班級欺凌規(guī)范與欺凌行為：群體害怕與同輩壓力的中介作用*

曾欣然 汪 玥 丁俊浩 周 暉

班級欺凌規(guī)范與欺凌行為：群體害怕與同輩壓力的中介作用

曾欣然 汪 玥 丁俊浩 周 暉

(中山大學(xué)心理學(xué)系, 廣州 510275)

本文通過兩個(gè)研究探討了群體因素中的班級欺凌規(guī)范如何通過同輩壓力、群體害怕影響欺凌行為的發(fā)生。研究1為實(shí)驗(yàn)研究, 被試為186名小學(xué)高年級學(xué)生(M= 11.36 ± 0.99歲)。結(jié)果表明在不同情境(欺凌/非欺凌)的啟動下, 各變量得分均具有顯著差異; 進(jìn)一步分析僅發(fā)現(xiàn)同輩壓力的中介作用邊緣顯著。研究2為相關(guān)研究, 943名小學(xué)高年級及初二學(xué)生(M= 12.00 ± 1.32歲)填寫班級欺凌規(guī)范、同輩壓力和欺凌行為問卷。HLM分析顯示同輩壓力在班級欺凌規(guī)范與欺凌行為起顯著中介作用。

中小學(xué)生; 班級欺凌規(guī)范; 欺凌行為; 同輩壓力; 群體害怕

1 引言

校園欺凌是指在校園中故意、重復(fù)的傷害他人的身體、心理或情感的攻擊性行為(Olweus, 1993)。在我國, 對初中生進(jìn)行回溯性調(diào)查后發(fā)現(xiàn), 在農(nóng)村地區(qū)有33%的學(xué)生遭受過欺凌; 在城市地區(qū)有25.8%的學(xué)生遭受過欺凌(Zhang, Zhou, & Tao, 2018)。這表明校園欺凌現(xiàn)象普遍存在于我國農(nóng)村與城市地區(qū)。校園欺凌不僅會對學(xué)生造成身體傷害, 同時(shí)也會誘發(fā)嚴(yán)重的心理問題。欺凌受害者更容易患抑郁、焦慮、飲食障礙等心理疾病, 甚至?xí)ζ湮磥淼墓ぷ骷吧钤斐上麡O影響(Olweus, 2013)。因此, 探討校園欺凌的影響因素并進(jìn)一步開發(fā)出減少校園欺凌的方法具有重要意義。

目前, 國內(nèi)外關(guān)于校園欺凌的研究多將重點(diǎn)放在個(gè)體層面, 如研究共情、社會認(rèn)知與欺凌現(xiàn)象的關(guān)系(Jolliffe, & Farrington, 2010; Sutton, Smith, & Swettenham, 2011), 而忽略了群體性(group)也是校園欺凌行為的特征之一(Olweus, 2013)。目前國外已開展了一些探討群體因素對于欺凌行為影響的實(shí)證研究。研究表明群體態(tài)度、群體行為、群體成員間的關(guān)系、群體規(guī)范均在欺凌現(xiàn)象中扮演了重要角色(Burns, Cross, & Maycock, 2010; Pozzoli, Gini, & Vieno, 2012; Salmivalli & Voeten, 2004)。Pozzoli等人(2012)的研究中發(fā)現(xiàn)班級反抗欺凌規(guī)范(descriptive norm about defending behavior)、班級態(tài)度(class attitudes)和同輩命令性規(guī)范(peer injunctive norms)能夠有效預(yù)測反抗行為的發(fā)生。但在該研究中, 缺少關(guān)于班級欺凌規(guī)范對欺凌行為的影響及其作用機(jī)制的探討。

國內(nèi)的校園欺凌研究則更多的關(guān)注校園欺凌對個(gè)體心理健康的影響。如探討欺凌受害程度與抑郁、吸煙程度之間的關(guān)系是否會受到性別的調(diào)節(jié)(Guo et al., 2016); 探討欺凌受害程度與抑郁之間的關(guān)系是否會受心理彈性、正念的調(diào)節(jié)(Zhou, Liu, Niu, Sun, & Fan, 2017)。近年來, 我國研究者也開始重視群體因素對欺凌現(xiàn)象的影響。如探討城市中學(xué)校氛圍與欺凌行為的關(guān)系(Han, Zhang, & Zhang, 2017); 探討學(xué)生所感知到的班級人際和諧程度和欺凌行為之間的關(guān)系(白燕軍, 2017)。但總的來說, 目前探討群體因素對于欺凌行為影響的研究較少, 且缺乏探討群體因素是如何影響欺凌行為發(fā)生的機(jī)制研究。

綜上所述, 本研究將從群體動力的角度探討群體規(guī)范對欺凌行為的影響機(jī)制。雖然影響個(gè)體的群體因素很多, 但是本研究選取班級規(guī)范探究其對欺凌行為的影響具有以下原因：根據(jù)Bronfenbrenner (1986)的生態(tài)系統(tǒng)理論, 班級作為學(xué)生每日活動和學(xué)習(xí)的直接環(huán)境, 是除了家庭以外發(fā)揮重要影響的微觀系統(tǒng)。在我國中小學(xué), 班級是相對固定且不能隨意調(diào)換的校園群體, 且校園中的許多活動都是以班級為單位進(jìn)行, 班級成員之間互動很多。因此, 研究者更為關(guān)心班級規(guī)范是如何影響欺凌行為的發(fā)生。

1.1 班級欺凌規(guī)范與欺凌行為

群體規(guī)范是指使該群體成員緊密聯(lián)系在一起的, 群體內(nèi)成員所共有的行為、態(tài)度、價(jià)值觀及信念(Brenick & Romano, 2016; Ojala & Nesdale, 2011)。班級欺凌規(guī)范的定義由群體欺凌規(guī)范引申而來, 即班級欺凌規(guī)范包括班級中實(shí)際欺凌行為頻率和班級成員對欺凌行為的態(tài)度。根據(jù)規(guī)范影響理論(theory of normative social influence), 個(gè)體為了能被其他個(gè)體所接受和喜愛, 會跟隨群體規(guī)范做出符合該群體所期待的行為(Pettigrew, 1991)。許多研究發(fā)現(xiàn), 不良的群體規(guī)范會促使個(gè)體問題行為的發(fā)生, 如青少年酗酒、排擠行為(Beullens & Vandenbosch, 2015; Brenick & Romano, 2016)。研究還發(fā)現(xiàn)群體規(guī)范會影響兒童的攻擊意圖(Nipedal, Nesdale, & Killen, 2010)。但是, 關(guān)于班級欺凌規(guī)范對欺凌行為影響的研究并不多見。

