父母依戀與中學(xué)生被欺凌行為的關(guān)系：情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用*

許秀芬，蔣 露，楊義瀅，楊青松， 蔡麗婷， 鄭海霞

(1.遵義師范學(xué)院 教師教育學(xué)院，貴州 遵義 563006； 2.貴州師范大學(xué) 心理學(xué)部，貴州 貴陽(yáng) 550001；3.遵義市第四初級(jí)中學(xué)，貴州 遵義 563006； 4.山東理工職業(yè)學(xué)院 宣傳部，山東 濟(jì)寧 272000)

近年來，校園欺凌事件頻發(fā)引發(fā)社會(huì)各界的高度關(guān)注。聯(lián)合國(guó)教科文組織于2019年發(fā)布的《數(shù)字背后：結(jié)束校園暴力和欺凌》報(bào)告顯示，僅在2019年1月就有約32%的學(xué)生遭受欺凌，其中約三成學(xué)生遭受身體欺凌[1]。可見，校園欺凌現(xiàn)象十分嚴(yán)重。

校園欺凌是指一方一次或數(shù)次故意在學(xué)校范圍內(nèi)通過肢體或語(yǔ)言等手段導(dǎo)致另一方身體或心理受到傷害[2]。有研究表明，校園欺凌會(huì)導(dǎo)致欺凌者和被欺凌者的身心受到不同程度的影響，其中，被欺凌者更易產(chǎn)生情緒調(diào)節(jié)困難、抑郁、低自尊、緊張等內(nèi)化問題，甚至出現(xiàn)輕生念頭及行為[3]。張文新等[4]的研究表明，內(nèi)因和外因是導(dǎo)致校園欺凌發(fā)生的兩個(gè)重要因素，內(nèi)因指認(rèn)知、情緒和人格等個(gè)體因素，外因指學(xué)校、家庭和社會(huì)等環(huán)境因素。家庭是導(dǎo)致欺凌產(chǎn)生的重要外在因素之一，校園欺凌中欺凌角色的個(gè)性特征均能在家庭中找到源頭。親子依戀作為影響校園欺凌行為的重要家庭環(huán)境因素是指?jìng)€(gè)體與父母之間建立的情感紐帶[5]。依戀理論認(rèn)為，兒童將來處理人際關(guān)系的“內(nèi)部工作模型”是兒童早期與看護(hù)人之間形成的依戀?gòu)?qiáng)度的結(jié)果。不安全或不完善的內(nèi)部工作模型都可能導(dǎo)致兒童在學(xué)校里產(chǎn)生不良的人際關(guān)系、不安全行為和不安行為，最終導(dǎo)致欺凌或被欺凌事件的發(fā)生[6]。情緒調(diào)節(jié)自我效能感是校園欺凌產(chǎn)生的內(nèi)在本質(zhì)因素之一，是指?jìng)€(gè)體能有效調(diào)節(jié)自身情緒狀態(tài)的自信程度，這種自信程度可對(duì)個(gè)體的身心健康和各種社會(huì)心理功能產(chǎn)生直接或間接的影響[7]。研究發(fā)現(xiàn)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感能潛在減少校園欺凌的發(fā)生[8]。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭作為個(gè)體成長(zhǎng)過程中至關(guān)重要的微觀系統(tǒng)，對(duì)個(gè)體的人格和情緒以及其他因素的形成有重要作用[9]。親子依戀是在家庭這一微觀系統(tǒng)中形成的一種特殊的心理關(guān)系，其通過極其復(fù)雜的方式與家庭系統(tǒng)影響個(gè)體的情緒調(diào)節(jié)能力，進(jìn)而影響其情緒健康[10]。

綜上，父母依戀對(duì)中學(xué)生被欺凌行為有預(yù)測(cè)作用，情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母依戀和中學(xué)生被欺凌行為間發(fā)揮部分中介作用。為檢驗(yàn)這一假設(shè)，本研究通過問卷法對(duì)中學(xué)生群體進(jìn)行調(diào)查，利用路徑分析技術(shù)考察父母依戀對(duì)中學(xué)生被欺凌行為的影響，并檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在二者間的中介效應(yīng)。

