葉坤 張珊明 劉嘉慧

摘 要 為探討中學生被欺凌與非自殺性自傷的關系及其作用機制，采用簡版自我傷害量表、Olweus 欺凌問卷、Rosenberg自尊量表、簡式Barratt沖動量表對湖南省、重慶市、江西省七所中學共1870名中學生進行調(diào)查，結果表明：（1）中學生被欺凌正向預測非自殺性自傷；（2）自尊在被欺凌與非自殺性自傷之間起中介作用；（3）沖動性在中學生被欺凌與非自殺性自傷之間的直接路徑以及自尊中介作用的后半段路徑起調(diào)節(jié)作用。本研究有利于揭示中學生被欺凌是如何影響非自殺性自傷的，對預防和干預中學生非自殺性自傷、開展學校生命安全教育具有一定的啟示意義。

關鍵詞 欺凌；非自殺性自傷；自尊；沖動性

分類號 B842

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2023.09.004

1 引言

非自殺性自傷（non-suicidal self-injury， NSSI）是指在沒有自殺意念的情況下故意且反復傷害自己的行為，具有反復性、故意性和自我隱蔽性等特點（Zetterqvist， 2015）。頻繁實施非自殺性自傷可能會產(chǎn)生自殺行為（Castellví et al.， 2017）。已有研究發(fā)現(xiàn)，如果青少年反復自傷，那么他未來一年的自殺意圖將是普通青少年的5.7倍（Tang et al.， 2011）。青春期是自傷行為的高峰期，青少年首次進行自傷一般發(fā)生于12 ～ 14歲（T?rmoen et al.， 2013）。我國約24.9%的中學生有過自傷行為（Wan et al.， 2015），且流行學調(diào)查發(fā)現(xiàn)我國青少年的自傷檢出率遠高于國外（Ross & Heath， 2017）。非自殺性自傷是中國乃至世界范圍內(nèi)的重大公共衛(wèi)生問題，因此考察非自殺性自傷的影響因素及作用機制對預防和干預自傷行為具有重要意義。

青少年非自殺性自傷可能涉及家庭、學校和社區(qū)等方面的影響。郭豐波等（2021）的研究發(fā)現(xiàn)，親子依戀的水平可以顯著負向預測青少年非自殺性自傷。除家庭以外，學校是影響青少年發(fā)展最大的微觀系統(tǒng)（Bronfenbrenner， 1979）。學校因素（如學校聯(lián)結、校園欺凌）對中學生問題行為的產(chǎn)生和發(fā)展起關鍵作用，其中校園欺凌作為威脅校園安全的隱患已經(jīng)成為近幾年研究的熱點（符婷婷等， 2020; 李偉等， 2016; 劉燊等， 2022）。有研究表明被欺凌者比欺凌者感受到更多的同伴排斥，并會因為缺乏同伴支持而出現(xiàn)更多的負性情緒及問題行為（沈曉霜等， 2019），被欺凌者可能會通過自傷等消極方式釋放負性情緒（Van Geel et al.， 2015）。因此本研究重點探討中學生被欺凌對非自殺性自傷的影響機制。

參與校園欺凌的角色分為欺凌者、被欺凌者和旁觀者，已有研究基于旁觀者的角度探討校園欺凌的負面影響（張榮榮， 董莉， 2019），還有研究從個體自身因素（如共情、道德推脫）入手探討欺凌的發(fā)生機制（符婷婷等， 2020）并關注校園欺凌與自傷行為的關系（陳小龍等， 2019），但鮮有研究從被欺凌者個體的自身因素視角探討被欺凌與非自殺性自傷之間的作用機制。相關研究顯示，被欺凌者的自尊水平顯著低于未被欺凌者，且受欺凌程度越高，其自尊水平越低（O'Moore & Kirkham， 2001）。由自我防衛(wèi)觀可知：當個體因消極事件導致自尊降低時，其會主動采取措施維護自尊，進而出現(xiàn)非適應性應對行為（Vogel & Mitchell， 2015）。此外，個體易感性會影響自傷行為（江光榮等， 2011），而沖動性是易感素質(zhì)的重要組成部分（朱堅等， 2013）。根據(jù)素質(zhì)-應激模型（Diathesis-stress Model），青少年外化性問題行為是外界刺激與個體的氣質(zhì)以及個性特質(zhì)等易感因素相互作用的結果（Meehl， 1990）。因此本研究聚焦于中學生被欺凌對非自殺性自傷的影響，基于自尊的下降防衛(wèi)觀和素質(zhì)-應激模型，從個體自身因素出發(fā)考慮自尊、沖動性在其中的中介和調(diào)節(jié)機制，進一步明確被欺凌對非自殺性自傷的影響以及對哪些中學生的自傷行為影響更強。