僅有的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)群體規(guī)范能有效預(yù)測個(gè)體在欺凌情境中的行為傾向(Christina & Marinus, 2004)。而Pozzoli等人(2012)的研究證實(shí)了班級規(guī)范與校園欺凌中的旁觀、反抗行為有關(guān)。此外, 追蹤研究發(fā)現(xiàn)欺凌規(guī)范強(qiáng)的班級內(nèi), 同輩接納程度低的個(gè)體會做出更多的欺凌行為(Sentse, Veenstra, Kiuru, & Salmivalli, 2015)?；谶@些研究, Perkins等人進(jìn)一步開發(fā)干預(yù)方案, 通過在校園內(nèi)粘貼和群體規(guī)范有關(guān)的海報(bào)的方式, 降低校園欺凌行為的發(fā)生(Perkins, Craig, & Perkins, 2011)。雖然國外有少量關(guān)于群體欺凌規(guī)范與個(gè)體欺凌行為關(guān)系的研究, 但目前仍不清楚班級欺凌規(guī)范影響欺凌行為的具體機(jī)制。因此, 本研究擬探討班級欺凌規(guī)范與欺凌行為關(guān)系的機(jī)制, 特別是同輩壓力和群體害怕在其中所起的作用。

1.2 同輩壓力和群體情緒的作用

同輩壓力是指當(dāng)他人催促、施壓使個(gè)體去做某事時(shí), 個(gè)體對于這種催促、施壓的主觀體驗(yàn)(Cho & Chung, 2012; Gündüz & ?ner, 2009; Haun & Tomasello, 2011)。前人研究表明從幼兒園開始, 個(gè)體便會出于同輩壓力的影響而做出更多的服從行為(Haun & Tomasello, 2011)。即使是相對年長的青少年和成年人也同樣會受到同輩壓力的影響。前人研究表明同輩壓力與攻擊行為、欺凌行為密切相關(guān)。如, 研究發(fā)現(xiàn)同輩壓力能正向預(yù)測攻擊行為(Gündüz & ?ner, 2009)和服從性同輩欺凌行為(conformative peer bullying) (Cho & Chung, 2012)。此外, 研究表明群體規(guī)范(包括欺凌規(guī)范)是影響個(gè)體同輩壓力的因素之一。朋友欺凌規(guī)范能正向預(yù)測同輩壓力, 且同輩壓力在朋友欺凌規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)欺凌行為之間起到中介的作用(Bastiaensens et al., 2016)。但是, 同輩壓力是否在班級欺凌規(guī)范與校園欺凌行為之間起中介作用, 仍待進(jìn)一步驗(yàn)證。

群體情緒是指由群體身份認(rèn)同感而誘發(fā)的個(gè)體情緒(Jones, Manstead, & Livingstone, 2011)。前人實(shí)驗(yàn)研究表明群體情緒在校園欺凌現(xiàn)象中扮演著重要的角色。群體規(guī)范啟動后會誘發(fā)個(gè)體的群體情緒, 感到驕傲的個(gè)體會選擇加入欺凌; 感到生氣的個(gè)體則會選擇將其他人的欺凌行為告訴老師(Jones et al., 2011)。研究也表明當(dāng)發(fā)生負(fù)性事件時(shí), 作為群體中的一員, 個(gè)體會感到害怕(Dumont, Yzerbyt, Wigboldus, & Gordijn, 2003)。雖然前人的研究并未表明群體害怕與欺凌行為間的關(guān)系, 但有學(xué)者認(rèn)為當(dāng)內(nèi)外群體的矛盾不可回避時(shí), 害怕也可作為誘發(fā)攻擊行為的動機(jī)之一。如當(dāng)內(nèi)外群體的矛盾不可回避時(shí), 害怕會使個(gè)體選擇對外群體進(jìn)行攻擊(Mackie, Devos, & Smith, 2000; Spanovic, Lickel, Denson, & Petrovic, 2010)。由此推斷, 個(gè)體受班級欺凌規(guī)范的影響, 可能會在群體害怕的作用下, 加入欺凌群體, 做出更多符合群體身份的行為(即欺凌行為)。已有的質(zhì)化研究結(jié)果也支持了該推斷(Hamarus & Kaikkonen, 2008)。綜上, 同輩壓力和群體害怕一方面會受到群體規(guī)范的影響, 另一方面也與個(gè)體行為密切相關(guān)。因此, 同輩壓力與群體害怕可能在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起并行中介作用。

1.3 本研究目標(biāo)及假設(shè)

本研究的目的在于探討同輩壓力、群體害怕對于班級欺凌規(guī)范和校園欺凌行為關(guān)系的影響?？紤]到前人研究發(fā)現(xiàn)小學(xué)一二年級的學(xué)生并不能準(zhǔn)確區(qū)分校園欺凌行為的各個(gè)類型(Smith & Levan, 1995), 本研究將以小學(xué)高年級的學(xué)生及初中生為研究對象。

前人探討欺凌規(guī)范與欺凌行為的研究多為實(shí)驗(yàn)研究。這是因?yàn)閷?shí)驗(yàn)研究有以下優(yōu)點(diǎn)：明確因果關(guān)系; 排除混淆因素的影響。然而實(shí)驗(yàn)研究的缺點(diǎn)在于研究結(jié)果的生態(tài)效度較低。因此, 本研究者在前人研究的基礎(chǔ)上, 通過假想情境實(shí)驗(yàn), 探究同輩壓力和群體害怕的中介作用(研究1)。同時(shí), 為了提高實(shí)驗(yàn)結(jié)果的生態(tài)效度, 進(jìn)一步通過問卷調(diào)查實(shí)際的班級欺凌規(guī)范和欺凌行為來提高研究結(jié)果的生態(tài)效度及重復(fù)驗(yàn)證本研究結(jié)果的穩(wěn)定性(研究2)。

2 研究1：情境實(shí)驗(yàn)研究

前人研究發(fā)現(xiàn)群體規(guī)范能有效預(yù)測個(gè)體在欺凌情境中的行為傾向(Christina & Marinus, 2004)。而本研究參照前人研究范式, 通過假想情境實(shí)驗(yàn), 進(jìn)一步探討群體害怕、同輩壓力在群體規(guī)范及欺凌行為之間可能起到的中介作用。本研究假設(shè)：班級欺凌規(guī)范能顯著正向預(yù)測同輩壓力、群體害怕、欺凌行為; 同輩壓力在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用; 群體害怕在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用。

2.1 研究方法

2.1.1 研究對象

本研究的研究對象為廣西省兩所小學(xué)四到六年級的學(xué)生。本研究由班主任協(xié)助招募有意參與本研究的學(xué)生, 并在上課時(shí)間內(nèi)認(rèn)真填寫和交回問卷。在本研究結(jié)束后, 主試給參加研究的學(xué)生小禮物以表示感謝。