一、對(duì)象與方法

(一)對(duì)象

本研究組于2019年 7月上旬至2019年12月下旬，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，按照城鎮(zhèn)、農(nóng)村不同的地域分布，分別選取貴州省遵義市、貴陽(yáng)市、畢節(jié)市等8所初、高中的2 830名中學(xué)生作為施測(cè)對(duì)象，在對(duì)施測(cè)對(duì)象說明本研究的匿名性、保密性以及學(xué)術(shù)性的基礎(chǔ)上，以班級(jí)為單位進(jìn)行集中施測(cè)。其中，在性別分布上，男生1 645人，占58.1%；女生1 185人，占41.9%。在是否留守上，留守學(xué)生702人，占24.8%；非留守學(xué)生2 128人，占75.2%。在學(xué)段分布上，初一731人，占25.8%；初二1 121人，占39.6%；初三740人，占26.1%；高一93人，占3.3%；高二58人，占2.0%；高三87人，占3.1%。

(二)方法

調(diào)查問卷主要包括兩部分。第一部分為人口學(xué)信息，第二部分由欺負(fù)行為調(diào)查問卷(中學(xué)版)、親子依戀量表以及情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表組成。

本研究采用陳世平修訂的Smith版欺負(fù)行為調(diào)查問卷(中學(xué)版)[11]，共20個(gè)題目，4個(gè)分量表分別為關(guān)于朋友、關(guān)于被欺凌、關(guān)于欺負(fù)、關(guān)于旁觀者。將第3題“本學(xué)期你在學(xué)校被同學(xué)欺負(fù)過嗎？”和第15題“本學(xué)期你欺負(fù)過其他同學(xué)嗎？”作為劃分欺凌角色的標(biāo)準(zhǔn)，即第3題中選擇①②任意一項(xiàng)的為未涉及者，選擇③④⑤任意一項(xiàng)為被欺凌者；第15題中選擇①②任意一項(xiàng)為未涉及者，選擇③④⑤任意一項(xiàng)為欺凌者，選擇了第3題③④⑤任意一項(xiàng)且選擇了第15題③④⑤任意一項(xiàng)的既是欺凌者也是被欺凌者。本研究的數(shù)理分析部分將第3題被欺凌的發(fā)生頻率作為二分因變量，即選擇①記為“否”，選擇②③④⑤中任意一項(xiàng)記為“是”。該問卷的總重測(cè)信度系數(shù)為0.663，具有較高的可靠性。本研究中該問卷的Cronbach’α系數(shù)為0.664。

親子依戀量表采用包克冰等修訂的父母與同伴依戀量表(IPPA)中的父母依戀分量表進(jìn)行施測(cè)，其中，父子依戀與母子依戀分量表各25個(gè)題目，包括父母信任、父母溝通和父母疏離三個(gè)維度。該量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，個(gè)體總分越高表示與父親或母親的依戀程度越高。IPPA總量表Cronbach’α系數(shù)為0.869，母親依戀、父親依戀分量表Cronbach’α系數(shù)為0.761、0.757[12]，本研究中Cronbach’α系數(shù)分別為0.880、0.886。

情緒調(diào)節(jié)自我效能感采用俞國(guó)良等于2009年翻譯并修訂的情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表( Regulatory Emotional Self-efficacy Scale，RESE)[13]。該量表共12個(gè)題目，三個(gè)維度。該量表Cronbach’α系數(shù)為0.850，在本研究中Cronbach’α系數(shù)為0.860。