1.1 被欺凌與非自殺性自傷

被欺凌是指個體受到其他個體或群體的故意傷害行為，如言語傷害、身體傷害和關系上被孤立等，它會隨著時間的推移而反復發(fā)生，并涉及權力的不平衡（Salmivalli， 2010）。已有研究發(fā)現(xiàn)，校園中的負性事件是青少年實施自傷行為的壓力源，并會影響其自傷的次數(shù)與頻率（沈曉霜等， 2019）。根據(jù)一般壓力理論，壓力源（被欺凌）會引起人們產(chǎn)生悲傷、憤怒、焦慮、低自尊等負面情緒，當青少年對此難以恰當處理時，便會以自傷、攻擊性行為等方式回避（Walters & Espelage， 2019）。體驗回避模型也指出，非自殺性自傷可以幫助個體回避或緩解不愉快的情緒體驗（Chapman et al.， 2006），所以具有創(chuàng)傷經(jīng)歷（被欺凌）的人可能會通過自傷來尋求幫助和逃避壓力。有研究表明被欺凌者的自傷檢出率比未被欺凌者高（Van Geel et al.， 2015）。也有研究以初中生（童文德等， 2021）、中學非畢業(yè)生（陳小龍等， 2019）等群體為對象發(fā)現(xiàn)被欺凌與非自殺性自傷顯著正相關。為進一步探討兩者關系，本研究試以六個年級的中學生為研究對象并基于相關理論和研究提出基礎假設：中學生被欺凌可以正向預測非自殺性自傷（H1）。

1.2 自尊的中介作用

盡管以往研究已經(jīng)揭示了被欺凌與非自殺性自傷的關系，但仍需進一步探討其內(nèi)在影響機制。自尊是個體在自我完善過程中評價自我價值的重要結構，包括積極與消極評價（林崇德， 1995）。自尊的社會計量器理論認為自尊是衡量個體被社會接納的心理計量器，它監(jiān)控并激發(fā)個體付諸行動以維持良好的人際關系（Leary & Baumeister， 2000）。一方面，中學階段是青少年身心發(fā)展的重要時期，需要發(fā)展同伴關系，如果個體在該階段遭遇欺凌，不僅身體會遭受傷害，同時也會因缺乏同伴支持而感受到被排斥與拒絕，導致對自我的厭惡和更低的自我評價（童文德等， 2021）。有研究表明被欺凌會嚴重影響青少年的自尊心且該影響將持續(xù)終身（孟月海， 朱莉琪， 2010）。被欺凌者的自尊水平與被欺凌的頻率存在一定聯(lián)系，即被欺凌的頻率越高，個體的自我價值感越低，總體的自尊水平也隨之下降（O'Moore & Kirkham， 2001）。另一方面，自尊下降對青少年的自傷行為產(chǎn)生顯著的直接影響（Forrester et al.， 2017）。自傷的自我懲罰模型指出，個體出現(xiàn)非自殺性自傷是因為對自己的憤怒感和厭惡感，這讓他們覺得自己理應受到懲罰（Lieb et al.， 2004）。低自尊的個體可能會更容易厭惡自己，感知到被拒絕的失望感，而這反過來又會引發(fā)自傷行為（童文德等， 2021）。王玉龍等（2019）研究也表明消極評價自我會引發(fā)具有自我懲罰性質(zhì)的非自殺性自傷。此外，自尊下降的自我防衛(wèi)觀認為當個體因消極事件導致自尊降低時，會主動采取措施維護自尊，進而出現(xiàn)非適應性應對行為，這能夠幫助個體重塑自我進而獲得對自我的掌控感（Vogel & Mitchell， 2015）。綜上所述，本研究假設自尊在中學生被欺凌與非自殺性自傷之間起中介作用（H2）。

