將性別和年齡作為控制變量，研究對象的親子沖突和校園氛圍感知作為預測變量，大五人格中的單個維度作為調(diào)節(jié)變量，不同欺凌角色行為作為結(jié)果變量；接著對預測變量和調(diào)節(jié)變量進行中心化，并生成交互項，分別建立調(diào)節(jié)模型。采用最大似然法，Bootstrap次數(shù)10 000次，對調(diào)節(jié)效應進行檢驗。結(jié)果表明，控制了性別和年齡后，研究對象的校園氛圍感知能夠直接預測五種欺凌角色行為；除助人行為以外，親子沖突能夠顯著預測其他欺凌角色行為，具體回歸系數(shù)見表3。

表3 研究對象的校園氛圍感知、親子沖突對欺凌角色行為的預測作用(β)

研究對象的親子沖突與情緒性的交互項對受害行為的回歸系數(shù)顯著(β=0.136,SE=0.060,t=2.266,P=0.023)，親子沖突與謹慎性的交互項對局外人行為的回歸系數(shù)顯著(β=-0.190,SE=0.076,t=-2.514,P=0.012)，這說明研究對象的大五人格情緒性在親子沖突與受害行為之間，以及謹慎性在親子沖突與局外人行為之間均存在顯著的調(diào)節(jié)作用。進一步簡單斜率分析，以平均數(shù)±1標準差的方式分別將情緒性和謹慎性劃分為高分組和低分組，分別考察兩組研究對象的親子沖突對受害行為和局外人行為的影響(如圖2)。對于高情緒性組，親子沖突對受害行為的正向預測作用顯著(β=0.317,P=0.002)，低情緒性組則不顯著(β=0.059,P=0.415)。對于低謹慎性組，親子沖突對局外人行為的正向預測作用顯著(β=0.382,P=0.011)，高謹慎性組則不顯著(β=-0.005,P=0.933)。

圖2 大五人格在親子沖突與受害和局外人行為之間的調(diào)節(jié)作用簡單斜率分析

研究對象的校園氛圍感知與外向性(β=0.228,SE=0.092,t=2.471,P=0.013)、宜人性(β=0.205,SE=0.077,t=2.666,P=0.008)、謹慎性(β=0.249,SE=0.084,t=2.978,P=0.003)、開放性(β=0.161,SE=0.080,t=2.004,P=0.045)的交互項對受害行為的回歸系數(shù)顯著，這說明研究對象大五人格中的上述維度在校園氛圍感知與受害行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。使用相同的方式進行簡單斜率分析發(fā)現(xiàn)(如圖3)，對于外向性、宜人性和謹慎性四個維度的低分組，校園氛圍感知對受害行為的負向預測作用顯著(分別β=-0.507,P<0.001;β=-0.475,P<0.001;β=-0.508,P<0.001)，高分組預測作用則不顯著(分別β=-0.092,P=0.389;β=-0.095,P=0.336;β=-0.022,P=0.827)。對于開放性高、低分組，校園氛圍感知對受害行為的負向預測作用均顯著(分別β=-0.199,P=0.042;β=-0.502,P<0.001)，進一步對兩組進行斜率檢驗發(fā)現(xiàn)，兩組的斜率差異邊緣顯著(t=1.903,P=0.057)。

圖3 大五人格在校園氛圍感知與助人行為之間的調(diào)節(jié)作用簡單斜率分析

校園氛圍感知與外向性(β=0.1655,SE=0.076,t=2.184,P=0.029)、宜人性(β=0.185,SE=0.070,t=2.629,P=0.009)的交互項對助人行為的回歸系數(shù)顯著，說明外向性、宜人性在校園氛圍感知與助人行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。進一步簡單斜率分析發(fā)現(xiàn)(如圖4)，對于外向性和宜人性高分組，校園氛圍感知對助人行為的正向預測作用顯著(β=0.344,P=0.004；β=0.256,P=0.031)，低分組預測作用不顯著(β=0.044,P0.596；β=-0.087,P=0.286)。

圖4 大五人格在校園氛圍感知與受害行為之間的調(diào)節(jié)作用簡單斜率分析

4 討論

4.1 12-16歲少年欺凌角色行為的發(fā)展特點

本研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡增長，12-16歲少年的欺凌行為有逐漸增長的趨勢，這與前人研究結(jié)果一致[6]。學生的助人行為呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，七年級助人行為最少，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)年齡較小的學生更愿意保護他人的結(jié)果并不一致[9]。相互依存理論認為，個體作為群體成員而存在，旁觀者是否采取助人措施與他們和欺凌者、受害者的關系有關聯(lián)[29]，七年級學生進入重新組建的班級后還未建立起穩(wěn)定的人際關系，導致助人行為較少。經(jīng)過一年交往后師生和同伴關系有所發(fā)展，八年級學生的助人行為又呈現(xiàn)上升趨勢。因此，七年級學生的老師可以通過各類活動加強同學友誼關系，激發(fā)助人行為，為欺凌受害者樹起同輩保護傘。

