初中生自尊水平與欺負(fù)行為：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型

方 芳 崔明然 李藝敏

（1黃河水利職業(yè)技術(shù)學(xué)院，開封 475001；2河南大學(xué)心理與行為研究所，開封 475004）

欺負(fù)是指強(qiáng)者無故地、反復(fù)地傷害弱者的行為，是一種特殊類型的攻擊性行為（Smith＆Thompson，2017），可以分為身體型（例如，打、踢或推被欺負(fù)者，偷竊、隱藏或毀壞被欺負(fù)者的東西，使被欺負(fù)者做他或她不想做的事等）、言語型（例如，辱罵、取笑被欺負(fù)者等）和關(guān)系型（例如，拒絕和被欺負(fù)者說話，散布關(guān)于被欺負(fù)者的謊言和謠言，使被欺負(fù)者感到被冷落等）等類型（Crick＆ Bigbee，1998）。發(fā)生在學(xué)校的欺負(fù)行為會(huì)給卷入的學(xué)生的生活蒙上陰影（Sharp，Smith，＆Smith，2002）——給他們?cè)斐蓢?yán)重的、短期或長(zhǎng)期的影響，特別是在心理社會(huì)調(diào)整（例如，復(fù)原力）和生活結(jié)果（例如，犯罪）方面（Chan＆ Wong，2015），因而一直是全世界的學(xué)校都非常關(guān)注的問題。研究表明，欺負(fù)行為最常發(fā)生在初中（Hicks，Jennings，Jennings，Berry，＆ Green，2018）。對(duì)初中生欺負(fù)行為的影響因素開展研究，可以為相應(yīng)的干預(yù)工作提供必要的理論指導(dǎo)，具有重要的實(shí)踐價(jià)值。

已有相當(dāng)多的研究表明，自尊與欺負(fù)行為之間有著緊密的聯(lián)系。然而，關(guān)于二者之間到底是正相關(guān)、負(fù)相關(guān)還是無相關(guān)，還存在相當(dāng)大的爭(zhēng)議（Tsaousis，2016）。有研究者認(rèn)為，具有社會(huì)技能并融入同齡人群體的欺負(fù)者經(jīng)常報(bào)告較高的自尊水平（Vaillancourt， McDougall， Hymel， ＆ Sunderani，2010）。 但 是，Cook，Williams，Guerra，Kim 和 Sadek（2010）通過對(duì)1970～2010年間發(fā)表的1622項(xiàng)有關(guān)學(xué)齡兒童和青少年欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)因子的研究進(jìn)行元分析卻發(fā)現(xiàn)，自我相關(guān)認(rèn)知（定義為自尊和自我效能的混合）對(duì)欺負(fù)行為具有負(fù)向預(yù)測(cè)效力。在另一項(xiàng)元研究中，Tsaousis（2016）則發(fā)現(xiàn)自尊與欺負(fù)行為之間的關(guān)系很微弱。新近的研究采用縱向結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)了中學(xué)生的自尊與欺負(fù)行為之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)時(shí)間1的自尊不能預(yù)測(cè)時(shí)間2的欺負(fù)行為，時(shí)間1的欺負(fù)行為不能預(yù)測(cè)時(shí)間2的自尊（Rose，Slaten，＆ Preast，2017）。 實(shí)際上，一直以來，研究者就自尊和攻擊性行為的關(guān)系也爭(zhēng)論不休（Teng，Liu，＆ Guo，2015；李文姣，2016；施國(guó)春，張麗華，范會(huì)勇，2017）。一種普遍被接受的觀點(diǎn)，即低自尊假說（low self-esteem hypothesis），認(rèn)為是低的自尊水平導(dǎo)致了攻擊性行為的產(chǎn)生 （Trzesniewski et al.，2006）。但是，已有的研究即使發(fā)現(xiàn)了低自尊與攻擊性之間存在關(guān)聯(lián)，這種聯(lián)系也很微弱且不穩(wěn)定（Zeigler-Hill，Enjaian，Holden，＆ Southard，2014）。 與之相對(duì)立的另一種觀點(diǎn)，即受威脅的自尊假說（disputed self-esteem hypothesis），認(rèn)為是高的自尊水平導(dǎo)致攻擊性行為，通過實(shí)施攻擊性行為，高自尊者保護(hù)自我價(jià)值感免遭威脅。不過，研究表明，高自尊者未必一定是高攻擊性的，許多低攻擊者也擁有高的自尊水平（Bushman et al.， 2009）。

