王躍鵬 孟維杰

(魯東大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，問(wèn)題青少年教育矯正研究院，煙臺(tái) 264011)

1 引言

校園欺凌是指一個(gè)或多個(gè)學(xué)生持續(xù)對(duì)不易進(jìn)行自我保護(hù)的學(xué)生實(shí)施的有意攻擊行為，包含重復(fù)性、力量的不平衡性和傷害意圖三個(gè)判別標(biāo)準(zhǔn)（Olweus, 1993）。初中時(shí)期是校園欺凌的高發(fā)階段（王祈然 等, 2018），在一項(xiàng)針對(duì)中國(guó)學(xué)齡期兒童的欺凌普遍性調(diào)查中，有高達(dá)6.3%的學(xué)生自述在3個(gè)月內(nèi)被欺負(fù)過(guò)，有2.5%的學(xué)生承認(rèn)欺負(fù)過(guò)其他同學(xué)，有2.2%的學(xué)生表示在同一段時(shí)間實(shí)施欺凌的同時(shí)也被欺負(fù)過(guò)（Zhang et al., 2019）。欺凌事件大多伴隨著旁觀者存在，如果旁觀者及時(shí)干預(yù)，可以在10 秒內(nèi)阻止欺凌的發(fā)生（Patterson et al.,2017），但是現(xiàn)實(shí)情境中大多數(shù)旁觀者并不會(huì)主動(dòng)干預(yù)、阻止欺凌（Nickerson et al., 2008）?？梢?，旁觀者的行為選擇是影響欺凌進(jìn)程的潛在力量，本研究致力于解釋旁觀者理應(yīng)“出手相助”，卻大多選擇“無(wú)動(dòng)于衷”甚至“推波助瀾”的心理機(jī)制，并探索如何促使欺凌行為中的消極旁觀者向積極保護(hù)者轉(zhuǎn)化。

同伴群體是塑造個(gè)人行為和態(tài)度的重要背景因素（Berger & Rodkin, 2012），為了融入群體，個(gè)體會(huì)不斷調(diào)整自己的行為使之符合群體規(guī)范（Pettigrew, 1991）。如果學(xué)生長(zhǎng)期處于欺凌行為較多且班級(jí)同學(xué)都對(duì)此習(xí)以為常的集體中，勢(shì)必會(huì)對(duì)個(gè)體的心理與行為產(chǎn)生負(fù)面影響（謝家樹, 梅里, 2019）。班級(jí)欺凌規(guī)范包括班級(jí)內(nèi)部的實(shí)際欺凌行為頻率和班級(jí)成員對(duì)欺凌行為的態(tài)度，代表了班級(jí)內(nèi)部評(píng)價(jià)欺凌行為的標(biāo)準(zhǔn)（曾欣然 等,2019）。在班級(jí)欺凌規(guī)范水平高的集體中，學(xué)生會(huì)表現(xiàn)出更高的欺凌接受度，為了被同伴接納的需求會(huì)做出更多的親欺凌相關(guān)行為（程碩碩, 2021;Sentse et al., 2015）。但是班級(jí)欺凌規(guī)范如何影響欺凌事件中的旁觀者，以往研究涉及較少。因此本研究提出假設(shè)1：個(gè)體感知到的班級(jí)欺凌規(guī)范水平越高，面對(duì)欺凌時(shí)越傾向于做出消極旁觀行為。

Anderson 和Bushman（2002）提出的一般攻擊模型（the general aggression model, GAM）認(rèn)為，群體規(guī)范之所以會(huì)影響學(xué)生的行為選擇，是因?yàn)檫@些輸入變量通過(guò)喚醒內(nèi)部的認(rèn)知和情感因素影響了個(gè)體的決策，而道德推脫可能就是被喚醒的潛在機(jī)制（王小鳳 等, 2022）。道德推脫是指一些特定的錯(cuò)誤認(rèn)知傾向，它可以通過(guò)道德合理化等途徑將自己的傷害行為重新解釋，使其看起來(lái)傷害性更小甚至沒(méi)有傷害；通過(guò)責(zé)任轉(zhuǎn)移等形式推脫自己應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任，甚至通過(guò)非人性化等方式降低自己對(duì)受傷害個(gè)體的認(rèn)同等（楊繼平 等, 2010）。研究表明高水平的道德推脫預(yù)示著更多的間接欺凌，更少的旁觀者助人行為（Killer et al., 2019;Kokkinos & Kipritsi, 2018）。但是以往研究中較少考察旁觀者的消極參與行為，因此本研究著眼于旁觀者中的協(xié)助欺凌和置身事外群體，并提出假設(shè)2：道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范對(duì)旁觀者協(xié)助欺凌行為、置身事外行為的影響中均中起中介作用。