1.3 沖動性的調(diào)節(jié)作用

沖動性是指個體對內(nèi)、外部環(huán)境的刺激產(chǎn)生無計劃性的、迅速的反應，且具有該特質(zhì)的個體不考慮沖動行為對他人和自身帶來的消極影響（Barratt & Patton， 1983）。沖動性與非自殺性自傷聯(lián)系緊密（于麗霞等， 2013），與低沖動者相比，高沖動者出現(xiàn)非自殺性自傷的次數(shù)更多（王路等， 2020）。素質(zhì)-應激模型（Diathesis-stress Model）認為青少年外化性問題行為或危險行為是應激源與個體的氣質(zhì)、認知以及個性特質(zhì)等易感因素相互作用的結果（Meehl， 1990）。有研究發(fā)現(xiàn)沖動性是與危險行為密切相關的易感因素，其可以調(diào)節(jié)應激性生活事件與自殺意念的關系，具體而言，高沖動個體在沖動性的作用下，更容易因為應激性事件引發(fā)自殺意念（朱堅等， 2013）。而中學生自傷與自殺意念存在共病現(xiàn)象，兩者呈現(xiàn)“同高同低”模式（侯牧天等， 2022）。綜上，本研究假設，沖動性調(diào)節(jié)中學生被欺凌與非自殺性自傷的關系（H3）。另外，沖動性也可能調(diào)節(jié)自尊與非自殺性自傷之間的關系。低自尊的個體常常會因自我感不足而產(chǎn)生壓力與情感脆弱性（Higgins， 1987），高沖動個體的自我控制能力較差，在面對壓力時更易出現(xiàn)緊迫感，加劇低自尊對危險行為的影響（趙勇， 2009）。相反，低沖動個體會采取更理智的態(tài)度去面對自尊感下降的影響，所以沖動性可能調(diào)節(jié)自尊對非自殺性自傷的影響。綜上，本研究假設沖動性調(diào)節(jié)自尊與非自殺性自傷的關系（H4）。

綜上所述，本研究在考察中學生被欺凌與非自殺性自傷關系的基礎上，進一步探究自尊的中介作用以及沖動性的調(diào)節(jié)作用，并建構如圖1的有調(diào)節(jié)的中介模型。當前研究不僅有助于明確中學生被欺凌與非自殺性自傷之間的關系及內(nèi)部機制，而且能為學校心理健康教育工作者干預與預防中學生自傷行為提供一定的理論指導和實踐啟示。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究在湖南省、重慶市、江西省七所中學選取初高中學生進行問卷調(diào)查。共發(fā)放2000份問卷，剔除無效問卷后，有效問卷為1870份，有效率為93.50%。其中男生920人（49.20%），女生950人（50.80%）；初一308人（16.47%），初二254人（13.58%），初三288人（15.40%），高一378人（20.21%），高二316人（16.90%），高三326人（17.43%）；被試年齡范圍為11～19歲，平均年齡是14.97±1.82歲。

2.2 研究工具

2.2.1 簡版自我傷害量表

采用劉霞等（2019）翻譯修訂的簡版自我傷害量表（Deliberate Self-Harm Inventory， DSHI），該量表在中國青少年群體中有良好的信效度（Lan et al.， 2019; Wang & Liu， 2019）。量表由Gratz（2001）編制，Lundh、Karim和Quilischf（2007）改編而成，共九個題項（如“割自己的手腕、胳膊和軀干”“用煙頭、打火機或火柴燙自己”）。該量表根據(jù)過去六個月的實際情況評估個體的自傷次數(shù)，分為0、1、2、3、4、5、5次以上（0表示沒有，1表示1次，2表示2次，3表示3次，4表示4次，5表示5次，6表示5次以上）。計算所有項目的均分，數(shù)值越大代表個體的非自殺性自傷越嚴重。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