既有的關(guān)于欺負(fù)和攻擊性行為的研究可能都只關(guān)注了自尊水平（self-esteem level，即高的自尊水平或低的自尊水平）而沒有充分重視自尊穩(wěn)定性（selfesteem stability）的作用（Kernis，2005）。 研究者最初對(duì)自尊穩(wěn)定性開展研究時(shí)，認(rèn)為自尊穩(wěn)定性指自我價(jià)值感依據(jù)時(shí)間和情境的變化所產(chǎn)生的波動(dòng)程度，包括長(zhǎng)期或短期波動(dòng)。從長(zhǎng)期波動(dòng)來看，自尊的穩(wěn)定性反映了個(gè)體的自尊基線水平的變化——緩慢地、長(zhǎng)時(shí)間地發(fā)生，從短期波動(dòng)來看，自尊的穩(wěn)定性反映了直接的、基于情境的自尊的變化幅度（Kernis，1993）。后來，研究者修正了看法，認(rèn)為自尊穩(wěn)定性描述了個(gè)體在短時(shí)間內(nèi)所經(jīng)歷的自尊水平的變化（Altmann ＆ Roth，2018； Kernis，2005）。 自尊穩(wěn)定性的評(píng)估通常有兩種方法。第一種是采用量表進(jìn)行一次施測(cè)，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)自尊穩(wěn)定性的橫斷面的直接評(píng)估；第二種通常采用Rosenberg自尊量表進(jìn)行多次施測(cè)，以量表得分的標(biāo)準(zhǔn)差作為指標(biāo)，進(jìn)行自尊穩(wěn)定性的間接評(píng)估。后一種方法被認(rèn)為能對(duì)自尊穩(wěn)定性提供最有效的評(píng)估，但它要求被試投入相當(dāng)多的時(shí)間和精力，相比之下，前一種方法要經(jīng)濟(jì)得多（Altmann＆ Roth，2018）。研究表明，自尊穩(wěn)定性低的個(gè)體更易怒 （Kernis，Cornell，Sun，Berry，＆ Harlow，1993），表現(xiàn)出更多的攻擊性行為（高峰強(qiáng)，薛雯雯，韓磊，任躍強(qiáng)，徐潔，2016）。

根據(jù)Swann的自我確認(rèn)理論 （self-verification theory），穩(wěn)定的自我概念是實(shí)現(xiàn)自我確認(rèn)的基礎(chǔ)，而整體自尊和特殊自我概念似乎都引導(dǎo)著自我確認(rèn)的過程（張鋒，沈模衛(wèi)，何亞蕓，2006）。高自尊已被證明是一個(gè)由穩(wěn)定自尊和不穩(wěn)定自尊組成的異質(zhì)性結(jié)構(gòu)（Jordan ＆ Zeigler-Hill，2013）。 穩(wěn)定的高自尊反映了個(gè)體對(duì)自我的積極態(tài)度是現(xiàn)實(shí)的，很好錨定的、能抵抗威脅的，不需要不斷從別人那里進(jìn)行驗(yàn)證。與此相反，不穩(wěn)定的高自尊是指?jìng)€(gè)體的自我價(jià)值感容易受到挑戰(zhàn)，需要不斷地加以驗(yàn)證，并依賴于某種程度的自我欺騙。不穩(wěn)定的高自尊個(gè)體全神貫注于保護(hù)和增強(qiáng)其脆弱的自我價(jià)值感。因此，其自尊會(huì)經(jīng)常處于危險(xiǎn)之中，并導(dǎo)致反應(yīng)性和防御性增強(qiáng)，特別具有攻擊性（Zeigler-Hill et al.，2014）。 研究者認(rèn)為，基于組織的自尊的穩(wěn)定性無疑會(huì)對(duì)基于組織的自尊水平的發(fā)揮起到調(diào)節(jié)作用（尹奎，劉永仁，劉蒙，2014）。已有研究表明，自尊穩(wěn)定性通過調(diào)節(jié)自尊水平與攻擊性行為的關(guān)系，比自尊水平能更加有效地預(yù)測(cè)攻擊性行為：不穩(wěn)定的高自尊個(gè)體經(jīng)常比穩(wěn)定的高自尊個(gè)體有更高的攻擊性水平，自尊水平低者（無論穩(wěn)定與否）的攻擊性水平與自尊不穩(wěn)定者的攻擊性水平相似（Zeigler-Hill et al.，2014）。 那么，自尊穩(wěn)定性、自尊水平與欺負(fù)行為之間的關(guān)系是怎么樣的？對(duì)此問題，研究者還缺乏具體探索。本研究的目的之一是探討自尊穩(wěn)定性是否在自尊水平與欺負(fù)行為之間起調(diào)節(jié)作用，因此提出假設(shè)H1：自尊穩(wěn)定性在自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。