2 研究1：班級(jí)欺凌規(guī)范、道德推脫與旁觀者消極參與行為的問(wèn)卷研究

2.1 被試

采用整群抽樣的方式，在山東省某市選取初中生被試4500名，刪除無(wú)效問(wèn)卷（明顯規(guī)律性作答、未完整填寫等）后，剩余有效被試4316名，有效回收率95.91%。其中，男生2188人（占總體50.70%），女生2128人（占總體49.30%）；初一1739人（占總體40.29%），初二1101人（占總體25.51%），初三982人（占總體22.75%），初四494人（占總體11.45%）；鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)學(xué)生1060人（占總體24.56%），市區(qū)學(xué)生3256人（占總體75.44%）；被試平均年齡為13.26±1.16 歲。問(wèn)卷調(diào)查經(jīng)老師和學(xué)生本人知情同意。本研究通過(guò)魯東大學(xué)學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)的審核。

2.2 研究工具

2.2.1 班級(jí)欺凌規(guī)范問(wèn)卷

采用曾欣然等人（2019）改編的班級(jí)欺凌規(guī)范問(wèn)卷。其中3個(gè)題目測(cè)量個(gè)體感知的班級(jí)欺凌行為規(guī)范，如“你班上有多少同學(xué)會(huì)踢打或者推一些同學(xué)”，采用5 點(diǎn)計(jì)分，0 表示“完全沒(méi)有”，4 表示“非常多”；4個(gè)反向計(jì)分題目測(cè)量個(gè)體感知的班級(jí)欺凌態(tài)度規(guī)范，如“班上的同學(xué)都認(rèn)為自己不應(yīng)該欺負(fù)別的同學(xué)”，0 表示“完全不符合”，4 表示“完全符合”。被試在7個(gè)題目上的總平均分越高表示個(gè)體感受到的班級(jí)欺凌規(guī)范越強(qiáng)。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.77。

2.2.2 道德推脫問(wèn)卷

采用潘清泉和周宗奎（2010）修訂的道德推脫問(wèn)卷，該問(wèn)卷包含責(zé)任轉(zhuǎn)移、責(zé)任擴(kuò)散、結(jié)果歪曲、有利對(duì)比、非人性化和道德合理化在內(nèi)的6個(gè)維度，每個(gè)維度包含3個(gè)題目。采用5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”，被試在18個(gè)題目上的總平均分越高表示其道德推脫水平越高。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.3 欺凌參與行為問(wèn)卷

采用邱小艷等人（2020）修訂的欺凌參與行為問(wèn)卷，該問(wèn)卷包含5個(gè)獨(dú)立的分量表。在本研究中根據(jù)研究目的選取協(xié)助欺凌者和置身事外者兩個(gè)旁觀者相關(guān)維度，每個(gè)分維度包含10個(gè)題目，如“當(dāng)有人散布關(guān)于某個(gè)同學(xué)的謠言時(shí)，我假裝沒(méi)聽到”，采用5 點(diǎn)計(jì)分，0 表示“從來(lái)沒(méi)有”，1 表 示“1～2 次”，2 表 示“3～4 次”，3 表 示“5～6 次”，4 表示“7 次或更多”（在過(guò)去一個(gè)月內(nèi)）。本研究中該問(wèn)卷各維度的Cronbach’s α 系數(shù)在0.85～0.95 之間。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本研究以集體施測(cè)的形式進(jìn)行，采用SPSS25.0和PROCESS 宏程序?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行處理。

2.4 結(jié)果

2.4.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于被試在問(wèn)卷調(diào)查中的自我報(bào)告。為了檢驗(yàn)共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的影響，除了在程序上采用匿名施測(cè)、反向計(jì)分等方式進(jìn)行控制以外，本研究還在統(tǒng)計(jì)上采用Harman單因素檢驗(yàn)方法對(duì)所測(cè)項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分分析，結(jié)果顯示第一個(gè)因子的解釋量只有17.30%，小于40%（熊紅星 等, 2012）。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.4.2 各主要變量之間的相關(guān)分析

各主要變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果見表1。結(jié)果表明，班級(jí)欺凌規(guī)范與道德推脫、協(xié)助欺凌行為、置身事外行為均呈顯著正相關(guān)；道德推脫與協(xié)助欺凌行為、置身事外行為均呈顯著正相關(guān)。