2.2.2 Olweus 欺凌問卷

采用張文新等（1999）翻譯修訂的Olweus 欺凌問卷（Olweus Bully/Victim Questionnaire， OBVQ），該問卷在中國青少年群體中有良好的信效度（張文新， 武建芬， 1999）。問卷包括欺凌問卷與被欺凌問卷兩個部分，本研究采用被欺凌問卷分別測量言語被欺負行為（問題1和問題6）、關系被欺負行為（問題2和問題4）、身體被欺負行為（問題3和問題5）和網(wǎng)絡被欺凌行為（問題7）。讓被試回答在一年內(nèi)被欺負的頻率（4表示一周幾次；3表示大概一周一次；2表示一個月兩至三次；1表示出現(xiàn)一兩次；0表示最近幾個月都沒有）。計算所有項目的均分，數(shù)值越大代表個體受欺凌的程度越嚴重。在本研究中，被欺凌問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)為0.77。

2.2.3 自尊量表

采用汪向東等（1999）翻譯修訂的Rosenberg自尊量表（Rosenberg Self-Esteem Scale， RSES）。該量表采用李克特4點計分，共十個條目，參與者需要在1～4等級上評價自我（4表示很不符合；3表示不符合；2表示符合；1表示非常符合）。計算所有項目的均分，數(shù)值越大代表個體的自尊程度越高。該量表在中國青少年群體中有良好的信效度（閆艷 等， 2021）。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)為0.86。

2.2.4 簡式Barratt沖動量表

采用羅濤等（2020）翻譯修訂的簡式Barratt沖動量表（Barratt Impulsive Scale-Brief， BBIS）。該量表由Morean在Steinberg修訂的BIS-11基礎上再次修訂而成（Morean， 2014）。量表采用李克特4點計分，共八個條目（4表示經(jīng)常；3表示有時；2表示偶爾；1表示從不）。計算所有項目的均分，數(shù)值越大代表個體的沖動性越強。該量表在中國青少年群體中有良好的信效度（羅濤等， 2020）。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)為0.73。

2.3 研究過程與數(shù)據(jù)處理

本研究已征得學校倫理委員會的同意，并在征得學生本人、教師和家長的知情同意后以班級為單位進行團體施測，問卷填答采用無記名方式并在規(guī)定時間內(nèi)完成后當場收回。以往研究表明年齡、性別與青少年非自殺性自傷顯著相關（Daukantait? et al.， 2021），因此本研究以年齡和性別為控制變量。采用SPSS 20.0以及process V3.3插件進行數(shù)據(jù)處理與分析，運用Bootstrap方法（N=5000）檢驗路徑系數(shù)的顯著性。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法將問卷所有條目進行探索性因素分析，結果表明，第一個因子解釋了19.55%的變異量，低于臨界值40%，特征根大于1的因子有六個。因此，本研究中不存在顯著的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述統(tǒng)計與相關分析

各變量的描述統(tǒng)計與相關分析如表1所示。其中非自殺性自傷作為非連續(xù)變量采用斯皮爾曼等級相關進行分析。相關分析結果表明，被欺凌、沖動性、非自殺性自傷兩兩呈顯著正相關；自尊與被欺凌行為、沖動性、非自殺性自傷呈顯著負相關；性別與沖動性、自尊、非自殺性自傷呈顯著負相關。這表明本研究中各個變量之間的關系較密切，支持后續(xù)分析。

3.3 自尊的中介效應分析

在控制年齡和性別的情況下，采用PROCESS中的模型4檢驗自尊的中介效應。結果表明（表2），被欺凌可以顯著預測自尊（β=?0.17， p<0.001），自尊可以顯著預測非自殺性自傷（β=?0.27， p<0.001）?；谄钚Ｕ陌俜治籅ootstrap法進一步發(fā)現(xiàn)，自尊在被欺凌與非自殺性自傷之間的中介作用顯著ab=0.05，SE為0.01，95%的置信區(qū)間為[0.030， 0.066]。總效應為0.30，直接效應為0.25，中介效應占總效應的20.0%。