最終共收到186份有效數(shù)據(jù)。被試的年齡范圍為9歲到15歲,= 11.36,= 0.99, 年齡缺失數(shù)據(jù)有2份。根據(jù)實(shí)驗(yàn)操縱, 問卷分為欺凌版本和非欺凌版本。其中, 欺凌版本共收到89份(47.85%)有效數(shù)據(jù); 非欺凌版本共收到97份(52.15%)有效數(shù)據(jù)。年級及性別分布如下：四年級37人(19.89%), 五年級59人(31.72%), 六年級90人(48.39%); 男生89人(47.85%), 女生97人(52.15%)。其中, 性別缺失數(shù)據(jù)有3份。

2.1.2 研究設(shè)計(jì)及材料

本研究為被試間設(shè)計(jì), 其中自變量是班級欺凌規(guī)范, 分為兩個(gè)水平：欺凌規(guī)范和非欺凌規(guī)范。自變量通過假設(shè)情境的形式進(jìn)行操縱。研究者告訴被試請仔細(xì)閱讀問卷的指導(dǎo)語, 并根據(jù)指導(dǎo)語的指示作答。每個(gè)假設(shè)情境下, 要求被試根據(jù)情境回答問題?；卮鸬臈l目均使用1~5五點(diǎn)李克特范式進(jìn)行計(jì)分, 1~5分別代表“完全不符合?有點(diǎn)不符合?不確定?有點(diǎn)符合?完全符合”。

欺凌規(guī)范情境操縱是參照Ojala和Nesdale (2011)的研究改編而成。在Ojala等人的研究中情境操縱材料為“故事主人翁所在的隊(duì)伍是一支強(qiáng)大的隊(duì)伍, 這支隊(duì)伍會/不會嘲笑別的小孩, 甚至?xí)?不會給他們起難聽的外號”。在本研究中, 研究者將被試的群體身份設(shè)定為班級中的一員。欺凌情境的啟動材料是“請想象自己是流星小學(xué)某個(gè)年級2班的學(xué)生, 在這個(gè)班級里周圍的大多數(shù)同學(xué)都會嘲笑和欺負(fù)別的同學(xué), 也會給別的同學(xué)起難聽的外號”。啟動后, 被試需要回答與群體害怕、同輩壓力及欺凌行為相關(guān)的題目。非欺凌規(guī)范情境的啟動指導(dǎo)語為“請想象自己是流星小學(xué)某個(gè)年級2班的學(xué)生, 在這個(gè)班級里周圍的大多數(shù)同學(xué)都不會嘲笑和欺負(fù)別的同學(xué), 也不會給別的同學(xué)起難聽的外號?！眴雍? 被試填寫的其余材料均與欺凌規(guī)范情境相同。主試隨機(jī)派發(fā)欺凌規(guī)范問卷和非欺凌規(guī)范問卷。

本研究中的同輩壓力條目則是根據(jù)Santor, Messervey和Kusumakar (2000)的同伴壓力短版問卷改編而成, 共兩題。在本研究中, 同輩壓力的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.61。本研究中的群體害怕條目是根據(jù)Jones等人(2011)的研究編寫而成, 共兩題。在本研究中, 群體害怕的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.89。欺凌行為情境和測量欺凌行為傾向的題目根據(jù)Olweus (1993)提出的欺凌行為定義編寫而成。在本研究中, 測量欺凌行為傾向的題目共兩題。欺凌行為傾向的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.62。

此外, 情境問卷還包括兩個(gè)與變量無關(guān)的問題。這兩個(gè)問題有提醒被試群體身份、回顧情境和確保啟動效果的作用。在本研究中, 只有同時(shí)答對兩個(gè)問題的被試才會被納入作為有效數(shù)據(jù)。為了不讓學(xué)生發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)的真實(shí)目的且避免問卷過于消極, 研究者會加入了一些與實(shí)驗(yàn)?zāi)康臒o關(guān)的題目在實(shí)驗(yàn)題目之間。如, 在群體害怕的題目下面會加入“假如你是流星小學(xué)2班的學(xué)生, 你會感到開心”等。在后續(xù)的分析中, 無關(guān)題目將不會進(jìn)行分析。

2.2 數(shù)據(jù)處理與分析

使用SPSS 21.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析; 使用Mplus 7.0進(jìn)行建模分析, 探究同輩壓力及群體害怕在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間的中介作用。

2.3 結(jié)果和討論

欺凌及非欺凌規(guī)范條件下被試在各個(gè)變量上平均值及標(biāo)準(zhǔn)差見表1。以班級欺凌規(guī)范和性別為自變量, 分別以欺凌行為、同輩壓力和群體害怕為因變量進(jìn)行了3個(gè)兩因素方差分析, 結(jié)果表明：以欺凌行為為因變量時(shí), 班級欺凌規(guī)范的主效應(yīng)顯著,(1, 183) = 3.97= 0.048, η= 0.02。其他效應(yīng)均不顯著。結(jié)果表明在班級欺凌規(guī)范情境下, 個(gè)體更傾向于選擇欺凌行為。以同輩壓力為因變量時(shí), 欺凌規(guī)范的主效應(yīng)顯著,(1, 181) = 5.06= 0.026, η= 0.03。其他效應(yīng)均不顯著。結(jié)果表明在班級欺凌規(guī)范情境下, 個(gè)體所感受到的同輩壓力更大。以群體害怕為因變量時(shí), 班級欺凌規(guī)范的主效應(yīng)顯著,(1, 180) = 23.35< 0.001, η= 0.12。性別的主效應(yīng)顯著,(1, 180) = 5.80,= 0.017, η= 0.03。交互作用不顯著。結(jié)果表明：在班級欺凌規(guī)范情境下, 被試個(gè)人感受到的群體害怕得分更高; 女生的群體害怕得分比男生更高。考慮到性別對于群體害怕的影響, 在中介作用的分析時(shí)控制了性別對于群體害怕的影響(= 0.16,= 0.010)。綜上所述, 研究結(jié)果與假設(shè)一致。在實(shí)驗(yàn)情境下, 班級欺凌規(guī)范是影響群組害怕、同輩壓力、欺凌行為的原因。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)同輩壓力與群體害怕在班級欺凌規(guī)范與欺凌行為間的中介作用, 用Mplus 7.0中建構(gòu)顯變量模型, 采用穩(wěn)健極大似然估計(jì)(robust maximum likelihood estimator, MLR)。采用非參數(shù)百分位bootstrap法(本研究抽取了5000次)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)班級欺凌規(guī)范能直接預(yù)測同輩壓力和群體害怕; 同時(shí), 同輩壓力也能直接預(yù)測欺凌行為; 此外, 在95%的置信水平, 同輩壓力在欺凌規(guī)范與欺凌行為間的中介作用不顯著(= 0.06,= 0.063) (如圖1)。

