受欺負(fù)與青少年外化問(wèn)題關(guān)系的“健康環(huán)境悖論”：敵意性歸因的中介作用*

劉曉薇 潘 斌 陳 亮 李騰飛 紀(jì)林芹 張文新

(山東師范大學(xué)兒童青少年發(fā)展研究院，山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250014)

1 問(wèn)題提出

受欺負(fù)是指?jìng)€(gè)體受到力量較強(qiáng)同伴故意傷害的經(jīng)歷，常常具有重復(fù)發(fā)生性(Olweus，1993)。全世界范圍內(nèi)，約32%的兒童青少年會(huì)遭受他人的欺負(fù)(UNESCO，2019)；我國(guó)約1.5%～13.4%的兒童青少年會(huì)遭受同伴欺負(fù)(Zhang et al.，2016)。遭受同伴欺負(fù)會(huì)導(dǎo)致兒童青少年出現(xiàn)一系列心理社會(huì)適應(yīng)問(wèn)題，包括焦慮、抑郁等內(nèi)化問(wèn)題(Brendgen et al.，2013；Perren et al.，2013)以及攻擊、違紀(jì)等外化問(wèn)題(Casper & Card，2017；Sullivan et al.，2006)。然而，并非所有受欺負(fù)個(gè)體都會(huì)產(chǎn)生同等程度的適應(yīng)問(wèn)題，個(gè)體所處的生態(tài)環(huán)境可能會(huì)影響個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與適應(yīng)問(wèn)題的聯(lián)系(Bellmore et al.，2004；Huitsing et al.，2012)。近年來(lái)，越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)，在欺負(fù)、受欺負(fù)水平較低的環(huán)境中，受欺負(fù)的個(gè)體有更多適應(yīng)問(wèn)題，研究者將這一現(xiàn)象命名為“健康環(huán)境悖論” (Healthy context paradox) (Salmivalli，2018)。然而，在探討“健康環(huán)境悖論”這一現(xiàn)象時(shí)，研究者主要關(guān)注了班級(jí)環(huán)境在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與焦慮、抑郁、軀體化癥狀等內(nèi)化問(wèn)題關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用(Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)，而忽視了外化問(wèn)題這一重要的適應(yīng)指標(biāo)。更為重要的是，迄今為止，研究者對(duì)于健康環(huán)境影響個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題關(guān)系的發(fā)生機(jī)制所知甚少。鑒于此，本研究以5 年級(jí)至8 年級(jí)的青少年為研究對(duì)象，檢驗(yàn)班級(jí)環(huán)境(班級(jí)平均受欺負(fù)水平)在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題間的調(diào)節(jié)作用，并探討調(diào)節(jié)作用的發(fā)生機(jī)制。

1.1 健康環(huán)境悖論

班級(jí)是兒童青少年學(xué)習(xí)和活動(dòng)的重要場(chǎng)所，班級(jí)成員長(zhǎng)期處于同一班級(jí)中，有較多互動(dòng)(曾欣然等，2019)，并且受欺負(fù)的發(fā)生和持續(xù)會(huì)受到班級(jí)中同伴群體互動(dòng)的影響(Salmivalli，2010)，因此班級(jí)環(huán)境會(huì)對(duì)受欺負(fù)個(gè)體的心理社會(huì)適應(yīng)產(chǎn)生重要影響。通常來(lái)說(shuō)，欺負(fù)、受欺負(fù)水平較低的班級(jí)被認(rèn)為是一種健康、積極的環(huán)境，有利于兒童青少年的成長(zhǎng)和發(fā)展。但是，現(xiàn)實(shí)卻與此不完全一致，大量實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在“健康”的環(huán)境(如，平均欺負(fù)、受欺負(fù)水平較低的班級(jí)，成功開(kāi)展校園欺凌干預(yù)項(xiàng)目的班級(jí)或?qū)W校)中，受欺負(fù)者反而會(huì)產(chǎn)生更多適應(yīng)問(wèn)題(如，Bellmore et al.，2004；Garandeau et al.，2018；Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2019)。這一現(xiàn)象可能是個(gè)體與環(huán)境不匹配(misfit)造成的(Garandeau & Salmivalli，2019)。具體來(lái)說(shuō)，在受欺負(fù)事件的發(fā)生率相對(duì)較低的環(huán)境中，個(gè)體遭受欺負(fù)的經(jīng)歷是一種非“常態(tài)化”現(xiàn)象，與班級(jí)環(huán)境中受欺負(fù)發(fā)生率較低的現(xiàn)狀格格不入，因此受欺負(fù)的個(gè)體往往不被同伴接納，甚至?xí)獾酵榫芙^，出現(xiàn)一系列心理社會(huì)適應(yīng)問(wèn)題(Bellmore et al.，2004；Sentse et al.，2007)。

作為“健康環(huán)境悖論”的證據(jù)，以往研究表明健康環(huán)境能增強(qiáng)受欺負(fù)與內(nèi)化問(wèn)題的關(guān)系。Bellmore等人(2004)以77 個(gè)班級(jí)的6 年級(jí)學(xué)生為被試發(fā)現(xiàn)，在班級(jí)平均攻擊和受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，個(gè)體受欺負(fù)的經(jīng)歷與焦慮情緒的關(guān)聯(lián)更強(qiáng)；Gini 等人(2020)以6～10 年級(jí)學(xué)生為被試發(fā)現(xiàn)，在受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)的兒童青少年更可能報(bào)告軀體化問(wèn)題。近期的縱向研究也發(fā)現(xiàn)，在成功實(shí)施反欺負(fù)項(xiàng)目的學(xué)校和欺負(fù)發(fā)生率下降的學(xué)校中，持續(xù)受欺負(fù)的學(xué)生會(huì)報(bào)告更多抑郁癥狀與更低的自尊(Garandeau et al.，2018；Huitsing et al.，2019)。盡管已有研究考察了健康環(huán)境在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與焦慮、抑郁等內(nèi)化問(wèn)題關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用，但是很少有研究關(guān)注“健康環(huán)境悖論”在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與攻擊、違紀(jì)等外化問(wèn)題關(guān)系中的適用性。