表1 研究1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)（n=4316）

2.4.3 班級(jí)欺凌規(guī)范對(duì)旁觀者行為的影響及道德推脫的中介作用分析

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介檢驗(yàn)流程，控制了性別、年級(jí)以及生源地水平后，在方程1 中，班級(jí)欺凌規(guī)范顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者協(xié)助欺凌行為（β=0.31,p＜0.001）；在方程2 中，班級(jí)欺凌規(guī)范顯著正向預(yù)測(cè)道德推脫（β=0.24,p＜0.001）；在方程3 中同時(shí)納入班級(jí)欺凌規(guī)范和道德推脫，結(jié)果表明班級(jí)欺凌規(guī)范能顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者協(xié)助欺凌行為（β=0.25,p＜0.001），道德推脫顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者協(xié)助欺凌行為（β=0.26,p＜0.001）。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在班級(jí)欺凌規(guī)范與旁觀者協(xié)助欺凌行為之間，道德推脫的中介作用顯著，ab=0.11，SE為0.01，95%的置信區(qū)間為[0.08, 0.14]，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的20.50%。見表2。

表2 班級(jí)欺凌規(guī)范、道德推脫與協(xié)助欺凌行為間的中介效應(yīng)分析

采用同樣的方法，對(duì)置身事外行為進(jìn)行研究?？刂屏诵詣e、年級(jí)以及生源地水平后，在方程1 中，班級(jí)欺凌規(guī)范能顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者置身事外行為（β=0.22,p＜0.001）；在方程2 中，班級(jí)欺凌規(guī)范顯著正向預(yù)測(cè)道德推脫（β=0.2 4,p＜0.001）；在方程3 中同時(shí)納入班級(jí)欺凌規(guī)范和道德推脫，結(jié)果表明班級(jí)欺凌規(guī)范能顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者置身事外行為（β=0.17,p＜0.001），道德推脫顯著正向預(yù)測(cè)旁觀者置身事外行為（β=0.19,p＜0.001）。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在班級(jí)欺凌規(guī)范與旁觀者置身事外行為中，道德推脫的中介作用顯著，ab=0.14，SE為0.02，95%的置信區(qū)間為[0.10, 0.19]，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的20.76%。見表3。

表3 班級(jí)欺凌規(guī)范、道德推脫與置身事外行為間的中介效應(yīng)分析

3 研究2：班級(jí)欺凌規(guī)范、道德推脫與旁觀者消極參與行為的實(shí)驗(yàn)研究

研究1 采用問(wèn)卷研究旨在探究個(gè)體真實(shí)感受到的班級(jí)欺凌規(guī)范，但是其局限在于因果結(jié)論不夠明確，因此研究2 采用對(duì)照實(shí)驗(yàn)的方式，檢驗(yàn)自變量與因變量之間的因果關(guān)系以及道德推脫的中介作用。

3.1 被試

根據(jù)G*power 計(jì)算，本研究需要的被試量為126人。在山東省某市招募自愿參與的被試180人，38名被試的數(shù)據(jù)因?yàn)樵谔顚憰r(shí)不認(rèn)真（檢驗(yàn)問(wèn)題未通過(guò)、未完整作答或明顯規(guī)律作答）被剔除，剩余有效被試142人。其中男生63人（占總體44.37%），女生79人（占總體55.63%）；初二63人（占總體44.37%%），初三79人（占總體55.63%）；被試平均年齡為13.77±0.81 歲。實(shí)驗(yàn)經(jīng)家長(zhǎng)和老師知情同意。本研究通過(guò)魯東大學(xué)學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)的審核。

3.2 研究材料

班級(jí)欺凌規(guī)范的情境操縱：參照曾欣然等人（2019）的研究，首先將被試的身份設(shè)定為班級(jí)內(nèi)一員，在班級(jí)欺凌規(guī)范的情境啟動(dòng)下，告知被試在該班級(jí)中大多數(shù)同學(xué)都會(huì)嘲笑和欺負(fù)別的同學(xué)，甚至?xí)痣y聽的外號(hào)。隨后呈現(xiàn)兩個(gè)題目，如“在該情景中，你所在的班級(jí)周圍同學(xué)都（會(huì)/不會(huì)）給別的同學(xué)起難聽的外號(hào)”。最后要求被試用3個(gè)詞語(yǔ)描述一下這是一個(gè)什么樣的班級(jí)。一方面檢驗(yàn)被試是否認(rèn)真閱讀題目信息，另一方面通過(guò)進(jìn)一步的認(rèn)知加工加深對(duì)情境信息的理解。