影響欺負(fù)行為產(chǎn)生的另一個(gè)因素是社會(huì)信息處理中的偏見和缺陷 （Espelage，Hong，Kim，＆ Nan，2018），因此，考察欺負(fù)者對(duì)待欺負(fù)行為的態(tài)度就顯得非常重要。社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為態(tài)度是個(gè)體知識(shí)結(jié)構(gòu)的反映，會(huì)導(dǎo)致社會(huì)信息加工過程表現(xiàn)出個(gè)體差異，因而，態(tài)度是影響攻擊性行為的重要認(rèn)知機(jī)制（Jeon，Lee，＆ Lee，2019）。 個(gè)體如果抱持為了達(dá)到目的必須使用攻擊手段的態(tài)度，則會(huì)傾向于對(duì)攻擊性行為的后果持有樂觀的期待（Back et al.，2010）。對(duì)青少年的攻擊性行為進(jìn)行干預(yù)，可以從轉(zhuǎn)變其對(duì)待攻擊的態(tài)度入手 （Eslea＆ Smith，2000；Leihua Van，F(xiàn)rey，＆ Beland，2002）。

研究表明，雖然大多數(shù)兒童和青少年對(duì)欺負(fù)行為持消極的態(tài)度并打算支持欺負(fù)行為的受害者，然而，只有20%的兒童、青少年按照自己的態(tài)度行事。這種差異可能源自于研究者考察態(tài)度的方式（Pouwels，Lansu，＆ Cillessen，2017）。雙重態(tài)度模型把態(tài)度劃分為內(nèi)隱態(tài)度和外顯態(tài)度（Wilson，Lindsey，＆ Schooler，2000），前者是指沖動(dòng)的、自發(fā)的、失控的情緒反應(yīng)和評(píng)價(jià)，后者是指故意的、反思的、受控的、有意識(shí)的自我報(bào)告式的評(píng)價(jià)（Gawronski ＆ Bodenhausen，2006）。已有研究發(fā)現(xiàn)，自尊與對(duì)待欺負(fù)行為的外顯態(tài)度能共同預(yù)測(cè)欺 負(fù)行為 （Cook et al.，2010； Gendron，Williams，＆ Guerra，2011），但是，欺負(fù)者對(duì)待欺負(fù)行為的外顯態(tài)度（即，外顯欺負(fù)態(tài)度）容易受到自我服務(wù)歸因偏見的影響，故而欺負(fù)者不太可能將自己欺負(fù)他人的行為定義為欺負(fù)行為（Boulton，Trueman，＆ Flemington，2002），所以，對(duì)待欺負(fù)行為的內(nèi)隱態(tài)度（即，內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）是比外顯欺負(fù)態(tài)度更重要的欺負(fù)行為預(yù)測(cè)因素（van Goethem，Scholte，＆ Wiers，2010）。 不過，有關(guān)欺負(fù)行為的內(nèi)隱態(tài)度的研究還很匱乏（Munnelly，F(xiàn)arrell，O’Connor，＆ McHugh，2017）， 目前還不清楚在自尊水平、自尊穩(wěn)定性與欺負(fù)行為之間，內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度發(fā)揮怎樣的作用。因此，本研究的目的之二是對(duì)此加以探究。鑒于有研究發(fā)現(xiàn)對(duì)待社交網(wǎng)站的態(tài)度在自尊水平與行為意向之間起中介作用（Gangadharbatla，2008），提出假設(shè) H2：內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的影響中起中介作用，并且這一中介作用受到自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)。具體的研究假設(shè)模型見圖1。

1 對(duì)象和方法

1.1 對(duì)象

采用方便取樣的原則，選取383名河南省的初中生進(jìn)行施測(cè)，獲得有效問卷213份，有效應(yīng)答率為55.61%。被試的平均年齡為14.93±0.12歲。其中，男生109人，女生104人；初一93人，初二72人，初三48人。