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

在控制年齡和性別的情況下，采用PROCESS中的模型15檢驗沖動性的調(diào)節(jié)效應。結果表明（表3）：將沖動性放入模型后，沖動性與自尊的交互項對非自殺性自傷的預測作用顯著（β=?0.04， p<0.05），同時，沖動性與被欺凌的交互項對非自殺性自傷的預測作用也顯著（β=0.11， p<0.001），說明沖動性既能夠調(diào)節(jié)被欺凌到非自殺性自傷的直接路徑，也能調(diào)節(jié)自尊中介效應的后半路徑。為進一步揭示該調(diào)節(jié)效應的具體模式，以沖動性得分正負一個標準差為標準，將被試分為高沖動組和低沖動組，在這兩組被試中分別考察被欺凌和自尊對非自殺性自傷的預測值，繪制簡單效應分析圖（見圖2和圖3）。如圖2，在高沖動組中，被欺凌顯著正向預測非自殺性自傷，而在低沖動組中，被欺凌對非自殺性自傷的預測作用變?nèi)酰é碌??0.19， p<0.001; β高=?0.28，p< 0.001），表明隨著沖動性水平的降低，被欺凌對非自殺性自傷的預測作用呈逐漸降低趨勢。如圖3，在高沖動組中，自尊顯著負向預測非自殺性自傷，而在低沖動組中，自尊對非自殺性自傷的預測作用變?nèi)酰é碌? 0.11， p< 0.001; β高= 0.33， p< 0.001），表明隨著沖動性水平的降低，自尊對非自殺性自傷的預測作用呈逐漸降低趨勢。此外，由表4可知，在沖動性的三個水平上，隨著被試沖動性水平的降低，自尊的標準化中介效應值也在減少，這表明自尊的中介效應也受沖動性的調(diào)節(jié)，具體的有調(diào)節(jié)的中介效應路徑如圖4所示。

4 討論

4.1 中學生被欺凌對非自殺性自傷的影響

本研究以六個年級的中學生為被試，考察被欺凌與非自殺性自傷的關系，結果發(fā)現(xiàn)被欺凌顯著正向預測非自殺性自傷，這與以往同類型的研究結果一致（陳小龍等， 2019; 童文德等， 2021）。該結果符合自傷的體驗回避模型，當個體無法調(diào)節(jié)由外部刺激引發(fā)的負面情緒與不愉快體驗時，就可能會通過自傷回避或緩解情緒（O"Connor et al.， 2012）。有研究認為青少年在被欺凌后，可以通過自傷行為重新獲得自我控制感（Walters & Espelage， 2019）。此外，自傷的人際/系統(tǒng)模型認為非自殺性自傷可以幫助個體逃避困難社會情境或引起他人注意以促進求助行為，所以人們往往會用自傷行為來消極應對不良生活事件。當青少年被欺凌后，他們會猶豫是否要告訴家長、老師或朋友以阻止欺凌事件的發(fā)生。一方面是對他人幫助的不信任，另一方面則擔心會因此加深被欺凌的程度。由于沒有親人朋友的幫助，自己也無法解決，內(nèi)心的焦慮與壓抑迫使其通過一系列危險行為（如非自殺性自傷）來釋放由被欺凌引發(fā)的壓力（Agnew， 2001），因此被欺凌能直接正向預測非自殺性自傷。這一結果表明學校應加強宣傳、指導并完善校園欺凌預防和處理措施，讓中學生了解校園欺凌的危害并提高抵制校園欺凌的意識，從源頭上拒絕校園欺凌。