12-16歲少年不同欺凌角色行為的性別差異比較發(fā)現(xiàn)，男生的受害頻率顯著高于女生，這與以往調(diào)查結(jié)果一致[7-8]。對于男生而言，直接欺凌(例如，肢體攻擊)更易發(fā)生，而女生之間產(chǎn)生諸如關系欺凌的間接欺凌頻率更高，間接欺凌發(fā)生的手段更精致、隱蔽，不易被感知覺察到[7]，本研究中采用的欺凌參與行為問卷中較少涉及間接欺凌行為的描述，因此女生報告的受害頻率可能會略低于男生。

4.2 大五人格在親子沖突、校園氛圍感知與欺凌角色行為之間的調(diào)節(jié)作用

路徑分析結(jié)果表明，大五人格情緒性是學生的親子沖突與受害行為的調(diào)節(jié)變量，即高情緒性少年在經(jīng)歷頻繁的親子沖突后更可能遭受校園欺凌。由于親子沖突越頻繁，學生與父母談論自身校園生活的機會越少，導致父母無法獲得他們所處的環(huán)境信息，不能及時提供幫助和保護[30]，增加了學生受害的可能性。此外，情緒不穩(wěn)定的學生沖動易怒，對負面情緒更敏感，不能很好地應對沖突壓力[31]，會將親子沖突的負面影響帶到校園中，與同學更易發(fā)生沖突、不合群等，進而增加了被欺凌的可能性。因此，父母需要與青春期少年積極地溝通交流，在合適的時機提供必要的指導和幫助，從而建立溫暖正向的互動式家庭環(huán)境，以此降低少年受害風險[12]，尤其對于情緒調(diào)節(jié)、自我管控能力差和易沖動的少年來說尤為重要。

研究還發(fā)現(xiàn)，大五人格謹慎性是學生的親子沖突與局外人行為的調(diào)節(jié)變量，即低謹慎性的少年在經(jīng)歷頻繁的親子沖突后越有可能出現(xiàn)局外人行為。親子沖突較頻繁的學生難以融入集體，對班級中的欺凌現(xiàn)象視而不見，成為班級中的局外人。低謹慎性的少年責任心較低，對自己的能力不自信[32]，經(jīng)歷越多的親子沖突會使得他們面對欺凌時更傾向于袖手旁觀，而高謹慎性學生的責任心會使他們介入欺凌。

路徑分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大五人格的外向性、宜人性、謹慎性和開放性能調(diào)節(jié)學生校園氛圍感知與受害行為的關系。由于上述維度高分組學生對群體更具包容性，學習適應能力強，被欺凌的可能性隨之降低，而低分組的學生常表現(xiàn)出安靜、與眾不同、不受歡迎等特點，對于校園氛圍的感知更差，更可能成為受害者[33]。這一結(jié)果也符合自我系統(tǒng)信念模型，諸如學生感知的消極校園氛圍這些生態(tài)學風險因素常常會對個體內(nèi)部因素中的自我系統(tǒng)信念產(chǎn)生一定影響，后進一步對個體的適應結(jié)果產(chǎn)生影響[34]。消極的校園氛圍感知與自身的人格特征同樣會相互影響，使個體更可能成為欺凌受害者。因此，對于本身內(nèi)向、拘謹而導致群體適應不良的少年，可以考慮增加促進他們良好人際關系的輔導以及團體合作等活動，從而增加其同伴支持，達到預防欺凌發(fā)生的作用。

此外，大五人格外向性、宜人性對學生的校園氛圍感知與助人行為的調(diào)節(jié)效應顯著。目標框架理論認為，個體為達目標在特定情境下會采取行動改善自己的狀況，校園欺凌情境下外向性和宜人性較高的學生能更好地領悟教師和同學的支持，更可能為達到交往的目的而采取助人行為[29]，且高外向性和宜人性等積極開放的人格能促進個體道德勇敢行為的意愿，增加其親社會行為[19]。因此，學校層面可通過建立良好的校園氛圍從而培養(yǎng)學生的親社會意識和行為，當欺凌發(fā)生時他們勇于幫助受害者，而非加入欺凌或成為局外人。

綜上，12-16歲少年欺凌行為隨年齡增長而增加，助人行為呈先下降后上升趨勢；男生的受害行為要高于女生；其次，親子沖突和校園氛圍感知是校園欺凌角色行為的重要預測因素，且大五人格特質(zhì)在其中起調(diào)節(jié)作用。