1.2 受欺負(fù)與外化問(wèn)題關(guān)系的“健康環(huán)境悖論”

外化問(wèn)題是指向外部環(huán)境或他人的破壞性行為，包括攻擊行為和違紀(jì)行為(Achenbach，1985)。它會(huì)對(duì)兒童青少年當(dāng)前及未來(lái)發(fā)展產(chǎn)生巨大危害，甚至影響個(gè)體成年期的身心健康，導(dǎo)致違法犯罪等適應(yīng)問(wèn)題(Broidy et al.，2003；Odgers et al.，2008)。童年晚期至青少年早期是外化問(wèn)題發(fā)展的重要時(shí)期(Moffitt，1993)，這一時(shí)期外化問(wèn)題的發(fā)生率和嚴(yán)重程度均顯著增加(Petersen et al.，2015)，后期起始的外化問(wèn)題開(kāi)始出現(xiàn)(Odgers et al.，2008)。兒童青少年的受欺負(fù)經(jīng)歷是外化問(wèn)題的預(yù)測(cè)因素之一(元分析見(jiàn)Casper & Card，2017；Reijntjes et al.，2011)。遭受欺負(fù)后，個(gè)體可能會(huì)通過(guò)表現(xiàn)出一系列外化問(wèn)題行為，減少受欺負(fù)所帶來(lái)的不安、生氣等消極情緒(Kochenderfer-Ladd，2004；Sullivan et al.，2006)。此外，受欺負(fù)還會(huì)使個(gè)體與主流同伴群體疏離，喪失學(xué)習(xí)社交技能的機(jī)會(huì)，結(jié)交更多越軌同伴，從而導(dǎo)致受欺負(fù)的個(gè)體習(xí)得更多外化問(wèn)題(Rudolph et al.，2014)。與此相一致，Sullivan 等人(2006)的橫斷研究發(fā)現(xiàn)受身體欺負(fù)、受關(guān)系欺負(fù)與攻擊、違紀(jì)、煙酒使用等外化問(wèn)題存在正相關(guān)；Gregson 等人(2014)使用縱向研究設(shè)計(jì)亦發(fā)現(xiàn)，在控制了五年級(jí)的外化問(wèn)題后，自我報(bào)告的受欺負(fù)依然可以顯著預(yù)測(cè)六年級(jí)時(shí)母親報(bào)告和教師報(bào)告的外化問(wèn)題的增加。

受欺負(fù)與外化問(wèn)題間可能同樣存在“健康環(huán)境悖論”。由于班級(jí)環(huán)境與個(gè)體經(jīng)歷的不匹配會(huì)導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)一系列適應(yīng)問(wèn)題，健康環(huán)境中的受欺負(fù)個(gè)體也可能表現(xiàn)出更多外化問(wèn)題行為。以往研究中，僅有兩篇文獻(xiàn)為受欺負(fù)和外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”提供了證據(jù)。采用每日?qǐng)?bào)告設(shè)計(jì)，Nishina 和Juvonen (2005)以六年級(jí)學(xué)生為被試發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在日常生活中目睹較多欺負(fù)事件能緩沖自身受欺負(fù)經(jīng)歷所引發(fā)的憤怒情緒。雷靂等人(2004)調(diào)查了初一到初三82 個(gè)班級(jí)的4654 名學(xué)生，發(fā)現(xiàn)在平均攻擊水平較高的班級(jí)中，攻擊行為與受欺負(fù)的正向聯(lián)系較弱；而在平均攻擊水平較低的班級(jí)中，攻擊行為與受欺負(fù)的正向聯(lián)系較強(qiáng)。

本研究選擇班級(jí)平均受欺負(fù)水平作為健康環(huán)境的指標(biāo)(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，考察其在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題間的調(diào)節(jié)作用。班級(jí)平均受欺負(fù)水平是指班內(nèi)所有學(xué)生受欺負(fù)水平的平均值。盡管Nishina 和Juvonen (2005)以及雷靂等人(2004)的研究為受欺負(fù)與外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了支持，但二者均未直接測(cè)量班級(jí)平均受欺負(fù)水平。由于受欺負(fù)者的適應(yīng)問(wèn)題可能是由班級(jí)受欺負(fù)狀況與個(gè)體受欺負(fù)狀況之間的不匹配所導(dǎo)致的，因而相比其他指標(biāo)(如班級(jí)中的攻擊水平、目睹他人受欺負(fù))，班級(jí)平均受欺負(fù)水平與受欺負(fù)個(gè)體的適應(yīng)更加相關(guān)。因此，有必要進(jìn)一步探討班級(jí)平均受欺負(fù)水平在受欺負(fù)與外化問(wèn)題間的調(diào)節(jié)作用。