1.2 工具

1.2.1 權(quán)變性自尊量表

采用權(quán)變性自尊量表 （contingent self-esteem scale，SECS）中文版（楊曉慧，2011）對(duì)自尊穩(wěn)定性進(jìn)行測(cè)量。SECS中文版考察自尊受競(jìng)爭(zhēng)標(biāo)準(zhǔn)、事件結(jié)果、他人評(píng)價(jià)等各類外力影響的程度，共15個(gè)條目，采用Likert5點(diǎn)記分（從“l(fā)非常不符合”到“5非常符合”），得分越高表示自尊穩(wěn)定性越低，意味著自尊更可能被干擾。該中文版具有較好的心理測(cè)量學(xué)特征（Chen， Ye， ＆ Zhou， 2013）。 在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81。

1.2.2 Rosenberg自尊量表

采用Rosenberg自尊量表中文版（汪向東，王希林，馬弘，1999）測(cè)量自尊水平。該量表由10個(gè)條目組成，采用Likert4點(diǎn)記分（從“l(fā)非常不符合”到“4非常符合”），得分越高則表示自尊水平越高。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

1.2.3 內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的IAT測(cè)驗(yàn)

根據(jù) Greenwald、Nosek 和 Banaji（2003）的經(jīng)典IAT實(shí)驗(yàn)范式編寫IAT程序，利用E-prime2.0施測(cè)。其中的相容任務(wù)是欺負(fù)行為+積極屬性詞，不相容任務(wù)是被欺負(fù)行為+消極屬性詞?！捌圬?fù)行為”目標(biāo)概念是 “打同學(xué)”“罵同學(xué)”“威脅同學(xué)”“給同學(xué)起外號(hào)”，“被欺負(fù)行為”目標(biāo)概念是“挨同學(xué)打”“挨同學(xué)罵”“遭同學(xué)威脅”“被同學(xué)起外號(hào)”，“積極屬性”概念是“聰穎”，“消極屬性”概念是“愚笨”。IAT任務(wù)為單因素兩水平（相容vs.不相容）的被試內(nèi)設(shè)計(jì)，因變量為正確率和反應(yīng)時(shí)。

1.2.4 兒童欺負(fù)問卷（初中版）

采用張文新和武建芬（1999）修訂的兒童欺負(fù)問卷（初中版）的欺負(fù)分量表測(cè)量初中生的欺負(fù)行為。由7個(gè)條目構(gòu)成，采用Likert5點(diǎn)計(jì)分方式，從“完全沒有”計(jì)1分、“半年內(nèi)1～2次”計(jì)2分、“每月2～3次”計(jì)3分、“每周一次”計(jì)4分到“每周數(shù)次”計(jì)5分。得分越高，表明欺負(fù)行為越嚴(yán)重。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

1.3 程序

主試是經(jīng)過嚴(yán)格培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)的研究生。以班級(jí)為單位在學(xué)校機(jī)房進(jìn)行施測(cè)。一半被試先進(jìn)行問卷施測(cè)，之后進(jìn)行內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的IAT測(cè)驗(yàn)。另一半被試則相反。IAT任務(wù)流程如下：（1）收集相容任務(wù)練習(xí)階段、相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段、不相容任務(wù)練習(xí)階段、不相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段的所有數(shù)據(jù)；（2）刪除反應(yīng)時(shí)超過10000ms的判斷和反應(yīng)時(shí)少于300ms的判斷次數(shù)超過20%的被試；（3）分別計(jì)算相容任務(wù)練習(xí)階段、相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段、不相容任務(wù)練習(xí)階段、不相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段中被試正確判斷的反應(yīng)時(shí)均值；（4）計(jì)算相容任務(wù)練習(xí)階段、不相容任務(wù)練習(xí)階段反應(yīng)時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)差及相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段、不相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段反應(yīng)時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)差；（5）將第三步中所得的反應(yīng)時(shí)均值加上600ms替換錯(cuò)誤判斷的反應(yīng)時(shí)；（6）分別計(jì)算相容任務(wù)練習(xí)階段、相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段、不相容任務(wù)練習(xí)階段、不相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段中反應(yīng)時(shí)的均值；（7）計(jì)算相容任務(wù)練習(xí)階段、不相容任務(wù)練習(xí)階段反應(yīng)時(shí)的均值之差及相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段、不相容任務(wù)測(cè)驗(yàn)階段反應(yīng)時(shí)的均值之差；（8）將第七步所得的反應(yīng)時(shí)均值之差除以第四步所得的各自的標(biāo)準(zhǔn)差，得到兩個(gè)D值，即D＝不相容和相容階段反應(yīng)時(shí)均值之差／標(biāo)準(zhǔn)差；（9）計(jì)算兩個(gè)D值的均值，得到內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的指標(biāo)（Greenwald，Nosek，＆Banaji，2003）。