本研究采用SPSS 21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入后，使用卡方檢驗(yàn)對(duì)四種欺凌角色在人口學(xué)資料上的組間差異進(jìn)行檢驗(yàn)，通過肯德爾等級(jí)相關(guān)檢驗(yàn)是否被欺凌、父母依戀與RESE之間的相關(guān)關(guān)系，采用二元Logistic回歸及一般線性回歸進(jìn)行中介模型分析。為避免共同方法偏差嚴(yán)重對(duì)本研究數(shù)據(jù)結(jié)果造成影響，本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)(Harman’s One-factor Test)檢驗(yàn)是否存在嚴(yán)重共同方法偏差。結(jié)果表明，19個(gè)因子的特征根值均大于1，且第一個(gè)因子解釋的變異量為18.78%(小于40%的臨界值)。因此，本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題[14]。

二、結(jié)果分析

(一)中學(xué)生校園欺凌行為現(xiàn)狀分析

通過頻率描述可知，接受調(diào)查的中學(xué)生中涉及校園欺凌的學(xué)生有364人，占12.9%。其中，既是欺凌者又是被欺凌者的46人，占1.6%；被欺凌者223人，占7.9%；欺凌他人者95人，占3.4%。未涉及校園欺凌的有2 466人，占87.1%。統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，留守類別與單親類別在四個(gè)欺凌角色類別分布上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(見表1)。運(yùn)用卡方分割進(jìn)行多重比較發(fā)現(xiàn)，留守學(xué)生被欺凌、欺凌他人與既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守學(xué)生，非留守學(xué)生未涉及欺凌的比率大于留守學(xué)生；單親類別在欺凌角色上的多重比較結(jié)果與留守類別結(jié)果近似(P<0.001)。

表1 中學(xué)生校園欺凌類別在一般資料上的分布比較

(二)中學(xué)生是否被欺凌與情緒調(diào)節(jié)自我效能感、父母依戀的相關(guān)分析

本研究中，中學(xué)生是否被欺凌為分類變量，肯德爾等級(jí)相關(guān)用于反映分類變量相關(guān)性指標(biāo)，故采用肯德爾等級(jí)相關(guān)進(jìn)行相關(guān)分析。結(jié)果表明，父母依戀(r=-0.155，P<0.01)、情緒調(diào)節(jié)自我效能感(r=-0.162,P<0.01)得分與被欺凌得分均呈顯著負(fù)相關(guān)。表明父母依戀得分越高，情緒調(diào)節(jié)自我效能感得分就越高，進(jìn)而被欺凌現(xiàn)象越少。對(duì)父母依戀各維度與被欺凌作進(jìn)一步相關(guān)分析，結(jié)果顯示，被欺凌得分與父母信任(r=-0.163，P<0.01)、父母溝通(r=-0.108，P<0.01)、父母疏離(r=-0.124，P<0.01)均呈顯著負(fù)相關(guān)，表明父母信任、父母溝通和父母疏離得分越高，被欺凌現(xiàn)象越少(見表2)。

表2 中學(xué)生是否被欺凌與情緒調(diào)節(jié)自我效能感、父母依戀的相關(guān)分析

(三)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母依戀與被欺凌之間的中介作用分析

本研究將中學(xué)生是否被欺凌設(shè)置為亞變量，即0為未被欺凌，1為被欺凌。以是否被欺凌為因變量，父母依戀的三個(gè)維度為自變量，情緒調(diào)節(jié)自我效能感(RESE)為中介變量，采用方杰等[15]對(duì)類別變量中介效應(yīng)的分析方法來檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母依戀與中學(xué)生被欺凌事件之間是否具有中介作用，具體步驟如下：

表3 父母依戀預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌的Logistic回歸分析

步驟2：構(gòu)建一般線性回歸Mi=a0+a1x1i++a2x2i+a3x3i+εi，檢驗(yàn)父母依戀對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感(RESE)的預(yù)測(cè)。回歸結(jié)果顯示，總回歸方程顯著(F=404.804，P<0.001)，所有預(yù)測(cè)變量對(duì)中學(xué)生被欺凌的聯(lián)合解釋力(NagelkerkeR2)為 0.301。父母信任(a1= 0.218，P<0.001)、父母溝通(a2= 0.158，P<0.001)均能顯著正向預(yù)測(cè)中學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感，父母疏離(a3= 0.030，P>0.05)對(duì)中學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感預(yù)測(cè)不顯著(見表4)。