研究1中同輩壓力、欺凌行為的信度偏低, 但仍在可接受范圍內(nèi)。信度偏低是許多假想情境實(shí)驗(yàn)共同存在的問題(Jones et al., 2011; Palmer, Rutland, & Cameron, 2015)。這是因?yàn)楫?dāng)構(gòu)念較為復(fù)雜時(shí), 測量條目數(shù)少會降低分?jǐn)?shù)分布的范圍, 項(xiàng)目取樣的范圍窄, 從而使得信度較低。

表1 各變量的描述性數(shù)據(jù)(N = 186)

注：< 0.05,< 0.01

圖1 同輩壓力與群體害怕的中介作用(研究1)

注：< 0.05,< 0.001

研究1的結(jié)果部分驗(yàn)證了假設(shè)?？紤]到假想情境實(shí)驗(yàn)的結(jié)果與實(shí)際情況存在偏差, 因此同輩壓力是否在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用仍需在研究2中進(jìn)一步印證。雖然本研究發(fā)現(xiàn)班級欺凌規(guī)范啟動顯著影響了群體害怕, 但未發(fā)現(xiàn)群體害怕對欺凌行為傾向的直接效應(yīng), 且中介作用也不顯著。這一結(jié)果與前人研究不一致(Mackie et al., 2000; Spanovic et al., 2010)?？紤]到已有研究表明將要接受電擊的被試出于害怕, 屈服于同輩壓力, 做出更多的服從行為(Darley, 1966); 且負(fù)性情緒(如羞愧)不僅會是影響個(gè)體行為的動機(jī), 也是一種影響同輩壓力的動機(jī)(Lashbrook, 2000)。我們推測群體害怕可能間接的通過同輩壓力, 影響欺凌行為。但這仍有待進(jìn)一步印證。研究2將重點(diǎn)關(guān)注班級欺凌規(guī)范、同輩壓力、欺凌行為三者的關(guān)系, 不繼續(xù)探討群體害怕在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間的中介作用。

3 研究2：相關(guān)研究

研究1結(jié)果顯示, 班級欺凌規(guī)范啟動時(shí), 個(gè)體所感受到的同輩壓力和群體害怕均升高, 欺凌行為傾向增加。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 同輩壓力在欺凌規(guī)范與欺凌行為間的中介作用邊緣顯著。由于假想情境實(shí)驗(yàn)缺乏生態(tài)效度, 因此研究2在真實(shí)的校園情境中考察班級欺凌規(guī)范與同輩壓力、及個(gè)體欺凌行為的關(guān)系。

考慮到班級變量與個(gè)體變量間具有嵌套關(guān)系。因此, 本研究擬使用HLM進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析, 構(gòu)建多層次同質(zhì)模型(Homologous Multilevel Model)并進(jìn)一步探討可能存在的中介機(jī)制(劉蘊(yùn), 李燕萍, 涂乙冬, 2016; Raudenbush & Bryk, 2002)。在個(gè)體層面的班級欺凌規(guī)范代表了個(gè)體主觀感知到的班級欺凌規(guī)范。層2班級欺凌規(guī)范的數(shù)據(jù)為同一班級內(nèi)所有個(gè)體報(bào)告的班級欺凌規(guī)范的均值, 代表了實(shí)際的班級欺凌規(guī)范。

本研究主要有以下兩個(gè)假設(shè)。假設(shè)1：同輩壓力在個(gè)體感知的欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用。班級欺凌規(guī)范、同輩壓力、欺凌行為均為個(gè)體報(bào)告的數(shù)據(jù), 因此假設(shè)1所構(gòu)建的模型屬于低層級中介模型或者簡稱1-1-1模型(方杰, 張敏強(qiáng), 邱皓政, 2010)。假設(shè)2：同輩壓力在實(shí)際班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用。其中, 實(shí)際班級欺凌規(guī)范為班級數(shù)據(jù), 而同輩壓力、欺凌行為均為個(gè)體報(bào)告的數(shù)據(jù)。因此, 假設(shè)2所構(gòu)建的模型屬于跨層級模型或者簡稱2-1-1模型(方杰等, 2010)。總假設(shè)如圖2所示。

3.1 研究方法

3.1.1 研究對象

本研究在廣西省、廣東省、湖南省地區(qū)共三所小學(xué)和兩所中學(xué)進(jìn)行。采取整群抽樣法進(jìn)行抽樣, 最終共收到23個(gè)班, 共943份有效數(shù)據(jù)(表2)。被試的年齡范圍為8歲到15歲,= 12.00,= 1.32, 年齡缺失數(shù)據(jù)有58份(6.2%)。其中, 男生459人(48.7%), 女生422人(44.8%), 性別缺失數(shù)據(jù)有62份(6.6%)。研究者在班級派發(fā)和回收問卷, 被試在上課期間完成問卷。并給予參與研究的學(xué)生小禮物以表示感謝。

3.1.2 測量變量及研究工具

班級欺凌規(guī)范 改編自Perkins等人于2011年研究中使用的測量工具。在該研究中, 社會規(guī)范的測量包括了欺凌行為規(guī)范(perceived norm for bullying perpetration)、欺凌態(tài)度規(guī)范(perceived norm for bullying attitudes)、受欺凌規(guī)范(perceived norm for bullying victimization)這三個(gè)方面。而本研究的班級欺凌規(guī)范定義為班級欺凌規(guī)范包括班級中實(shí)際欺凌行為頻率和班級成員對欺凌行為的態(tài)度。因此本研究僅選取Perkins等人(2011)研究中測量欺凌行為頻率和欺凌態(tài)度相關(guān)的題目加以改編, 作為測量班級欺凌規(guī)范的指標(biāo)。其中測量個(gè)體感知班級欺凌行為包括4個(gè)條目, 如“你班上有多少同學(xué)會給別人起令人討厭的外號？”。對于個(gè)體所感受到的周圍同學(xué)對于欺凌行為的態(tài)度這一維度, 包括3個(gè)條目, 如“班上的同學(xué)都認(rèn)為自己不應(yīng)該打其他同學(xué)”。因此, 班級欺凌規(guī)范這一變量共有7題, 均采用五點(diǎn)李克特范式, 0~4分別代表“非常不符合?不符合?一般?符合?非常符合”。在本研究中, 7題相加的總分代表班級欺凌規(guī)范?？偡衷礁叽硭鶄€(gè)體感受到的班級欺凌規(guī)范越強(qiáng), 個(gè)體所主觀感受到的班級欺凌氛圍越濃。此外, 為了避免被試察覺研究目的, 研究者會插入一些無關(guān)題目在該部分。而這些題目不進(jìn)行后續(xù)分析。