道德推脫問(wèn)卷：采用楊繼平和王興超（2012）修訂的道德推脫問(wèn)卷，共包含道德辯護(hù)、委婉標(biāo)簽等8個(gè)維度，每個(gè)維度包含4個(gè)題目，如“可以打那些辱罵你家人的家伙”。采用5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”，在32個(gè)題目上的總平均分表示個(gè)體的道德推脫水平。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

旁觀者行為任務(wù)：參照Bastiaensens 等人（2014）的實(shí)驗(yàn)任務(wù)，首先請(qǐng)被試回憶假定的欺凌情境中自己所在班級(jí)同學(xué)們對(duì)待欺凌的行為和態(tài)度，并提問(wèn)“假如在體育課上同班同學(xué)之間發(fā)生了圖片（欺凌場(chǎng)景）中的行為，你會(huì)如何選擇？”然后呈現(xiàn)欺凌的圖片和兩道題目，測(cè)量被試置身事外行為的題目為“會(huì)選擇默默走開，當(dāng)作什么事也沒(méi)有發(fā)生”；協(xié)助欺凌的測(cè)量題目為“可能會(huì)和旁邊人一起笑，但并不會(huì)制止”。采用5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示“非常不同意”，5 表示“非常同意”，被試在該題目中的得分越高表示選擇該行為的傾向越高。

情境啟動(dòng)的操縱檢驗(yàn)：操縱檢驗(yàn)問(wèn)題為“如果發(fā)生了這樣的事情，你覺(jué)得你身邊的大多數(shù)同學(xué)會(huì)怎么做？”檢測(cè)題目與旁觀者行為任務(wù)中的題目相同。

3.3 研究設(shè)計(jì)和研究過(guò)程

通過(guò)假想的欺凌情境將自變量分為班級(jí)欺凌規(guī)范（n=60）和班級(jí)非欺凌規(guī)范（n=82）兩個(gè)水平，中介變量采用道德推脫問(wèn)卷測(cè)量，因變量為通過(guò)旁觀者行為任務(wù)測(cè)量的個(gè)體實(shí)施協(xié)助欺凌行為和置身事外行為的傾向。

實(shí)驗(yàn)期間被試獨(dú)立作答。首先，操縱被試感知到的班級(jí)欺凌規(guī)范水平，啟動(dòng)后被試需要回答啟動(dòng)效果檢測(cè)題目，只有檢測(cè)通過(guò)的被試數(shù)據(jù)才能被納入有效數(shù)據(jù)；其次，告知被試用3個(gè)詞語(yǔ)描述上文所述班級(jí)狀況；最后，被試依次完成道德推脫問(wèn)卷、旁觀者行為任務(wù)、操縱檢驗(yàn)題目以及填寫個(gè)人基本信息。

3.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS25.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析處理。

3.5 結(jié)果

3.5.1 班級(jí)欺凌規(guī)范啟動(dòng)的操縱檢驗(yàn)

在協(xié)助欺凌情境下，班級(jí)欺凌規(guī)范啟動(dòng)組的得分（2.57±1.29）和班級(jí)非欺凌規(guī)范啟動(dòng)組的得分（1.65±1.07）差異顯著，t(140)=-4.50，p＜0.001，d=0.78；在置身事外情境下，班級(jí)欺凌規(guī)范啟動(dòng)組的得分（2.33±1.40）和班級(jí)非欺凌規(guī)范啟動(dòng)組的得分（1.45±1.06）差異顯著，t(140)=-4.11，p＜0.001，d=0.71。結(jié)果表明被試感知的班級(jí)欺凌規(guī)范水平操縱成功。

3.5.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見表4。班級(jí)欺凌規(guī)范與道德推脫、協(xié)助欺凌行為、置身事外行為顯著正相關(guān)，道德推脫與協(xié)助欺凌行為、置身事外行為顯著正相關(guān)。

表4 研究2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)（n=142）

3.5.3 道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范與協(xié)助欺凌行為、置身事外行為之間的中介效應(yīng)分析

參考H a y e s（2 0 0 9）的研究方法，使用PROCESS 模型4，采用Bootstrap 法在95%的置信區(qū)間檢驗(yàn)道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范和旁觀者協(xié)助欺凌行為中的中介作用。結(jié)果顯示，直接效應(yīng)在95% 的置信區(qū)間不包括0（95%CI=[0.22, 0.85]），表明直接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為67.81%。同時(shí)間接效應(yīng)在95% 的置信區(qū)間不包括0（95%CI=[0.10,0.49]），表明間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為32.19%。因此，道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范和旁觀者協(xié)助欺凌中的中介效應(yīng)成立。