1.3 敵意性歸因在“健康環(huán)境悖論”中的中介作用

根據(jù)社會(huì)信息加工理論(social information processing，SIP)，社會(huì)信息加工過(guò)程中的缺陷，如敵意性線索注意偏向、敵意性歸因傾向，是受欺負(fù)經(jīng)歷導(dǎo)致外化問(wèn)題行為的發(fā)生機(jī)制(Crick & Dodge，1994；Dodge et al.，2006)。敵意性歸因是一種偏差性的歸因方式，指在面對(duì)他人模棱兩可的行為時(shí)，對(duì)他人的行為意圖給予更多敵意性解釋的傾向(Verhoef et al.，2019；張潔 等，2020)。受欺負(fù)經(jīng)歷易使個(gè)體對(duì)他人產(chǎn)生敵意性認(rèn)識(shí)(紀(jì)林芹 等，2012)，在編碼社會(huì)信息線索時(shí)更傾向于注意敵意性線索，在解釋社會(huì)信息線索中產(chǎn)生更多敵意性歸因傾向(Guy et al.，2017；van Reemst et al.，2016)。這些偏差性的認(rèn)知方式會(huì)導(dǎo)致個(gè)體表現(xiàn)出更多攻擊等外化問(wèn)題行為(Smeijers et al.，2019；Verhoef et al.，2019)。因此，敵意性歸因會(huì)在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的聯(lián)系中起中介作用。已有研究為此提供了實(shí)證證據(jù)：橫斷研究發(fā)現(xiàn)，敵意性歸因在受欺負(fù)與身體攻擊、關(guān)系攻擊之間起中介作用(Hoglund & Leadbeater，2007；Yeung & Leadbeater，2007)；一項(xiàng)三年的縱向研究設(shè)計(jì)同樣發(fā)現(xiàn)，5 年級(jí)時(shí)兒童的受欺負(fù)經(jīng)歷會(huì)使其在6 年級(jí)時(shí)產(chǎn)生更多敵意性歸因，從而導(dǎo)致他們7 年級(jí)時(shí)出現(xiàn)更多外化問(wèn)題(Perren et al.，2013)。

此外，受欺負(fù)個(gè)體對(duì)他人的意圖判斷還會(huì)受其所處同伴群體和班級(jí)環(huán)境的影響。根據(jù)社會(huì)比較理論(Wood，1989)，遭受同伴欺負(fù)后，個(gè)體會(huì)通過(guò)與其他同伴進(jìn)行比較，尋求關(guān)于受欺負(fù)事件的解釋(Schacter & Juvonen，2015；Visconti et al.，2013)。在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，大多數(shù)兒童不會(huì)受到其他同學(xué)的欺負(fù)，在此背景下，少數(shù)遭受欺負(fù)的學(xué)生會(huì)傾向于認(rèn)為自己被其他同伴故意針對(duì)(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，因而更有可能認(rèn)為其他同伴的行為是對(duì)自己有敵意的，長(zhǎng)此以往，他們會(huì)形成敵意性歸因的認(rèn)知傾向。相反，在平均受欺負(fù)水平較高的班級(jí)中，受欺負(fù)的個(gè)體會(huì)意識(shí)到受欺負(fù)是一件普遍的事情，自己并不是唯一受欺負(fù)的學(xué)生(Brendgen et al.，2013)，這可能會(huì)緩解受欺負(fù)引發(fā)的敵意性歸因。盡管已有研究未直接考察班級(jí)環(huán)境對(duì)受欺負(fù)與敵意性歸因關(guān)系的影響，但綜合社會(huì)信息加工理論和關(guān)于受欺負(fù)個(gè)體歸因方式的研究，我們推斷，健康環(huán)境可能會(huì)使受欺負(fù)個(gè)體更加傾向于進(jìn)行敵意性歸因，進(jìn)而導(dǎo)致其表現(xiàn)出更多外化問(wèn)題。

1.4 小結(jié)

以往研究發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)個(gè)體的適應(yīng)更差，但已有研究尚未考察班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)受欺負(fù)個(gè)體外化問(wèn)題的影響及其作用機(jī)制。本研究采用5～8 年級(jí)兒童青少年作為被試，探討班級(jí)平均受欺負(fù)水平在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，并檢驗(yàn)敵意性歸因是否中介班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)水平與外化問(wèn)題的調(diào)節(jié)作用。綜合已有理論和相關(guān)實(shí)證研究的結(jié)果，本研究假設(shè)：(1)班級(jí)平均受欺負(fù)水平能調(diào)節(jié)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷和外化問(wèn)題之間的關(guān)系，在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)個(gè)體可能表現(xiàn)出更多外化問(wèn)題；(2)在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)經(jīng)歷會(huì)增加個(gè)體的敵意性歸因，使他們表現(xiàn)出更多外化問(wèn)題行為(如圖1 所示)。為保證研究結(jié)果的可靠性，我們控制了可能會(huì)影響受欺負(fù)與外化問(wèn)題關(guān)系的變量。由于相對(duì)于女生，男生表現(xiàn)出更多外化問(wèn)題(Sullivan et al.，2006)，因此在個(gè)體水平上我們控制了性別的作用。由于父母較高的受教育水平與兒童外化問(wèn)題間可能存在負(fù)向關(guān)聯(lián)(Karriker-Jaffe et al.，2020)，因此本研究控制了父母受教育水平對(duì)外化問(wèn)題的預(yù)測(cè)效應(yīng)。另外，受欺負(fù)和適應(yīng)之間的關(guān)系可能會(huì)受到年級(jí)、班級(jí)規(guī)模的影響(Saarento et al.，2015；Vaillancourt et al.，2013)，因此在班級(jí)水平上，我們控制了年級(jí)、班級(jí)規(guī)模的效應(yīng)。

圖1 班級(jí)平均受欺負(fù)水平會(huì)影響受欺負(fù)個(gè)體外化問(wèn)題的作用機(jī)制

2 方法

2.1 被試

使用整群取樣，選取山東省濟(jì)南市和泰安市5所學(xué)校的47 個(gè)班級(jí)的中小學(xué)學(xué)生為被試，每班人數(shù)18～50 人不等。本研究共獲有效的自我報(bào)告問(wèn)卷1764 份，其中男生956 人(54.2%)，女生808 人(45.8%)。測(cè)查范圍為 5～8 年級(jí)，分別為 470 人(26.6%)、400 人(22.7%)、472 人(26.8%)與422 人(23.9%)，平均年齡14.46 ± 1.21 歲。樣本中，父親受教育水平在本科及本科以上者占40.3%，本科以下且高中以上者(含高中畢業(yè)生)占44.0%，高中以下者占12.3%；母親受教育水平在本科及本科以上者占28.5%，本科以下且高中以上者(含高中畢業(yè)生)占49.2%，高中以下者占14.5%。

