父母依戀與中學生被欺凌行為的關系：情緒調節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.遵義師范學院 教師教育學院，貴州 遵義 563006； 2.貴州師范大學 心理學部，貴州 貴陽 550001；3.遵義市第四初級中學，貴州 遵義 563006； 4.山東理工職業學院 宣傳部，山東 濟寧 272000)

近年來，校園欺凌事件頻發引發社會各界的高度關注。聯合國教科文組織于2019年發布的《數字背后：結束校園暴力和欺凌》報告顯示，僅在2019年1月就有約32%的學生遭受欺凌，其中約三成學生遭受身體欺凌[1]。可見，校園欺凌現象十分嚴重。

校園欺凌是指一方一次或數次故意在學校范圍內通過肢體或語言等手段導致另一方身體或心理受到傷害[2]。有研究表明，校園欺凌會導致欺凌者和被欺凌者的身心受到不同程度的影響，其中，被欺凌者更易產生情緒調節困難、抑郁、低自尊、緊張等內化問題，甚至出現輕生念頭及行為[3]。張文新等[4]的研究表明，內因和外因是導致校園欺凌發生的兩個重要因素，內因指認知、情緒和人格等個體因素，外因指學校、家庭和社會等環境因素。家庭是導致欺凌產生的重要外在因素之一，校園欺凌中欺凌角色的個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境因素是指個體與父母之間建立的情感紐帶[5]。依戀理論認為，兒童將來處理人際關系的“內部工作模型”是兒童早期與看護人之間形成的依戀強度的結果。不安全或不完善的內部工作模型都可能導致兒童在學校里產生不良的人際關系、不安全行為和不安行為，最終導致欺凌或被欺凌事件的發生[6]。情緒調節自我效能感是校園欺凌產生的內在本質因素之一，是指個體能有效調節自身情緒狀態的自信程度，這種自信程度可對個體的身心健康和各種社會心理功能產生直接或間接的影響[7]。研究發現，情緒調節自我效能感能潛在減少校園欺凌的發生[8]。生態系統理論認為，家庭作為個體成長過程中至關重要的微觀系統，對個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中形成的一種特殊的心理關系，其通過極其復雜的方式與家庭系統影響個體的情緒調節能力，進而影響其情緒健康[10]。

綜上，父母依戀對中學生被欺凌行為有預測作用，情緒調節自我效能感在父母依戀和中學生被欺凌行為間發揮部分中介作用。為檢驗這一假設，本研究通過問卷法對中學生群體進行調查，利用路徑分析技術考察父母依戀對中學生被欺凌行為的影響，并檢驗情緒調節自我效能感在二者間的中介效應。

一、對象與方法

(一)對象

本研究組于2019年 7月上旬至2019年12月下旬，采用分層隨機抽樣的方法，按照城鎮、農村不同的地域分布，分別選取貴州省遵義市、貴陽市、畢節市等8所初、高中的2 830名中學生作為施測對象，在對施測對象說明本研究的匿名性、保密性以及學術性的基礎上，以班級為單位進行集中施測。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，留守學生702人，占24.8%；非留守學生2 128人，占75.2%。在學段分布上，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

調查問卷主要包括兩部分。第一部分為人口學信息，第二部分由欺負行為調查問卷(中學版)、親子依戀量表以及情緒調節自我效能感量表組成。

本研究采用陳世平修訂的Smith版欺負行為調查問卷(中學版)[11]，共20個題目，4個分量表分別為關于朋友、關于被欺凌、關于欺負、關于旁觀者。將第3題“本學期你在學校被同學欺負過嗎？”和第15題“本學期你欺負過其他同學嗎？”作為劃分欺凌角色的標準，即第3題中選擇①②任意一項的為未涉及者，選擇③④⑤任意一項為被欺凌者；第15題中選擇①②任意一項為未涉及者，選擇③④⑤任意一項為欺凌者，選擇了第3題③④⑤任意一項且選擇了第15題③④⑤任意一項的既是欺凌者也是被欺凌者。本研究的數理分析部分將第3題被欺凌的發生頻率作為二分因變量，即選擇①記為“否”，選擇②③④⑤中任意一項記為“是”。該問卷的總重測信度系數為0.663，具有較高的可靠性。本研究中該問卷的Cronbach’α系數為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行施測，其中，父子依戀與母子依戀分量表各25個題目，包括父母信任、父母溝通和父母疏離三個維度。該量表采用李克特5點計分法，個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系數為0.869，母親依戀、父親依戀分量表Cronbach’α系數為0.761、0.757[12]，本研究中Cronbach’α系數分別為0.880、0.886。