為了確保本研究使用工具的信效度, 研究者進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析和信度分析。CFA結(jié)果表明：χ(11) = 50.24,< 0.001, CFI = 0.97, TLI = 0.94, RMSEA = 0.06 (90%CI = (0.05, 0.08)), SRMR = 0.03, 說明結(jié)構(gòu)效度良好。班級欺凌規(guī)范總量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.72。

同輩壓力 Santor等人于2000年編制了同輩壓力量表(SF-PPI) (Santor et al., 2000)。原量表共有12題, 測量了非特定行為和特定行為(如, 喝酒、抽煙等)下的同輩壓力感受。本研究使用了4題用于測量非特定行為下的同輩壓力感受。由于原量表中并沒有可以直接用于測量校園欺凌情境下個(gè)體所感受到的同輩壓力的題目。因此, 研究者根據(jù)Santor等人的題目改編了一題用于測量特定行為(欺凌)下的同輩壓力感受。最終本研究共使用5題測量同輩壓力。量表采用1~5五點(diǎn)李克特范式, 由個(gè)體自我報(bào)告自己感受到的同輩壓力程度。總分越高代表所感受到的同輩壓力越高。原量表具有良好的信度(Cronbach’s α = 0.91)和結(jié)構(gòu)效度(Santor et al., 2000)。為了確保本研究使用工具的信效度, 研究者進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析和信度分析。CFA結(jié)果表明：χ(5) = 26.10,< 0.001, CFI = 0.96, TLI = 0.91, RMSEA = 0.07 (90%CI = (0.05, 0. 09)), SRMR = 0.03, 說明結(jié)構(gòu)效度良好。本研究中, 總量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.68。

圖2 研究模型

表2 被試信息分布表

欺凌行為 Salmivalli, Lagerspetz, Bj?rkqvist, ?sterman和Kaukiainen (1996)編制了欺凌角色量表。本研究中以Pozzoli等人修訂版(Pozzoli & Gini, 2010)中的施暴者子量表中的4題測量欺凌行為。量表采用4點(diǎn)計(jì)分, 總分越高代表欺凌行為發(fā)生的程度越高。原量表具有良好的信度(Cronbach’s α = 0.76)與結(jié)構(gòu)效度(Pozzoli & Gini, 2010)。為了確保本研究使用工具的信效度, 研究者進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析和信度分析。CFA結(jié)果表明：χ(2) = 1.52,= 0.47, CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00 (90%CI = (0.00, 0.06)), SRMR = 0.01, 量表結(jié)構(gòu)效度良好。本研究中, 總量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.71。

3.2 數(shù)據(jù)處理與分析

使用SPSS 21.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和探索性因子分析; 使用Mplus 7.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析; 使用HLM 7.0進(jìn)行階層回歸分析。HLM軟件自動剔除了含性別、班級缺失值的個(gè)體數(shù)據(jù)。其他變量的缺失值均以班級均值替換。

班級欺凌規(guī)范的r指標(biāo)的平均數(shù)和中位數(shù)分別是0.77, 0.77; 同輩壓力的r指標(biāo)的平均數(shù)和中位數(shù)分別是0.72, 0.71。以上兩個(gè)變量的r的標(biāo)準(zhǔn)均大于0.70的標(biāo)準(zhǔn)(James, Demaree, & Wolf, 1984)。此外, 班級欺凌規(guī)范的ICC (1)為0.32, 同輩壓力的ICC (1)為0.17。均符合James等人研究結(jié)果的范圍之內(nèi)(0~0.5)。而班級欺凌規(guī)范的ICC (2)為0.92, 同輩壓力的ICC (2)為0.83, 均大于0.70的標(biāo)準(zhǔn)(Kozlowski & Klein, 2000)。在本研究中研究者根據(jù)HLM數(shù)據(jù)處理的需要, 對班級欺凌規(guī)范和同輩壓力進(jìn)行群體均值去中心化處理(Zhang, Zyphur, & Preacher, 2009)。

3.3 結(jié)果和討論

首先, 使用SPSS 21.0對所有使用的條目進(jìn)行了探索性因子分析(EFA)。結(jié)果提示5因子結(jié)構(gòu), 5因子方差總解釋率共為57.91%。其中, 第一個(gè)因子方差總解釋率為22.91%, 低于5因子方差總解釋率的50%。結(jié)果表明存在共同方法偏差的可能性較低。

描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果詳見表3, 均符合假設(shè)。在進(jìn)行HLM分析前, 研究者對性別、年齡、年級等人口學(xué)變量進(jìn)行分析。僅發(fā)現(xiàn)性別能顯著預(yù)測欺凌行為(= –0.14,< 0.001)。其他人口學(xué)變量的預(yù)測作用不顯著。因此, 在后續(xù)的HLM分析中控制了性別對欺凌行為的影響。

本研究根據(jù)方杰等人(2010)的方法進(jìn)行了HLM分析, 分別檢驗(yàn)了1-1-1模型和2-1-1模型。表4列出了采用HLM檢驗(yàn)中介效應(yīng)的結(jié)果。在表4中, 模型1, 模型2, 模型5列明了1-1-1型中介模型的檢驗(yàn)結(jié)果, 模型3, 模型4, 模型6列明了2-1-1型中介模型的檢驗(yàn)結(jié)果。

假設(shè)1預(yù)測了同輩壓力在個(gè)人感知欺凌規(guī)范、欺凌行為間的關(guān)系(1-1-1模型)。模型1檢驗(yàn)了自變量對因變量的直接效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)個(gè)人感知欺凌規(guī)范對欺凌行為具有顯著的正向作用(= 0.07,< 0.001)。模型2檢驗(yàn)了自變量和中介變量同時(shí)對因變量作用的效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在個(gè)體層面, 同輩壓力對欺凌行為具有顯著的正向作用(= 0.11,< 0.001); 個(gè)人感知欺凌規(guī)范對欺凌行為同樣具有顯著的正向作用(= 0.05,< 0.001)。此外, 模型5檢驗(yàn)了自變量對中介變量的直接效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在個(gè)體層面上, 個(gè)人感知欺凌規(guī)范對同輩壓力具有顯著的正向作用(= 0.13,< 0.001)。根據(jù)以上結(jié)果進(jìn)行sobel test中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果表明同輩壓力的中介作用顯著(= 4.87,< 0.001), 中介效應(yīng)為0.0143,效應(yīng)量為22.24%。這提示在個(gè)體層面, 同輩壓力為部分中介作用。

表3 各變量的描述性數(shù)據(jù)(N = 943)