2.2 研究變量

2.2.1 外化問(wèn)題

使用Achenbach 和Rescorla (2001)編制修訂的兒童行為核查表青少年自我報(bào)告版(Child Behavior Checklist-Youth Self-Report，CBCL-YSR)中文版測(cè)查青少年外化問(wèn)題行為。量表包含攻擊行為和違紀(jì)行為兩個(gè)維度，共32 題。其中，攻擊行為分量表包含17 個(gè)題項(xiàng)(如，“我在家里不聽(tīng)話”)。違紀(jì)行為分量表包含15 個(gè)題項(xiàng)(如，“我做錯(cuò)了事以后不感到內(nèi)疚”)。量表采用3 點(diǎn)計(jì)分，分別是“0=不符合”、“1=有點(diǎn)符合”和“2=完全符合”，平均得分越高表明被試外化問(wèn)題越多。該量表在中國(guó)青少年中應(yīng)用廣泛(Chen et al.，2015)。本研究中，該量表結(jié)構(gòu)效度較 好，χ/

df

=3.49，CFI=0.901，TLI=0.893，RMSEA=0.039，SRMR=0.098，Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

2.2.2 個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷

本研究使用張文新和武建芬(1999)修訂的Olweus 欺負(fù)受欺負(fù)量表(Olweus Bullying Victimization Questionnaire)中文版中的受欺負(fù)問(wèn)卷來(lái)評(píng)估被試本學(xué)期在學(xué)校中的受欺負(fù)狀況。在問(wèn)卷施測(cè)前，首先由主試說(shuō)明欺負(fù)的定義，強(qiáng)調(diào)欺負(fù)的故意傷害性、力量不平衡性和重復(fù)發(fā)生性，并要求被試根據(jù)題目要求評(píng)估自身受到身體欺負(fù)(如，“某些同學(xué)打、踢、推、撞或者威脅我”)、言語(yǔ)欺負(fù)(如，“別人給我起難聽(tīng)的外號(hào)罵我，或者取笑和諷刺我”)與間接欺負(fù)(如，“其他同學(xué)故意不讓我參加某些活動(dòng)，把我排斥在他們的朋友之外，或者讓他(們)的朋友完全不理睬我”)的情況。量表共6 個(gè)項(xiàng)目，采用5 點(diǎn)計(jì)分。要求被試從“0=本學(xué)期沒(méi)有發(fā)生過(guò)”到“4=一周好幾次”之間做出選擇，平均得分越高表明被試受欺負(fù)越頻繁。該量表適用于中國(guó)青少年，且具有良好的信效度(Zhou et al.，2017)。本研究中，驗(yàn)證性因素分析發(fā)現(xiàn)，該量表模型擬合較好，χ/

df

=3.103，CFI=0.996，TLI=0.989，RMSEA=0.035，SRMR=0.011，Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.3 班級(jí)平均受欺負(fù)水平

參考已有研究(Gini et al.，2020；Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，將班級(jí)內(nèi)所有學(xué)生受欺負(fù)量表得分的平均數(shù)作為班級(jí)受欺負(fù)水平的指標(biāo)。

2.2.4 敵意性歸因

使用張潔等(2020)修訂的關(guān)于模糊沖突情景的潛在歸因評(píng)估量表(Assessment of Intent Attributions for Ambiguous Provocation Situations) (Nelson et al.，2008)。該量表包含12 種情景，要求被試判斷情景中的人物是否做出了惡意的行為(0=沒(méi)有惡意的，1=懷有惡意的)。量表包括工具性激惹情景和關(guān)系性激惹情景兩個(gè)維度，平均分?jǐn)?shù)越高表示敵意性歸因水平越高。本研究中，該量表結(jié)構(gòu)效度良好，χ/

df

=4.552，CFI=0.956，TLI=0.946，RMSEA=0.046，SRMR=0.030，Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

2.2.5 控制變量

個(gè)體水平變量，包括學(xué)校、年級(jí)、班級(jí)、性別等信息，均由自我報(bào)告；此外，父母受教育水平由父母報(bào)告。班級(jí)水平上的控制變量班級(jí)規(guī)模以每個(gè)施測(cè)班級(jí)的人數(shù)作為指標(biāo)。

2.3 研究程序

本研究使用問(wèn)卷收集數(shù)據(jù)。施測(cè)前，由受過(guò)培訓(xùn)的班主任將知情同意書(shū)發(fā)放給學(xué)生，由學(xué)生帶回家后，請(qǐng)家長(zhǎng)簽署知情同意書(shū)并回收。學(xué)生作答問(wèn)卷時(shí)，由發(fā)展與教育心理學(xué)專業(yè)的研究生及教師擔(dān)任主試，在班級(jí)中進(jìn)行集體作答。在學(xué)生開(kāi)始回答問(wèn)卷前，先由主試?yán)首x包括欺負(fù)的定義在內(nèi)的指導(dǎo)語(yǔ)，以確保被試正確理解題目，施測(cè)完成后統(tǒng)一回收問(wèn)卷，測(cè)查過(guò)程中班主任及其他教師均不在場(chǎng)。