4.2 自尊的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)被欺凌可以通過自尊間接影響非自殺性自傷。與假設H2一致，被欺凌能夠通過自尊的中介作用預測中學生的自傷行為。依據(jù)自尊的社會計量器理論，自尊是反映人際關系好壞的一種內(nèi)在知覺，當個體被他人接納和喜歡時，其自尊感就會上升；而被他人拒絕和排斥時，其自尊感就會下降（Leary & Baumeister， 2000）。在遭遇欺凌事件后，中學生容易產(chǎn)生人際壓力，并體驗到被同伴拒絕與排斥的孤獨感，這種感受加劇了個體對自我的消極評價，導致其自尊感下降。自尊感越低，個體出現(xiàn)非自殺性自傷的可能性越大（Forrester et al.， 2017）。這是因為低自尊的青少年會輕易忽視自身價值，難以建立平等的人際關系，但其又渴望獲得同學、老師和家長的關注，這些持續(xù)性的壓力體驗和矛盾想法會使其產(chǎn)生自我厭惡情緒。自傷的自我懲罰模型認為，部分個體會利用非自殺性自傷來懲罰自己，以消除對自我的厭惡感，從而尋求內(nèi)心平衡（Lieb et al.， 2004）。因此被欺凌能夠通過自尊的中介作用影響中學生的自傷行為。該結果啟示我們要加強中學生的人際交往主題教育，促進同學之間的友好交往和互幫互助，幫助學生發(fā)展積極的自我概念，從而提高中學生的自尊水平并降低自傷行為的發(fā)生率。

4.3 沖動性的調(diào)節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn)沖動性調(diào)節(jié)被欺凌對非自殺性自傷的影響。即相較于低沖動的中學生，被欺凌對高沖動的中學生自傷的預測作用更強。研究結果支持假設H3，符合素質(zhì)-應激模型對問題行為的解釋，中學生非自殺性自傷是環(huán)境應激因素（被欺凌）與個體個性特質(zhì)因素（沖動性）相互作用的結果（Meehl， 1990）。安靜等人（2016）也證實了沖動性特質(zhì)與個體行為特征的關系，沖動性水平高的個體管理情緒和行為的能力較差，缺乏處理壓力和挫折的智慧，在面對應激事件時容易產(chǎn)生攻擊性和危險性行為。因此，相較于高沖動個體，被欺凌對低沖動個體的自傷行為影響更小。另外，沖動性也調(diào)節(jié)了自尊與非自殺性自傷之間的關系。這是因為一方面?zhèn)€體在遭到欺凌后會陷進內(nèi)疚、羞恥以及對自我的消極態(tài)度（低自尊），高沖動個體在面對這些情緒反應時更易出現(xiàn)緊迫感，進而將非自殺性自傷作為控制不良情緒體驗的一種手段（Taylor et al.， 2012）。另一方面，高沖動個體對生活無計劃缺乏考慮，而自傷者在自傷前往往缺乏思考和考慮，且低自尊屬于個體易感性類別之一，個體易感性又是影響自傷行為的重要因素（江光榮等， 2011），因此低自尊高沖動個體更易出現(xiàn)自傷行為?；诖私嵌?，引導中學生正確認識并調(diào)節(jié)沖動情緒，提高情緒管理能力和沖動控制能力，對減少自傷行為具有一定意義。

4.4 研究不足與展望

本研究系統(tǒng)揭示了被欺凌、自尊、沖動性與非自殺性自傷之間的關系，但仍存在以下不足：第一，對非自殺性自傷測量來自研究對象的自我報告，在未來研究中可結合行為學實驗和腦電實驗等深入探討中學生的自傷情況。第二，為橫斷面研究，無法探索其因果關系，在未來可考慮對初一新生進行縱向研究，考察非自殺性自傷和其他變量的關系以及自傷的重復發(fā)生率。第三，在被欺凌與非自殺性自傷之間，除了自尊的中介作用和沖動性的調(diào)節(jié)作用外，可能還存在其他變量的影響，比如心理彈性、家庭功能、不良同伴交往等，未來可探究其他變量的作用模型。

5 結論

（1）中學生被欺凌不僅可以直接預測非自殺性自傷，而且可以通過自尊間接影響非自殺性自傷。（2）沖動性可以調(diào)節(jié)中學生被欺凌對非自殺性自傷的影響以及自尊的中介作用。即沖動性水平越高，被欺凌對非自殺性自傷的正向預測作用越強，同時自尊對非自殺性自傷的負向預測作用也越強。

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