注：< 0.01

假設(shè)2預(yù)測了同輩壓力在實(shí)際班級欺凌規(guī)范、欺凌行為間的關(guān)系(2-1-1模型)。模型3檢驗(yàn)了自變量對因變量的直接效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際班級欺凌規(guī)范對欺凌行為具有顯著的正向作用(= 0.13,< 0.001)。模型4檢驗(yàn)了自變量和中介變量同時(shí)對因變量作用的效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在個(gè)體層面, 同輩壓力對欺凌行為具有顯著的正向作用(= 0.12,< 0.001); 實(shí)際班級欺凌規(guī)范對欺凌行為同樣具有顯著的正向作用(= 0.09,< 0.001)。此外, 模型5檢驗(yàn)了自變量對中介變量的直接效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際班級欺凌規(guī)范對同輩壓力具有顯著的正向作用(= 0.30,< 0.05)。根據(jù)以上結(jié)果進(jìn)行sobel test中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果表明同輩壓力的中介作用顯著(= 2.05,< 0.05), 中介效應(yīng)為0.0372, 效應(yīng)量為28.35%。這提示在班級層面, 同輩壓力為部分中介作用。

本研究以班級為單位, 通過HLM分析進(jìn)一步拓展了前人關(guān)于群體規(guī)范與校園欺凌現(xiàn)象關(guān)系的研究(Perkins et al., 2011; Pozzoli et al., 2012)。由此推測, 群體規(guī)范不僅會影響旁觀行為、制止行為, 同樣會影響欺凌行為。

本研究發(fā)現(xiàn)無論在個(gè)體層面還是班級層面, 班級欺凌規(guī)范能顯著預(yù)測同輩壓力; 同輩壓力也能顯著預(yù)測欺凌行為。這與研究1及前人研究結(jié)果一致(Gündüz & ?ner, 2009; Iwamoto & Smiler, 2013)。此外, 本研究探討了同輩壓力在班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間關(guān)系的中介作用, 發(fā)現(xiàn)在個(gè)體層面和班級層面, 同輩壓力的中介作用均顯著。這一結(jié)果從側(cè)面印證了Bastiaensens等人(2016)對于朋友欺凌規(guī)范與網(wǎng)絡(luò)欺凌行為的研究結(jié)果, 同時(shí)提示在校園環(huán)境中, 群體規(guī)范可能通過給個(gè)體造成同輩壓力, 最終導(dǎo)致不良行為的發(fā)生。

4 總討論

本研究的目的在于探討班級欺凌規(guī)范與欺凌行為的中介機(jī)制。研究1通過設(shè)計(jì)假想情境探討了變量間可能存在的因果關(guān)系及中介趨勢。研究2通過HLM研究, 分離出班級因素、個(gè)體因素對各變量的影響, 并進(jìn)一步驗(yàn)證其中介效應(yīng)。本研究首次通過將假想情境和問卷調(diào)查相結(jié)合的方式, 從不同的角度探討班級欺凌規(guī)范對欺凌行為的影響, 提高了研究結(jié)果的可信度。本研究是國內(nèi)外校園欺凌研究領(lǐng)域現(xiàn)有研究的積極補(bǔ)充, 結(jié)果對于解釋群體因素如何作用于欺凌行為, 并進(jìn)一步發(fā)展相應(yīng)的干預(yù)方法具有重要意義。

4.1 班級欺凌規(guī)范對個(gè)體欺凌行為的影響

根據(jù)規(guī)范影響理論, 群體規(guī)范會影響群體行為(Pettigrew, 1991)。該理論在酗酒行為、排擠行為、攻擊行為中得到驗(yàn)證(Beullens & Vandenbosch, 2015; Brenick & Romano, 2016; Nipedal et al., 2010)。但是目前關(guān)于群體規(guī)范與欺凌現(xiàn)象相關(guān)的研究較少(Han et al., 2017; Perkins et al., 2011; Pozzoli et al., 2012; Sentse et al., 2015; 白燕軍, 2017)。本研究中, 情境實(shí)驗(yàn)的結(jié)果提示了班級欺凌規(guī)范與欺凌行為間可能存在因果關(guān)系。此外, 研究2采用HLM分析, 發(fā)現(xiàn)個(gè)體所主觀感受到的班級欺凌規(guī)范和實(shí)際班級欺凌規(guī)范都能預(yù)測個(gè)體欺凌行為的發(fā)生。本研究的情境實(shí)驗(yàn)和相關(guān)研究均得到了與假設(shè)一致的結(jié)果, 表明班級欺凌規(guī)范可能是影響欺凌行為發(fā)生的原因之一。

表4 同輩壓力中介作用的多層線性模型分析結(jié)果

注：< 0.05,< 0.01,< 0.001

4.2 同輩壓力和群體害怕的中介作用

雖然少量研究探討了群體規(guī)范對校園欺凌行為的影響(Christina & Marinus, 2004; Perkins et al., 2011), 但是很少有研究探討其作用機(jī)制。本研究探討了同輩壓力與群體害怕在班級欺凌規(guī)范與欺凌行為間的中介作用。雖然研究1并沒有發(fā)現(xiàn)群體害怕對欺凌行為的直接影響, 但是群體害怕與班級欺凌規(guī)范、同輩壓力、欺凌行為的兩兩相關(guān)顯著。這進(jìn)一步證實(shí)了質(zhì)性研究(Hamarus & Kaikkonen, 2008)中的發(fā)現(xiàn), 欺凌群體會給個(gè)體造成同輩壓力和害怕, 進(jìn)而使得個(gè)體做出區(qū)分自己與受害者群體的行為, 即欺凌行為。前人研究顯示, 負(fù)性情緒可能是影響同輩壓力的原因之一(Lashbrook, 2000), 而感到害怕的被試會屈服于同輩壓力做出更多的服從行為(Darley, 1966)。因此, 雖然本研究未發(fā)現(xiàn)群體害怕在群體規(guī)范和欺凌行為間的中介作用, 但是未來研究仍值得進(jìn)一步探討群體害怕可能起到的其他作用。

研究1結(jié)果提示同輩壓力在班級欺凌規(guī)范與欺凌行為間的中介趨勢; 研究2發(fā)現(xiàn)同輩壓力不僅在個(gè)體主觀感受到的班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間起中介作用, 而且在實(shí)際存在的班級欺凌規(guī)范和欺凌行為間也起到中介作用。結(jié)果表明個(gè)體感受到的班級欺凌規(guī)范和實(shí)際的班級欺凌規(guī)范都能通過同輩壓力, 影響欺凌行為。這從側(cè)面印證了前人研究的結(jié)果, 即群體規(guī)范會通過同輩壓力, 進(jìn)而影響不良行為的發(fā)生(Bastiaensens et al., 2016)。

4.3 本研究的不足和未來的研究方向

本研究仍存在一定局限。首先, 本研究僅僅探討了班級欺凌規(guī)范對于欺凌行為的影響。事實(shí)上每個(gè)班級中可能同時(shí)存在多種積極和消極的行為規(guī)范, 如欺凌規(guī)范, 助人規(guī)范等; 而且欺凌事件中值得關(guān)注的也不僅僅是欺凌行為, 制止行為、旁觀行為對于欺凌事件也非常重要。因此, 未來需要更多基于校園欺凌群體性特征開展的研究, 幫助我們更深入和準(zhǔn)確地理解校園欺凌發(fā)生的機(jī)制和過程, 從而才能更有效的預(yù)防和減少校園欺凌的發(fā)生。