2.4 數(shù)據(jù)處理

研究使用SPSS 25.0 與Mplus 8.0 處理數(shù)據(jù)?？紤]到數(shù)據(jù)的嵌套性質(zhì)，本研究采用多層結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。第一步，建立零模型，計(jì)算敵意性歸因與外化問(wèn)題的跨層相關(guān)(Intraclass Correlation，ICC)；第二步，在模型中加入性別、父母受教育水平、個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷建立個(gè)體水平模型(M1)，考察個(gè)體水平變量對(duì)外化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用；第三步，加入年級(jí)、班級(jí)規(guī)模和班級(jí)平均受欺負(fù)水平，建立班級(jí)水平模型(M2)，考察班級(jí)水平變量對(duì)外化問(wèn)題的主效應(yīng)及其在個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷和外化問(wèn)題關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用；第四步，在模型中加入敵意性歸因作為中介變量，建立有中介的調(diào)節(jié)模型(M3)，考察敵意性歸因能否中介班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷和外化問(wèn)題關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型中，對(duì)性別和年級(jí)進(jìn)行了虛擬編碼(男=0，女=1；5、6 年級(jí)=0，7、8 年級(jí)=1)，并參考已有研究(曹叢 等，2016)，將父母受教育水平依照從低到高賦值(將“小學(xué)或小學(xué)以下”、“初中(含初中未畢業(yè))”、“高中或中專(含高中未畢業(yè))”、“大專(含夜大、電大)”、“大學(xué)本科”、“研究生(碩士或博士)”依次賦值1～6)。個(gè)體受欺負(fù)水平與父母受教育水平進(jìn)行組平均中心化，班級(jí)受欺負(fù)水平與班級(jí)規(guī)模進(jìn)行總平均中心化。為了減小數(shù)據(jù)偏態(tài)對(duì)模型估計(jì)的影響，采用穩(wěn)健最大似然估計(jì)進(jìn)行估計(jì)(Maximum Likelihood Estimation with Robust Standard Errors，MLR) (Muthén & Muthén，2012)。

在本研究中，個(gè)體受欺負(fù)水平缺失數(shù)據(jù)占1.93%，敵意性歸因占3.46%，自我報(bào)告的外化問(wèn)題占3.23%?？紤]到缺失值的影響，研究采用Little的MCAR (Missing Completely at Random)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)為隨機(jī)缺失，χ(8)=9.92，

p

=0.27。采用獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，存在缺失數(shù)據(jù)和沒(méi)有缺失數(shù)據(jù)的被試在受欺負(fù)、敵意性歸因及外化問(wèn)題上無(wú)顯著差異，|

t

| < 1.68，

p

> 0.097，|

d

| < 0.15。為了減少缺失數(shù)據(jù)對(duì)模型估計(jì)的影響，本研究使用 EM 算法(Expectation Maximization Algorithm)插補(bǔ)缺失值。另外，由于本研究的數(shù)據(jù)均為自我報(bào)告，因此采用Harman 單因子法對(duì)自我報(bào)告變量進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)(Podsakoff et al.，2003)，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子共4 個(gè)，第一因子的變異解釋率為21.00%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此不存在顯著共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 初步分析

各變量平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表1。在個(gè)體水平上，相比男生，女生受欺負(fù)較少，

t

(1754.36)=4.29，

p

< 0.001，

d

=0.20；外化問(wèn)題較少，

t

(1736.39)=2.86，

p

=0.004，

d

=0.14。個(gè)體受欺負(fù)水平、敵意性歸因、外化問(wèn)題有顯著正相關(guān)(見(jiàn)表1)。對(duì)于班級(jí)水平變量，相比小學(xué)，初中年級(jí)的個(gè)體受欺負(fù)水平較低，

t

(1707.48)=2.66，

p

=0.008，

d

=0.13。

3.2 多水平結(jié)構(gòu)方程模型

3.2.1 零模型(The null model)

敵意性歸因與外化問(wèn)題的ICC 分別為0.030 和0.038，這意味著中介變量和結(jié)果變量分別有3.0%、3.8%的班級(jí)水平變異。此外，根據(jù)Peugh (2010)的建議，當(dāng)樣本的設(shè)計(jì)效應(yīng)(design effect)大于2 時(shí)，需要采用多水平模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，以避免統(tǒng)計(jì)偏差。由ICC 和群組樣本量計(jì)算得到，敵意性歸因與外化問(wèn)題的設(shè)計(jì)效應(yīng)分別是2.10 和2.39。因此，考慮到本研究的研究問(wèn)題、數(shù)據(jù)的嵌套性質(zhì)以及數(shù)據(jù)設(shè)計(jì)效應(yīng)大于2，本研究適合使用多水平模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析(Julian，2001；Peugh，2010；Selig et al.，2008)。

3.2.2 個(gè)體水平模型

首先，在零模型中加入變量性別、父母受教育水平、個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷，考察個(gè)體水平的變量對(duì)外化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用，建立個(gè)體水平模型M1。結(jié)果顯示，控制了性別及父母受教育水平后，個(gè)體受欺負(fù)水平與外化問(wèn)題存在顯著正向關(guān)聯(lián)(

b

=0.081，

SE

=0.015，

p

< 0.001)，個(gè)體水平的變量解釋了11.07%的外化問(wèn)題個(gè)體水平的變異。接下來(lái)，建立隨機(jī)斜率模型，即允許個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷?外化問(wèn)題斜率隨機(jī)估計(jì)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受欺負(fù)和外化問(wèn)題的關(guān)系存在顯著的班級(jí)間差異(