表4 父母依戀預(yù)測(cè)中學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感的回歸分析

表5 情緒調(diào)節(jié)自我效能感預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌的Logistic回歸分析

結(jié)果表明，父母信任、父母疏離、情緒調(diào)節(jié)自我效能感均能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌事件的發(fā)生。情緒調(diào)節(jié)自我效能感分別使父母信任和父母溝通對(duì)中學(xué)生被欺凌行為影響的系數(shù)減少，由此推測(cè)，父母信任和父母溝通與中學(xué)生被欺凌行為之間均存在中介作用。

為進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)，本研究采用方杰等構(gòu)建的關(guān)于類別變量的中介效應(yīng)的分析以及偏差校正的百分位法Bootstrap方法，檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母依戀與中學(xué)生被欺凌行為之間的中介效應(yīng)[15]，重復(fù)取樣設(shè)置為1 000。結(jié)果顯示：在父母信任—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a1)=0.005,SE(b1)=0.006,a1b1=0.000 03,95%的置信區(qū)間為[-0.130,-0.070]；在父母溝通—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a2)=-0.006,SE(b2)=-0.026,a2b2=0.000 156,95%的置信區(qū)間為[-0.148,-0.092]；在父母疏離—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a3)=-0.016,SE(b3)=-0.027,a3b3=0.000 432,95%的置信區(qū)間為[-0.080,-0.049]。三條路徑的置信區(qū)間均不包含0,在父母溝通—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為路徑分析中，a2b2乘積與c2同號(hào),說明存在中介效應(yīng)；但在父母信任—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為與父母信任—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—被欺凌行為路徑分析中a1b1、a3b3分別與c1、c3乘積異號(hào),說明不存在中介效應(yīng),而是存在遮掩效應(yīng)(見圖1)。

注：系數(shù)均為未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)

三、討論

(一)中學(xué)生被欺凌現(xiàn)狀

本研究中，高中學(xué)段被試數(shù)據(jù)較少，這是因?yàn)楦咧袑W(xué)段的學(xué)生學(xué)業(yè)任務(wù)繁重，故取樣較少。在校園欺凌角色方面，本研究中中學(xué)生被欺凌者檢出率為7.9%，欺凌者檢出率為3.4%，既是欺凌者又是被欺凌者檢出率為1.6%，相較于以往的研究結(jié)果較低，說明本研究中學(xué)生被欺凌現(xiàn)象不嚴(yán)重[16]。本研究中留守學(xué)生自我報(bào)告被欺凌、欺凌他人與既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守學(xué)生，單親家庭學(xué)生在欺凌角色上的多重比較結(jié)果與留守類別結(jié)果近似(P<0.001)。根據(jù)Magnusson和Stattin的“人—境交互作用理論”(Person-Context Interaction Theory)，個(gè)體心理發(fā)展受環(huán)境因素和個(gè)體因素的共同影響，微觀環(huán)境中的家庭功能即個(gè)體感受到的家庭親密度和適應(yīng)性影響其心理健康[17]。對(duì)于留守和單親家庭的學(xué)生來說，可能其特殊的家庭結(jié)構(gòu)使他們?nèi)鄙倭己玫挠H子互動(dòng)，進(jìn)而影響他們社交能力的發(fā)展。心理理論認(rèn)為，個(gè)體具有理解自己和他人的一系列心理狀態(tài)并以此來推測(cè)他人行為的能力。留守和單親家庭的學(xué)生較非留守與非單親家庭的學(xué)生情感更淡漠，在校園里更易被同學(xué)誤以為孤傲；出于自我保護(hù)心理，他們更易被卷入校園欺凌中，扮演被欺凌者、欺凌者或既是被欺凌者又是欺凌者的角色。