其次, 本研究中僅探討了同輩壓力的中介作用。班級欺凌規(guī)范可能還會通過其他哪些路徑影響欺凌行為仍待進(jìn)一步探索, 以闡明欺凌規(guī)范與欺凌行為間的作用機(jī)制。

最后, 本研究采用了情境實(shí)驗(yàn)及橫斷設(shè)計(jì)兩種不同的方法探討班級欺凌規(guī)范與欺凌行為的關(guān)系。但未來仍需要進(jìn)行追蹤設(shè)計(jì), 以探討班級規(guī)范對兒童青少年行為的長期影響。

雖然存在以上局限, 但兩個(gè)研究得到的一致結(jié)果仍是較為可靠的。本研究結(jié)果為未來校園欺凌干預(yù)方案的設(shè)計(jì)和政策制定提供了支持。研究者認(rèn)為從以下三方面進(jìn)行干預(yù)能夠?qū)︻A(yù)防和減少校園欺凌起積極作用。第一, 個(gè)體在認(rèn)識群體規(guī)范的時(shí)候容易產(chǎn)生認(rèn)知偏差(Miller & Mcfarland, 1987), 兒童、青少年可能過高的估計(jì)班級中的欺凌規(guī)范。而本研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體主觀感受到的班級欺凌規(guī)范會影響欺凌行為的發(fā)生。這提示干預(yù)具有認(rèn)知偏差的個(gè)體, 幫助他們正確認(rèn)識群體規(guī)范, 可能有效降低欺凌行為。第二, 本研究發(fā)現(xiàn)客觀存在的班級欺凌規(guī)范是影響欺凌行為發(fā)生的原因。因此由學(xué)校組織開展班風(fēng)建設(shè), 營造良好的班級氛圍以發(fā)揮班級規(guī)范的積極作用, 可能也會減少欺凌行為的發(fā)生。第三, 本研究發(fā)現(xiàn)無論是個(gè)體所感知到的班級欺凌規(guī)范, 還是客觀存在的班級欺凌規(guī)范都會通過同輩壓力, 最終影響欺凌行為。這提示對易受同輩壓力影響的兒童及青少年進(jìn)行同輩干預(yù), 降低學(xué)生所感受的同輩壓力, 同樣可能減少欺凌行為。

5 結(jié)論

群體規(guī)范對于欺凌行為到底有什么影響？本文通過兩個(gè)研究探討了一種特殊的群體規(guī)范(班級欺凌規(guī)范)如何影響欺凌行為的發(fā)生。研究結(jié)果表明：(1)無論在情境實(shí)驗(yàn), 還是相關(guān)研究中, 班級欺凌規(guī)范都能預(yù)測欺凌行為; (2)同輩壓力在個(gè)體所主觀感知到的及實(shí)際存在的班級欺凌規(guī)范與欺凌行為間起中介作用。這提示在預(yù)防和改善校園欺凌的過程中, 應(yīng)該重視班級欺凌規(guī)范及同輩壓力的作用。

Bai, Y. J. (2017).(Unpublished master’s thesis). Sichuan Normal University.

[白燕軍. (2017).. (碩士學(xué)位論文). 四川師范大學(xué).]

Bastiaensens, S., Pabian, S., Vandebosch, H., Poels, K., Van Cleemput, K., & Desmet, A., et al. (2016). From normative influence to social pressure: How relevant others affect whether bystanders join in cyberbullying.(1), 193–211.

Beullens, K., & Vandenbosch, L. (2015). A conditional process analysis on the relationship between the use of social networking sites, attitudes, peer norms, and adolescents' intentions to consume alcohol.(2), 1–24.

Brenick, A., & Romano, K. (2016). Perceived peer and parent out‐group norms, cultural identity, and adolescents’ reasoning about peer intergroup exclusion.(5), 1392.

Bronfenbrenner, U. (1986). Ecology of the family as a context for human development: Research perspectives.(6), 723–742.

Burns, S., Cross, D., & Maycock, B. (2010). That could be me squishing chips on someone’s car: How friends can positively influence bullying behaviors., 209–222.

Cho, Y., & Chung, O. B. (2012). A mediated moderation model of conformative peer bullying.(3), 520–529.

Christina S., & Marinus V. (2004). Connections between attitudes, group norms, and behaviour in bullying situations.(3), 246–258.

Darley, J. M. (1966). Fear and social comparison as determinants of conformity behavior.(1), 73–78.

Dumont, M., Yzerbyt, V., Wigboldus, D., & Gordijn, E. H. (2003). Social categorization and fear reactions to the september 11th terrorist attacks.(12), 1509–1520.

Fang, J., Zhang, M. Q., & Qiu, H. Z. (2010). Multilevel mediation based on hierarchical linear model.(8), 1329–1338.

[方杰, 張敏強(qiáng), 邱皓政. (2010). 基于階層線性理論的多層級中介效應(yīng).(8), 1329–1338.]

Gündüz, B., & ?ner ?elikkaleli. (2009). The role of academic efficacy belief, peer pressure and trait anxiety on adolescent aggressiveness.(2), 19–38.

Guo, L., Hong, L., Gao, X., Zhou, J., Lu, C., & Zhang, W. H. (2016). Associations between depression risk, bullying and current smoking among Chinese adolescents: Modulated by gender., 282–289.

Hamarus, P., & Kaikkonen, P. (2008). School bullying as a creator of pupil peer pressure.(4), 333–345.

Han, Z., Zhang, G., & Zhang, H. (2017). School bullying in urban China: Prevalence and correlation with school climate:.(10), 1116.

Haun, D. B., & Tomasello, M. (2011). Conformity to peer pressure in preschool children.(6), 1759–1767.

Iwamoto, D. K., & Smiler, A. P. (2013). Alcohol makes you macho and helps you make friends: The role of masculine norms and peer pressure in adolescent boys’ and girls’ alcohol use.(5), 371–378.

James, L. R., Demaree, R. G., & Wolf, G. (1984). Estimating within-group interrater reliability with and without response bias.(1), 85–98.

Jolliffe, D., & Farrington, D. P. (2010). Examining the relationship between low empathy and bullying.(6), 540–550.

Jones, S. E., Manstead, A. S., & Livingstone, A. (2011). Birds of a feather bully together: Group processes and children's responses to bullying.(4), 853–873.