1.4 統(tǒng)計(jì)處理

參照 Greenwald et al.（2003）的方法，對(duì) IAT 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，獲得被試的內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度分?jǐn)?shù)。采用 SPSS21.0 以及 PROCESS 程序（Hayes，2017）進(jìn)行其他數(shù)據(jù)處理和分析。

2 結(jié)果

2.1 主要研究變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度和欺負(fù)行為的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示。由表1可知，自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度和欺負(fù)行為之間的兩兩相關(guān)均達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水平。

表1 主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析（n＝213）

2.2 自尊與欺負(fù)行為的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

按照 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）提出的中介分析程序，使用Hayes（2017）提出的有調(diào)節(jié)的中介分析模型（模型8）進(jìn)行偏差矯正的百分位Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其中，自變量為自尊水平，因變量為欺負(fù)行為，中介變量為內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度，調(diào)節(jié)變量為自尊穩(wěn)定性。

首先，對(duì)內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。由表2可知，自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的直接預(yù)測(cè)作用顯著（β＝0.20，t＝2.94，p＜0.01）。 當(dāng)加入中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）后，該直接作用依然顯著（β＝0.16，t＝2.18，p＜0.05）。 同時(shí)，中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用顯著（β＝0.51，t＝8.75，p＜0.001）；自尊水平對(duì)入中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）的預(yù)測(cè)作用也顯著（β＝0.17，t＝2.02，p＜0.05）。 另外，中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）的中介效應(yīng)為0.09，其95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.00，0.19），不包含 0。 因此，內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的影響中起中介作用。

表2 內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n＝213）

其次，對(duì)自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。從表3可以看出，將自尊穩(wěn)定性放入模型后，自尊水平與自尊穩(wěn)定性的乘積項(xiàng)對(duì)中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度） 的預(yù)測(cè)作用顯著 （β＝0.16，t＝2.20，p＜0.05），對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用達(dá)到顯著水平 （β＝0.15，t＝3.31，p＜0.001），中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用達(dá)到顯著水平（β＝0.20，t＝4.65，p＜0.001）。因此，自尊穩(wěn)定性不僅在自尊水平與欺負(fù)行為之間起調(diào)節(jié)作用，而且在內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度中介自尊水平與欺負(fù)行為關(guān)系的前半段發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度、欺負(fù)行為之間構(gòu)成有調(diào)節(jié)的中介模型。

進(jìn)一步地，按照均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，區(qū)分出低（M-1SD）、中（M）、高（M+1SD）三種自尊穩(wěn)定性程度，分析在不同自尊穩(wěn)定性水平上自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的影響以及中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)。結(jié)果表明，對(duì)于自尊穩(wěn)定性水平較低（M+1SD）的被試來說，自尊水平對(duì)欺負(fù)行為具有顯著的預(yù)測(cè)作用 （Effect＝0.23，t＝3.49，p＜0.001），其95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.10，0.36），中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)顯著 （Effect＝0.05，Boot SE＝0.02）， 其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.02，0.10）；對(duì)于自尊穩(wěn)定性水平較高（M-1SD）的被試來說，自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用不顯著（Effect＝-0.08，t＝-1.09，p＞0.05），其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（-0.21，0.06），中介變量（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)不顯著 （Effect＝-0.01，Boot SE＝0.02），其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（-0.06，0.03）。因此，隨著個(gè)體自尊穩(wěn)定性水平的提高，自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用呈逐漸減弱趨勢(shì)，且內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在自尊水平與欺負(fù)行為關(guān)系中的中介效應(yīng)也呈下降趨勢(shì)。