(二)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母依戀與中學(xué)生被欺凌之間的中介作用

父母信任能直接負(fù)向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌，這一結(jié)果也在以往的研究結(jié)果中得到驗(yàn)證[18]。根據(jù)社會(huì)聯(lián)結(jié)理論，孩子與父母在情感上形成的聯(lián)結(jié)越強(qiáng)烈，其出現(xiàn)問題行為的可能性就越低[19]。父母信任水平得分越高，孩子與父母之間越能形成安全型的依戀，而這種特殊的關(guān)系使得中學(xué)生更不易被卷入欺凌行為中。而父母溝通直接正向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌，父母疏離負(fù)向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌與以往研究結(jié)果不一致。親子溝通的資源交換論認(rèn)為，青少年兒童的問題行為與不良親子溝通是相關(guān)的。溝通類似于資源交換，如果父母采取嚴(yán)厲的教育方式，就會(huì)導(dǎo)致子女以消極方式來應(yīng)對(duì)，進(jìn)而形成不良的親子關(guān)系，導(dǎo)致欺凌等問題行為的發(fā)生[20]。還有研究表明，如果父母采取不易被子女接受的“糾正問題”式的溝通模式，子女將會(huì)以消極被動(dòng)的親子溝通模式來回應(yīng)，這樣會(huì)導(dǎo)致親子依戀變?nèi)?，最終導(dǎo)致孩子出現(xiàn)欺凌等問題行為[21]。本研究中，父母溝通正向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌的結(jié)果，可能是由于父母采取了子女所認(rèn)為的“說教式”親子溝通模式而導(dǎo)致的。同時(shí)，父母疏離程度越高，中學(xué)生越不易被欺凌這一結(jié)論，也可從心理理論中得到解釋，這可能是由于父母疏離導(dǎo)致學(xué)生更加獨(dú)立，情感更加淡漠，從而更多地用主動(dòng)攻擊的方式保護(hù)自己。

將情緒調(diào)節(jié)自我效能感納入模型后發(fā)現(xiàn)，父母信任對(duì)中學(xué)生被欺凌和父母溝通對(duì)中學(xué)生被欺凌之間仍具有預(yù)測(cè)作用，且二者回歸系數(shù)均減少，故情緒調(diào)節(jié)自我效能感在父母信任和父母溝通與中學(xué)生被欺凌之間具有中介作用。父母信任和父母溝通正向預(yù)測(cè)情緒調(diào)節(jié)自我效能感，情緒調(diào)節(jié)自我效能感負(fù)向預(yù)測(cè)中學(xué)生被欺凌行為，這一邏輯關(guān)系也得到了相關(guān)研究的證實(shí)，即親子依戀?zèng)Q定了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的高低[22]，而情緒調(diào)節(jié)自我效能感又直接影響中學(xué)生被欺凌行為的發(fā)生[8]。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是，父母信任與父母溝通對(duì)中學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感的影響比父母疏離更大。這一結(jié)果也契合了依戀理論，即高父母信任和高父母溝通的安全型依戀的兒童將發(fā)展出自我效能感安全基地，這個(gè)安全基地將提高個(gè)體的情緒調(diào)節(jié)自我效能感，使其更能適應(yīng)學(xué)校環(huán)境，進(jìn)而使其卷入欺凌行為的可能性降低[23]。建立父母依戀與中學(xué)生被欺凌二元Logistic回歸模型，以及將情緒調(diào)節(jié)自我效能感納入回歸模型，均可發(fā)現(xiàn)模型聯(lián)合解釋力(NagelkerkeR2)小于0.1。這可能是由于本研究重在探討父母依戀與情緒調(diào)節(jié)自我效能感如何對(duì)中學(xué)生被欺凌行為產(chǎn)生影響，而沒有囊括影響校園欺凌行為的所有主要變量，因而表現(xiàn)出R2不大之結(jié)果。此外，本研究中進(jìn)行回歸分析的目的在于解釋自變量對(duì)因變量的影響，而不在于預(yù)測(cè)，因此這個(gè)R2值是可以接受的。