Kozlowski, S. W., & Klein, K. J. (2000). A multilevel approach to theory and research in organizations: Contextual, temporal, and emergent processes. In K. J. Kline & S. W. Kozlowski (Eds.),(pp. 3–90). San Francisco: Jossey-Bass.

Lashbrook, J. T. (2000). Fitting in: Exploring the emotional dimension of adolescent peer pressure.(140), 747.

Liu, Y., Yanping, L. I., & Yidong, T. U. (2016). Why employees help colleagues: A multilevel study on leader-member exchange and helping behavior.(4), 385–397.

[劉蘊(yùn), 李燕萍, 涂乙冬. (2016). 員工為什么樂于助人?多層次的領(lǐng)導(dǎo)–部屬交換對幫助行為的影響.(4), 385–397.]

Mackie, D. M., Devos, T., & Smith, E. R. (2000). Intergroup emotions: explaining offensive action tendencies in an intergroup context.(4), 602.

Miller, D. T., & Mcfarland, C. (1987). Pluralistic ignorance: when similarity is interpreted as dissimilarity.(2), 298–305.

Nipedal, C., Nesdale, D., & Killen, M. (2010). Social group norms, school norms, and children's aggressive intentions.(3), 195.

Ojala, K., & Nesdale, D. (2011). Bullying and social identity: The effects of group norms and distinctiveness threat on attitudes towards bullying.(1), 19–35.

Olweus, D. (1993). Bullying at school: what we know and what we can do.(4), 403.

Olweus, D. (2013). School bullying: Development and some important challenges.(1), 751–780.

Palmer, S. B., Rutland, A., & Cameron, L. (2015). The development of bystander intentions and social-moral reasoning about intergroup verbal aggression.(4), 419–433.

Perkins, H. W., Craig, D. W., & Perkins, J. M. (2011). Using social norms to reduce bullying: A research intervention among adolescents in five middle schools.(5), 703–722.

Pettigrew, T. (1991). Normative theory in intergroup relations: Explaining both harmony and conflict.(3), 3–16.

Pozzoli, T., & Gini, G. (2010). Active defending and passive bystanding behavior in bullying: The role of personal characteristics and perceived peer pressure.(6), 815.

Pozzoli, T., Gini, G., & Vieno, A. (2012). The role of individual correlates and class norms in defending and passive bystanding behavior in bullying: A multilevel analysis.(6), 1917–1931.

Raudenbush, S. W., & Bryk, A. S. (2002).. Thousand Oaks: SAGE Publications.

Salmivalli, C., Lagerspetz, K., Bj?rkqvist, K., ?sterman, K., & Kaukiainen, A. (1996). Bullying as a group process: Participant roles and their relations to social status within the group.(1), 1–15.

Salmivalli, C., & Voeten, M. (2004). Connections between attitudes, group norms, and behaviour in bullying situations., 246–258.

Santor, D. A., Messervey, D., & Kusumakar, V. (2000). Measuring peer pressure, popularity, and conformity in adolescent boys and girls: Predicting school performance, sexual attitudes, and substance abuse.(2), 163–182.

Sentse, M., Veenstra, R., Kiuru, N., & Salmivalli, C. (2015). A longitudinal multilevel study of individual characteristics and classroom norms in explaining bullying behaviors.(5), 943–955.

Smith, P. K., & Levan, S. (1995). Perceptions and experiences of bullying in younger pupils.(4), 489–500.

Spanovic, M., Lickel, B., Denson, T. F., & Petrovic, N. (2010). Fear and anger as predictors of motivation for intergroup aggression: Evidence from Serbia and Republika Srpska.(6), 725–739.

Sutton, J., Smith, P. K., & Swettenham, J. (2011). Social cognition and bullying: Social inadequacy or skilled manipulation?.(3), 435–450.

Zhang, H., Zhou, H., & Tao, T. (2018). Bullying behaviors and psychosocial adjustment among school-aged children in china.https://doi.org/10.1177/0886260518780777.

Zhang, Z., Zyphur, M. J., & Preacher, K. J. (2009). Testing multilevel mediation using hierarchical linear models: Problems and solutions.(4), 695–719.

Zhou, Z. K., Liu, Q. Q., Niu, G. F., Sun, X. J., & Fan, C. Y. (2017). Bullying victimization and depression in Chinese children: A moderated mediation model of resilience and mindfulness., 137–142.

Classroom bullying norms and bullying behavior:The mediating role of fear induced by group identity and peer pressure

ZENG Xinran; WANG Yue; DING Junhao; ZHOU Hui

(Department of Psychology, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China)

Evidence from past years has documented that group factors, such as group norms, are related to bullying in schools. Studies have revealed that groups’ bullying norms positively predicted individuals’ bullying behaviors. However, the mechanism underlying this phenomenon remains unclear. Studies have documented that peer pressure mediates the relationship between bullying norms among friends and cyber bullying. Moreover, when conflict is inevitable, fear leads to aggressive behavior. Therefore, the current research included two studies to clarify the relationship between classroom bullying norms and bullying behavior.

In the first study, a scenario-based experiment was conducted. A total of 89 male and 97 female primary school students in grades 4 through 6 were invited to participate in the study. Participants were randomly divided into the bullying norm priming group and the control group. After priming, participants in both groups completed the questionnaires addressing fear induced by group identity, peer pressure, and bullying behavior. Students from 23 classes were invited to participate in Study 2. A total of 459 males and 422 females (62 were lacking gender data) from grades 4, 5, 6, and 8 completed the questionnaires on classroom bullying norms, peer pressure, and bullying behavior. HLM version 7.0 was used for the hierarchical linear model.

The results of Study 1 showed that (1) participants in the bullying-norm priming group showed higher levels of bullying behavior, peer pressure, and fear induced by group identity than those in the control group; (2) fear induced by group identity and peer pressure was positively associated with bullying behavior; (3) after controlling for the effect of gender, peer pressure marginally but significantly mediated the relationship between classroom bullying norms and bullying behavior at the 95% confidence level (β = 0.064, p = 0.063). The result of Study 2 demonstrated that the mediating effect of peer pressure was significant at both the individual and the classroom level, even after controlling for the effect of gender. Specifically, (1) the indirect effect of peer pressure accounted for 22.24% of the total effect at the individual level and (2) the indirect effect of peer pressure accounted for 28.35% of the total effect at the classroom level.

The results of both studies highlighted the mediating role of peer pressure in classroom bullying norms and bullying behavior. The current study is the first to identify this mediating mechanism. The findings of the present study suggest that classroom norms and peer pressure deserve more attention in further prevention and intervention addressing school bullying.

primary and middle school students; class norm of bullying; bullying behavior; peer pressure; fear induced by group identity

2018-04-26

* 高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)青年教師重點(diǎn)培育項(xiàng)目(17wkzd18)資助。

B844

周暉, E-mail: edszh@mail.sysu.edu.cn