3 討論

研究者針對(duì)自尊在欺負(fù)行為中的作用開展了大量的研究，但是這些研究大都是圍繞著自尊水平展開的。基于自尊穩(wěn)定性理論、雙重態(tài)度模型及以往的研究，本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，明確了自尊水平通過什么（內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的中介作用）影響初中生欺負(fù)行為，同時(shí)也回答了自尊水平在什么條件下（自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用）對(duì)初中生欺負(fù)行為的影響更大。本研究提出的兩個(gè)假設(shè)全部得到了證實(shí)，研究結(jié)果對(duì)于厘清自尊與欺負(fù)行為的關(guān)系具有一定的理論意義，對(duì)于初中生心理健康教育具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

3.1 內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的中介作用

受威脅的自尊假說認(rèn)為高自尊導(dǎo)致攻擊性行為。但是，低自尊假說提出了不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為是低自尊導(dǎo)致了攻擊性行為的產(chǎn)生。本研究發(fā)現(xiàn)，自尊水平高的初中生的欺負(fù)行為發(fā)生的頻率也高，從而支持了受威脅的自尊假說。

但是，自尊不僅能影響外部表現(xiàn)（即行為），也會(huì)影響個(gè)體的內(nèi)部世界 （即思想和態(tài)度）（Cameron＆Granger，2019）。以往，研究者通常只關(guān)注外顯欺負(fù)態(tài)度（采用Likert式量表進(jìn)行評(píng)估）及其與欺負(fù)行為的關(guān)系。然而，這些研究表明，外顯欺負(fù)態(tài)度對(duì)欺負(fù)行為只有微弱到中等的預(yù)測(cè)效力（Stevens，Van Oost，＆ De Bourdeaudhuij，2000）。 從心理測(cè)量學(xué)角度看，這可能是因?yàn)橥怙@欺負(fù)態(tài)度受到諸如社會(huì)稱許性等因素的影響，所以并不總是與欺負(fù)行為相符合，導(dǎo)致初中生雖然在問卷法中報(bào)告的外顯欺負(fù)態(tài)度是消極的，但仍表現(xiàn)出欺負(fù)行為。已有研究表明，對(duì)暴力的外顯態(tài)度會(huì)受到社會(huì)期望的影響 （Jeon et al.，2019）。內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度是解釋欺負(fù)行為的有效指標(biāo)（van Goethem et al.，2010）。 內(nèi)隱社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度是對(duì)欺負(fù)行為的沖動(dòng)的、不受控制的、潛意識(shí)的認(rèn)知，包括對(duì)欺負(fù)行為的態(tài)度或?qū)ζ圬?fù)者的態(tài)度，可以使用間接測(cè)量方法（例如，內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)驗(yàn)）來評(píng)估。盡管對(duì)欺負(fù)行為的外顯態(tài)度是明確反對(duì)的，但個(gè)體對(duì)欺負(fù)行為的內(nèi)隱態(tài)度卻可能是積極的并導(dǎo)致其表現(xiàn)出欺負(fù)行為。因此，本研究構(gòu)建了內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在自尊水平與初中生欺負(fù)行為之間的中介作用模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自尊水平高的初中生更容易產(chǎn)生內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度，從而提高其欺負(fù)行為發(fā)生的頻率。這一結(jié)果提示了自尊水平影響欺負(fù)行為的中介機(jī)制，從而初步豐富了受威脅的自尊假說。

3.2 自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用

已有研究表明，自尊穩(wěn)定性通過調(diào)節(jié)自尊水平與攻擊性行為的關(guān)系，比自尊水平能更加有效地預(yù)測(cè)攻擊性行為（Zeigler-Hill et al.，2014）。 但是，尚缺少關(guān)于自尊穩(wěn)定性如何在自尊水平影響欺負(fù)行為時(shí)發(fā)揮作用的探討，本研究為這一領(lǐng)域提供了新的證據(jù)。本研究發(fā)現(xiàn)自尊的水平與穩(wěn)定性的組合直接影響欺負(fù)行為，因而豐富了Zeigler-Hill等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)。進(jìn)一步地，從自尊穩(wěn)定性理論出發(fā)，本研究還發(fā)現(xiàn)自尊水平通過內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度影響欺負(fù)行為的中介過程受到自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用。具體而言，當(dāng)自尊穩(wěn)定性低時(shí)，自尊水平高的初中生比自尊水平低的初中生更加表現(xiàn)出內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度，進(jìn)而表現(xiàn)出更高的欺負(fù)行為發(fā)生頻率。這些結(jié)果都表明了初中生自尊穩(wěn)定性與自尊水平一起比單獨(dú)的自尊水平能更加有效地預(yù)測(cè)欺負(fù)行為，從而支持了自尊穩(wěn)定性理論。