采用同樣的方法檢驗(yàn)道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范與旁觀者置身事外行為中的中介作用，結(jié)果表明，間接效應(yīng)在95%置信區(qū)間不包括0（95%CI=[0.01, 0.19]），表明間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為30.62%。但是直接效應(yīng)在95% 的置信區(qū)間包括0（95%CI=[-0.05, 0.38]），因此，中介效應(yīng)成立，道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范與旁觀者置身事外行為中起完全中介的作用。

4 討論

4.1 班級(jí)欺凌規(guī)范對(duì)旁觀者行為的直接影響

問(wèn)卷研究與實(shí)驗(yàn)研究的結(jié)果表明班級(jí)欺凌規(guī)范對(duì)旁觀者面對(duì)欺凌時(shí)的協(xié)助欺凌行為和置身事外行為有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。從欺凌中影響旁觀者行為的群體機(jī)制來(lái)看，個(gè)體傾向于“從眾”（劉曉, 吳夢(mèng)雪, 2018），如果大多數(shù)成員認(rèn)可欺凌并拒絕去“多管閑事”，一旦欺凌發(fā)生，個(gè)體為了使自己的行為合乎群體規(guī)范，其行為選擇就會(huì)更消極，如選擇忽視被欺凌者甚至加入欺凌群體（Menesini et al., 2015）。在本研究中表現(xiàn)為個(gè)體感知到班級(jí)欺凌規(guī)范水平越高，越傾向于將欺凌事件建構(gòu)為習(xí)以為常的“小事”，同伴群體也會(huì)對(duì)欺凌行為有較高的寬容度，此時(shí)如果個(gè)體去阻止欺凌或者幫助受欺凌者就會(huì)面臨更高的風(fēng)險(xiǎn)和阻力，進(jìn)而個(gè)體就會(huì)做出更少的阻止行為，更多的協(xié)助欺凌或者置身事外行為。

Pouwels 等人（2019）從成本-效益權(quán)衡的角度分析了欺凌參與者的行為，個(gè)體在做出助人與否的決策之前，需要充分權(quán)衡利弊。如果幫助受欺凌者的行為有悖于自己的所在群體的規(guī)范，那么做出干預(yù)、阻止欺凌行為時(shí)就顯得“成本”過(guò)高，自己的“收益”過(guò)低，進(jìn)而就可能減少幫助受欺凌者行為。當(dāng)欺凌在一個(gè)班級(jí)體中已經(jīng)形成不良風(fēng)氣，個(gè)體再去幫助受欺凌者不僅可能招致實(shí)施欺凌者的報(bào)復(fù)，還可能面對(duì)班級(jí)體內(nèi)大多數(shù)同學(xué)的拒絕與反對(duì)，這時(shí)助人行為顯得成本過(guò)高，相反如果順從大多數(shù)人的意愿，去協(xié)助欺凌或者選擇置身事外，就會(huì)更利己。在成本-效益的權(quán)衡下，就會(huì)催生更多的消極旁觀者。

4.2 道德推脫在班級(jí)欺凌規(guī)范與旁觀者行為中的中介作用

Gini 等人（2020）的研究表明群體變量會(huì)通過(guò)影響人的感知進(jìn)而影響個(gè)體的行為決策。班級(jí)欺凌規(guī)范作為一種負(fù)面的群體規(guī)范與人們內(nèi)心的道德準(zhǔn)則相悖，因此為了探明這種負(fù)面的群體規(guī)范如何克服道德屏障，甚至被個(gè)體內(nèi)化于心，本研究引入道德推脫變量（Kubiszewski et al., 2019）。