Var

=0.007，

p

=0.002)。

3.2.3 班級(jí)水平模型

為考察班級(jí)平均受欺負(fù)水平在受欺負(fù)與外化問(wèn)題間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在個(gè)體水平模型的基礎(chǔ)上，加入班級(jí)平均受欺負(fù)水平等班級(jí)水平變量作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建模型M2。如表2 中M2 所示，班級(jí)受欺負(fù)水平對(duì)外化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用不顯著(

b

=0.094，

SE

=0.056，

p

=

0.094)，班級(jí)平均受欺負(fù)水平和個(gè)體受欺負(fù)水平的交互項(xiàng)顯著預(yù)測(cè)外化問(wèn)題(

b

=–0.263，

SE

=0.110，

p

=0.017)。班級(jí)水平的變量解釋了外化問(wèn)題21.91%的班級(jí)水平的變異，解釋了個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷?外化問(wèn)題的斜率 43.38%的變異。根據(jù)Aiken 和West (1991)的建議，分別考察班級(jí)平均受欺負(fù)水平平均數(shù) ± 1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的關(guān)系。如圖2 所示，簡(jiǎn)單斜率分析發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負(fù)水平較高的班級(jí)中，受欺負(fù)與外化問(wèn)題的關(guān)系相對(duì)較弱(

b

=0.035，

SE

=0.013，

p

=0.005)；但平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的關(guān)系更強(qiáng)(

b

=0.101，

SE

=0.025，

p

< 0.001)。進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)者與外化問(wèn)題的斜率顯著大于平均受欺負(fù)水平較高的班級(jí)中二者的斜率(

b

=0.066，

SE

=0.027，

p

=0.017)。這些結(jié)果表明，班級(jí)平均受欺負(fù)水平緩沖了個(gè)體受欺負(fù)水平與外化問(wèn)題的正向關(guān)聯(lián)，支持了“健康環(huán)境悖論”的假設(shè)。

表1 個(gè)體水平與班級(jí)水平變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)

表2 多水平結(jié)構(gòu)方程模型

圖2 班級(jí)平均受欺負(fù)水平調(diào)節(jié)受欺負(fù)與外化問(wèn)題的關(guān)系

3.2.4 有中介的調(diào)節(jié)模型

為檢驗(yàn)班級(jí)平均受欺負(fù)水平影響受欺負(fù)與外化問(wèn)題的作用機(jī)制，在模型中加入敵意性歸因，構(gòu)建有中介的調(diào)節(jié)模型M3。若班級(jí)平均受欺負(fù)水平與個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷對(duì)敵意性歸因的交互項(xiàng)和敵意性歸因?qū)ν饣瘑?wèn)題的系數(shù)乘積顯著，且95%置信區(qū)間中不包含0，則表示有中介的調(diào)節(jié)模型成立。如表2 中M3 所示，班級(jí)平均受欺負(fù)水平顯著負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系(

b

=–0.470，

SE

=0.107，

p

< 0.001)。如圖3 所示，簡(jiǎn)單斜率分析發(fā)現(xiàn)，在平均受欺負(fù)水平較高的班級(jí)中，個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系相對(duì)較弱(

b

=0.107，

SE

=0.020，

p

< 0.001)；在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與敵意性歸因的關(guān)系更強(qiáng)(

b

=0.224，

SE

=0.030，

p

< 0.001)。進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中受欺負(fù)者與敵意性歸因的斜率顯著大于平均受欺負(fù)水平較高的班級(jí)中二者的斜率(

b

=0.117，

SE

=0.027，

p

< 0.001)。另外，如表2 中M3 所示，敵意性歸因與外化問(wèn)題存在顯著的正向關(guān)聯(lián)(

b

=0.161，

SE

=0.028，

p

< 0.001)。班級(jí)平均受欺負(fù)水平與個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷的交互項(xiàng)通過(guò)敵意性歸因影響個(gè)體外化問(wèn)題的間接效應(yīng)為–0.076 (

p

=0.001，95% CI [–0.122，–0.029])，占總效應(yīng)的28.90%。由于中介效應(yīng)的置信區(qū)間中不包含0，因此，班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的調(diào)節(jié)效應(yīng)是通過(guò)敵意性歸因?qū)崿F(xiàn)的。個(gè)體水平的變量解釋了敵意性歸因8.20%的個(gè)體水平的變異，班級(jí)水平的變量解釋了敵意性歸因37.67%的班級(jí)水平的變異，解釋了個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷?敵意性歸因的斜率51.90%的變異。個(gè)體水平的變量解釋了外化問(wèn)題14.28%的個(gè)體水平的變異，班級(jí)水平的變量解釋了外化問(wèn)題21.67%的班級(jí)水平的變異，解釋了受欺負(fù)?外化問(wèn)題的斜率39.81%的變異。該結(jié)果表明，敵意性歸因在“健康環(huán)境悖論”中起到了中介作用，低班級(jí)平均受欺負(fù)水平會(huì)通過(guò)提高受欺負(fù)個(gè)體的敵意性歸因，增加其外化問(wèn)題行為。

圖3 班級(jí)平均受欺負(fù)水平調(diào)節(jié)受欺負(fù)與敵意性歸因的關(guān)系

4 討論

本研究的目的是考察班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷和外化問(wèn)題關(guān)系的影響，以及敵意性歸因在其中的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，班級(jí)平均受欺負(fù)水平會(huì)調(diào)節(jié)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題之間的關(guān)系，在班級(jí)平均受欺負(fù)水平低的班級(jí)中，個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的關(guān)聯(lián)更強(qiáng)；此外，較低的班級(jí)平均受欺負(fù)水平通過(guò)增加受欺負(fù)者的敵意性歸因，進(jìn)而預(yù)測(cè)其外化問(wèn)題行為。這些研究結(jié)果為個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題間的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了進(jìn)一步的證據(jù)，并首次驗(yàn)證了敵意性歸因的中介作用。

4.1 班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)受欺負(fù)個(gè)體外化問(wèn)題的調(diào)節(jié)作用