自尊穩(wěn)定性理論認(rèn)為不穩(wěn)定的高自尊個(gè)體的憤怒和敵意傾向最高而穩(wěn)定的高自尊個(gè)體的憤怒和敵意傾向最低，表明與具有穩(wěn)定自尊的個(gè)體相比，具有不穩(wěn)定自尊的個(gè)體可能對(duì)評(píng)價(jià)性事件反應(yīng)更強(qiáng)烈，然而，反應(yīng)的性質(zhì)以及反應(yīng)的類型也可能取決于個(gè)體的自尊水平。不穩(wěn)定的高自尊個(gè)體的自我更脆弱、更易受傷害，對(duì)積極和消極的評(píng)價(jià)事件更敏感，在面對(duì)積極的和消極的自我相關(guān)事件時(shí)會(huì)產(chǎn)生更大的反應(yīng)；具有穩(wěn)定的高自尊個(gè)體擁有非常安全的積極的自我，因此，他們對(duì)積極或消極的自我相關(guān)事件沒有非常積極的反應(yīng)。在高自尊的個(gè)體中，不穩(wěn)定的自尊與敵意和憤怒的更大傾向關(guān)聯(lián)（Kernis，2013）。這對(duì)于解釋自尊水平與攻擊性行為之間關(guān)系的不一致發(fā)現(xiàn)特別具有啟發(fā)性，表明充分理解自尊在心理功能中的作用需要同時(shí)考慮自尊的穩(wěn)定性和自尊水平的作用（Kernis，Lakey，＆ Heppner，2008）。

總體看來，本研究結(jié)果為理解初中生的欺負(fù)行為提供了一個(gè)新視角，也為初中生欺負(fù)行為的干預(yù)實(shí)踐提供可能的方法：（1）改變解釋風(fēng)格。高自尊水平、低自尊穩(wěn)定性的個(gè)體更傾向于將負(fù)面經(jīng)驗(yàn)歸因于外部原因 （Kernis，1993），從而表現(xiàn)出偏執(zhí)思維（Thewissen et al.，2007），因此，可以對(duì)其開展解釋風(fēng)格的訓(xùn)練；（2）改變內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度。最近，有研究者探索了對(duì)少年犯群體看待暴力的積極內(nèi)隱態(tài)度進(jìn)行矯治的可行性（Jeon et al.，2019），結(jié)果表明評(píng)價(jià)性條件作用（evaluative conditioning）可用于改變少年犯的內(nèi)隱暴力支持態(tài)度。評(píng)價(jià)性條件作用是指伴隨條件刺激和無條件刺激的不斷配對(duì)出現(xiàn)，無條件刺激把自己的效價(jià)傳遞給了條件刺激（張予賀，金艷，鄭希付，閆柯，周晌昀，2014）。因此，可以嘗試?yán)迷u(píng)價(jià)性條件作用改變內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度。

3.3 不足與未來研究方向

本研究從內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度的角度探索了初中生對(duì)欺負(fù)的態(tài)度和他們表現(xiàn)出的欺負(fù)行為不一致的原因，研究結(jié)果有助于理論研究者和心理健康教育工作者從自尊的水平、自尊穩(wěn)定性和對(duì)欺負(fù)行為的內(nèi)隱態(tài)度出發(fā)，開展初中生欺負(fù)行為的干預(yù)研究和實(shí)踐。但是，本研究并未將欺負(fù)者的內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度具體指向特定的被欺負(fù)者，這也是常被研究者忽視的一個(gè)問題（Lansu，2018），未來可以就此展開研究。

4 結(jié)論

第一，初中生的自尊水平影響欺負(fù)行為，內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在其中起部分中介作用。

第二，初中生的自尊穩(wěn)定性在自尊水平影響欺負(fù)行為的直接路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，并且對(duì)中介模型的前半段也發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

第三，隨著個(gè)體自尊穩(wěn)定性的提高，自尊水平對(duì)欺負(fù)行為的預(yù)測(cè)作用呈逐漸減弱趨勢(shì)，且內(nèi)隱欺負(fù)態(tài)度在自尊水平與欺負(fù)行為關(guān)系中的中介效應(yīng)也呈下降趨勢(shì)。