首先班級(jí)欺凌規(guī)范可以積極正向預(yù)測(cè)道德推脫。班級(jí)欺凌規(guī)范在客觀上是不符合道德認(rèn)知的，在被班級(jí)內(nèi)成員內(nèi)化、接納這種群體規(guī)范時(shí)可能要經(jīng)歷道德沖突的過(guò)程，但是迫于強(qiáng)大的群體規(guī)范壓力，有一部分人就會(huì)選擇屈從和接受。此時(shí)他們會(huì)啟動(dòng)內(nèi)心的道德推脫機(jī)制來(lái)化解這種內(nèi)心沖突。本研究結(jié)果還證明了道德推脫水平的提高會(huì)使個(gè)體面對(duì)欺凌行為時(shí)的行為選擇更消極（Thornberg et al., 2020）。處于習(xí)俗水平（9～15 歲）的青少年，在經(jīng)歷學(xué)校教育和道德成長(zhǎng)后，有足夠的認(rèn)知水平對(duì)欺凌行為進(jìn)行判斷、識(shí)別，但是現(xiàn)實(shí)情境中為受欺凌者發(fā)聲甚至挺身而出者極少（葉婷, 2020）。旁觀者面對(duì)欺凌情境時(shí)，個(gè)體內(nèi)心可能會(huì)因?yàn)榈赖聹?zhǔn)則受到挑戰(zhàn)而產(chǎn)生消極體驗(yàn)（即由知行不一導(dǎo)致的負(fù)面影響），為了緩和這種消極體驗(yàn)，個(gè)體會(huì)觸發(fā)內(nèi)心的道德推脫機(jī)制，即通過(guò)將自己的行為歸咎于群體內(nèi)大部分人的選擇或者將欺凌的責(zé)任歸咎于受欺凌者本人等方式使自己的消極冷漠行為合理化，進(jìn)而達(dá)到知行和解。

4.3 研究意義與局限

在理論上，本研究以班級(jí)欺凌規(guī)范為例，解答了消極環(huán)境是如何使個(gè)體的道德準(zhǔn)則失效的問(wèn)題，即當(dāng)青少年群體長(zhǎng)期接觸錯(cuò)誤的或明顯有違道德準(zhǔn)則的群體規(guī)范時(shí)，可能會(huì)激活道德推脫機(jī)制，使道德自我調(diào)節(jié)功能短暫失效，進(jìn)而做出冷眼旁觀欺凌的行為。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了道德推脫理論在解釋以“旁觀者冷漠”為代表的道德失范行為時(shí)的有效性。在實(shí)踐層面，本研究驗(yàn)證了班級(jí)欺凌規(guī)范和道德推脫對(duì)旁觀者行為的影響。這提醒教育工作者要時(shí)刻關(guān)注在學(xué)生群體之中存在的消極亞文化，警惕其對(duì)學(xué)生思想的侵蝕與荼毒。道德推脫的中介作用還提示校園德育工作者可以從道德教育入手，增強(qiáng)學(xué)生的道德“抵抗力”，提高學(xué)生面對(duì)消極規(guī)范的“免疫力”，并以此來(lái)切斷消極環(huán)境對(duì)個(gè)體的影響路徑。

本研究仍有不足之處。首先本研究對(duì)校園欺凌中旁觀者消極冷漠行為的探討僅限于道德層面。但是現(xiàn)實(shí)的欺凌情境充斥著多方參與者的力量博弈，在“助”與“不助”的抉擇之間，旁觀者可能從多個(gè)角度權(quán)衡自己的利益得失，而不是僅關(guān)注群體規(guī)范或者道德因素。其次，受限于欺凌行為的敏感性，本研究無(wú)法構(gòu)建真實(shí)的欺凌情境，盡管已有研究證明了假想情境實(shí)驗(yàn)范式的有效性（Ojala & Nesdale, 2004），但是被試在面臨道德選擇時(shí)仍有可能受社會(huì)贊許效應(yīng)影響。因此，未來(lái)仍需對(duì)研究模型進(jìn)行細(xì)化。如將功利考量納入研究模型，考察何種獎(jiǎng)賞之下會(huì)使個(gè)體突破班級(jí)欺凌規(guī)范的限制，抵消道德推脫效應(yīng)，做出協(xié)助受欺凌者的行為。此外，未來(lái)研究仍有必要考慮進(jìn)一步更新研究范式，抑制社會(huì)贊許效應(yīng)的影響。

5 結(jié)論

個(gè)體感知到的班級(jí)欺凌規(guī)范與初中生旁觀欺凌行為時(shí)的協(xié)助欺凌行為、置身事外行為顯著正相關(guān)，具體而言，當(dāng)個(gè)體感知到更高水平的班級(jí)欺凌規(guī)范時(shí)，面對(duì)欺凌可能會(huì)更多地選擇協(xié)助欺凌或置身事外；個(gè)體感知到的班級(jí)欺凌規(guī)范可以通過(guò)道德推脫間接預(yù)測(cè)旁觀者面對(duì)欺凌行為時(shí)的協(xié)助欺凌或置身事外行為。