與我們的假設(shè)和前人研究結(jié)果一致(雷靂 等，2004；Nishina & Juvonen，2005)，本研究發(fā)現(xiàn)在健康環(huán)境下(即，低班級(jí)平均受欺負(fù)水平)，受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的關(guān)聯(lián)更強(qiáng)。如圖2 所示，簡(jiǎn)單斜率結(jié)果顯示，對(duì)于一月兩三次或更頻繁地受到欺負(fù)的兒童青少年來(lái)說(shuō)，處于平均受欺負(fù)水平較低的健康環(huán)境可能會(huì)使他們表現(xiàn)出更多的外化問(wèn)題。這一結(jié)果也為受欺負(fù)與外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象提供了進(jìn)一步的證據(jù)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因有二：首先，個(gè)體受欺負(fù)的經(jīng)歷與所在班級(jí)受欺負(fù)水平較低的現(xiàn)狀并不匹配，使得受欺負(fù)者表現(xiàn)出更多適應(yīng)問(wèn)題(Sentse et al.，2007)；其次，在健康環(huán)境中，班級(jí)中同樣受欺負(fù)的個(gè)體數(shù)量較少，受欺負(fù)者缺乏同樣受欺負(fù)的同伴作為社會(huì)比較對(duì)象，他們只能與其他未受欺負(fù)者進(jìn)行向上的社會(huì)比較，這會(huì)導(dǎo)致出現(xiàn)較多的消極情緒問(wèn)題(Brendgen et al.，2013；Gerber et al.，2018)，從而使其出現(xiàn)一系列外化問(wèn)題。需要說(shuō)明的是，本研究是一項(xiàng)橫斷研究，因此本研究并不能排除另一種可能的假設(shè)，即在平均受欺負(fù)較低班級(jí)中，有外化問(wèn)題的個(gè)體更有可能遭受他人的欺負(fù)(Garandeau & Salmivalli，2019；雷靂 等，2004)。未來(lái)研究中，有必要采用縱向研究設(shè)計(jì)，進(jìn)一步揭示班級(jí)平均受欺水平在受欺負(fù)與外化問(wèn)題雙向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

我們還發(fā)現(xiàn)，班級(jí)水平的變量解釋了個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷?外化問(wèn)題的斜率43.38%的變異。這一結(jié)果與相關(guān)研究中所獲得效果量大小相類似。比如，Bellmore 等(2004)發(fā)現(xiàn)，班級(jí)水平的變量解釋了個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷?焦慮的斜率40.76%的變異；雷靂等(2004)發(fā)現(xiàn)，班級(jí)水平的變量解釋了攻擊?個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷的斜率46.38%的變異。這些結(jié)果進(jìn)一步證明了本研究結(jié)果的可靠性。綜上所述，我們認(rèn)為健康環(huán)境不僅會(huì)使受欺負(fù)者表現(xiàn)出更多內(nèi)化問(wèn)題，還會(huì)使其出現(xiàn)更多的外化問(wèn)題。這些結(jié)果說(shuō)明，兒童青少年的心理社會(huì)適應(yīng)不僅取決于自身經(jīng)歷，還與其所處情境密切相關(guān)。

本研究將班級(jí)環(huán)境作為一個(gè)整體，考察了班級(jí)整體的受欺負(fù)狀況對(duì)受欺負(fù)個(gè)體適應(yīng)的影響，可能會(huì)忽視班級(jí)中不同同伴所產(chǎn)生影響的差異性。例如，Brendgen 等人(2013)發(fā)現(xiàn)，班級(jí)中不同同伴的受欺負(fù)狀況對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與攻擊間關(guān)系的影響可能存在差異：親密朋友受欺負(fù)的經(jīng)歷可能會(huì)增強(qiáng)受欺負(fù)與攻擊行為關(guān)系；但班內(nèi)其他同學(xué)的受欺負(fù)情況不能影響受欺負(fù)與攻擊行為的關(guān)系。因此，為加深對(duì)健康環(huán)境悖論的理解，未來(lái)研究需要進(jìn)一步比較班級(jí)中不同類型的同伴對(duì)受欺負(fù)者心理社會(huì)適應(yīng)的影響。

4.2 敵意性歸因?qū)Α敖】淡h(huán)境悖論”的中介作用

為揭示受欺負(fù)與外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象的作用機(jī)制，我們檢驗(yàn)了敵意性歸因的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在健康環(huán)境下，受欺負(fù)的個(gè)體可能更傾向于將其他意圖模糊的行為解釋為敵意性行為。造成這一結(jié)果的原因可能是，在相對(duì)健康的環(huán)境中，受欺負(fù)個(gè)體缺少同樣受欺負(fù)的同伴作為社會(huì)比較的對(duì)象，因而他們會(huì)感到自己被其他同學(xué)刻意針 對(duì)(Huitsing et al.，2012；Schacter & Juvonen，2015)，從而形成了敵意性歸因傾向。

此外，與已有研究結(jié)果相一致(Hoglund &Leadbeater，2007；Perren et al.，2013；Yeung &Leadbeater，2007)，本研究同樣發(fā)現(xiàn)青少年敵意性歸因能夠預(yù)測(cè)其外化問(wèn)題。敵意性歸因與外化問(wèn)題的關(guān)聯(lián)可以由社會(huì)信息加工理論解釋：在社會(huì)信息加工過(guò)程中，青少年對(duì)社會(huì)線索的敵意性解釋會(huì)影響隨后的目標(biāo)確定、反應(yīng)生成等一系列信息加工過(guò)程，并最終導(dǎo)致攻擊等外化問(wèn)題(Crick & Dodge，1994)。這些結(jié)果提示我們，對(duì)于攻擊等外化問(wèn)題的干預(yù)可以從降低兒童青少年的敵意性歸因入手。

綜上所述，班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷和外化問(wèn)題的調(diào)節(jié)作用是通過(guò)敵意性歸因的中介作用實(shí)現(xiàn)的。這一研究結(jié)果首次揭示了受欺負(fù)與外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象的發(fā)生機(jī)制，闡明了班級(jí)平均受欺負(fù)水平如何影響受欺負(fù)個(gè)體的外化問(wèn)題。然而，本研究中的敵意性歸因僅解釋了健康環(huán)境在受欺負(fù)與外化問(wèn)題間的調(diào)節(jié)效應(yīng)28.90%的變異，這意味著受欺負(fù)與外化問(wèn)題的“健康環(huán)境悖論”可能還存在其他機(jī)制。根據(jù)社會(huì)信息加工理論(Crick & Dodge，1994)，受欺負(fù)經(jīng)歷還會(huì)導(dǎo)致個(gè)體更易注意消極線索(Vythilingam et al.，2007)、對(duì)他人產(chǎn)生更多消極評(píng)價(jià)(紀(jì)林芹 等，2012)等。那么，健康環(huán)境在受欺負(fù)與外化問(wèn)題之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否也會(huì)通過(guò)上述認(rèn)知因素發(fā)揮作用，還有待未來(lái)進(jìn)一步研究和探討。

4.3 實(shí)踐啟示、局限及未來(lái)研究的展望

本研究結(jié)果拓展和深化了已有研究關(guān)于班級(jí)環(huán)境與受欺負(fù)者的心理社會(huì)適應(yīng)關(guān)系的認(rèn)識(shí)，并對(duì)受欺負(fù)者的干預(yù)具有一定的實(shí)踐意義。首先，欺負(fù)干預(yù)相關(guān)的實(shí)踐人員應(yīng)重視健康環(huán)境下受欺負(fù)者的心理健康問(wèn)題。在欺負(fù)預(yù)防與干預(yù)過(guò)程中，欺負(fù)發(fā)生率降低、受欺負(fù)者減少是一個(gè)必然過(guò)程，但在此過(guò)程中仍然經(jīng)受欺負(fù)的個(gè)體可能會(huì)表現(xiàn)出更多情緒問(wèn)題和行為問(wèn)題。因此，教師在改善班級(jí)環(huán)境的同時(shí)，需要更加積極地關(guān)注仍然受到欺負(fù)的學(xué)生的心理狀況和行為表現(xiàn)，及時(shí)察覺(jué)可能出現(xiàn)的狀況并對(duì)此進(jìn)行針對(duì)性干預(yù)。其次，在受欺負(fù)個(gè)體的干預(yù)過(guò)程中，教師應(yīng)幫助學(xué)生形成恰當(dāng)?shù)臍w因方式。具體來(lái)說(shuō)，在欺負(fù)事件發(fā)生后，教師可以向受欺負(fù)的學(xué)生說(shuō)明，有很多人曾和他面臨著同樣的問(wèn)題，并成功擺脫了困境(Schacter & Juvonen，2015)，從而使受欺負(fù)的學(xué)生認(rèn)識(shí)到自己沒(méi)有受到他人刻意針對(duì)，并可以通過(guò)自身努力解決受欺負(fù)的問(wèn)題。另外，在日常教學(xué)工作中，教師可通過(guò)設(shè)計(jì)旨在促進(jìn)同學(xué)之間積極互動(dòng)的游戲和活動(dòng)，幫助學(xué)生建立良好的同伴信念，降低受欺負(fù)個(gè)體的敵意性歸因傾向。

需要注意的是，本文尚存在一些局限，有待未來(lái)研究改善。首先，本研究采用橫斷研究設(shè)計(jì)，因此研究中僅揭示了受欺負(fù)、敵意性歸因與兒童青少年外化問(wèn)題的同時(shí)性關(guān)系。如已有研究所表明的，受欺負(fù)、敵意性歸因與兒童青少年外化問(wèn)題可能存在復(fù)雜的雙向關(guān)系(Lansford et al.，2010；van Lier &Koot，2010)。因此，未來(lái)有必要采用縱向設(shè)計(jì)，考察個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷、敵意性歸因、外化問(wèn)題和班級(jí)平均受欺負(fù)水平間是否存在相互影響。第二，本研究?jī)H采用自我報(bào)告法測(cè)量了外化問(wèn)題。受社會(huì)期望效應(yīng)的影響，個(gè)體可能有意遮掩自身的問(wèn)題行為，或者只報(bào)告較嚴(yán)重的問(wèn)題行為(陳光輝 等，2009)。未來(lái)研究可以考慮采用同伴評(píng)定法和教師報(bào)告法等測(cè)量?jī)和嗌倌晖饣瘑?wèn)題。

5 結(jié)論

本研究探討了受欺負(fù)與外化問(wèn)題關(guān)系的“健康環(huán)境悖論”現(xiàn)象及其發(fā)生機(jī)制，得出如下結(jié)論：

(1)班級(jí)平均受欺負(fù)水平能調(diào)節(jié)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的關(guān)系：在平均受欺負(fù)水平較低的班級(jí)中，受欺負(fù)個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更多的外化問(wèn)題；

(2)班級(jí)平均受欺負(fù)水平對(duì)個(gè)體受欺負(fù)經(jīng)歷與外化問(wèn)題的調(diào)節(jié)作用是通過(guò)敵意性歸因?qū)崿F(xiàn)的，較低班級(jí)平均受欺負(fù)水平會(huì)通過(guò)增強(qiáng)受欺負(fù)個(gè)體的敵意性歸因，進(jìn)而增加其外化問(wèn)題。