情緒調節自我效能感采用俞國良等于2009年翻譯并修訂的情緒調節自我效能感量表( Regulatory Emotional Self-efficacy Scale，RESE)[13]。該量表共12個題目，三個維度。該量表Cronbach’α系數為0.850，在本研究中Cronbach’α系數為0.860。

本研究采用SPSS 21.0進行數據錄入后，使用卡方檢驗對四種欺凌角色在人口學資料上的組間差異進行檢驗，通過肯德爾等級相關檢驗是否被欺凌、父母依戀與RESE之間的相關關系，采用二元Logistic回歸及一般線性回歸進行中介模型分析。為避免共同方法偏差嚴重對本研究數據結果造成影響，本研究采用Harman單因子檢驗(Harman’s One-factor Test)檢驗是否存在嚴重共同方法偏差。結果表明，19個因子的特征根值均大于1，且第一個因子解釋的變異量為18.78%(小于40%的臨界值)。因此，本研究的數據不存在嚴重的共同方法偏差問題[14]。

二、結果分析

(一)中學生校園欺凌行為現狀分析

通過頻率描述可知，接受調查的中學生中涉及校園欺凌的學生有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%。統計發現，留守類別與單親類別在四個欺凌角色類別分布上具有統計學差異(見表1)。運用卡方分割進行多重比較發現，留守學生被欺凌、欺凌他人與既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守學生，非留守學生未涉及欺凌的比率大于留守學生；單親類別在欺凌角色上的多重比較結果與留守類別結果近似(P<0.001)。

表1 中學生校園欺凌類別在一般資料上的分布比較

(二)中學生是否被欺凌與情緒調節自我效能感、父母依戀的相關分析

本研究中，中學生是否被欺凌為分類變量，肯德爾等級相關用于反映分類變量相關性指標，故采用肯德爾等級相關進行相關分析。結果表明，父母依戀(r=-0.155，P<0.01)、情緒調節自我效能感(r=-0.162,P<0.01)得分與被欺凌得分均呈顯著負相關。表明父母依戀得分越高，情緒調節自我效能感得分就越高，進而被欺凌現象越少。對父母依戀各維度與被欺凌作進一步相關分析，結果顯示，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)均呈顯著負相關，表明父母信任、父母溝通和父母疏離得分越高，被欺凌現象越少(見表2)。

表2 中學生是否被欺凌與情緒調節自我效能感、父母依戀的相關分析

(三)情緒調節自我效能感在父母依戀與被欺凌之間的中介作用分析

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

表3 父母依戀預測中學生被欺凌的Logistic回歸分析

步驟2：構建一般線性回歸Mi=a0+a1x1i++a2x2i+a3x3i+εi，檢驗父母依戀對情緒調節自我效能感(RESE)的預測。回歸結果顯示，總回歸方程顯著(F=404.804，P<0.001)，所有預測變量對中學生被欺凌的聯合解釋力(NagelkerkeR2)為 0.301。父母信任(a1= 0.218，P<0.001)、父母溝通(a2= 0.158，P<0.001)均能顯著正向預測中學生情緒調節自我效能感，父母疏離(a3= 0.030，P>0.05)對中學生情緒調節自我效能感預測不顯著(見表4)。

表4 父母依戀預測中學生情緒調節自我效能感的回歸分析

表5 情緒調節自我效能感預測中學生被欺凌的Logistic回歸分析

結果表明，父母信任、父母疏離、情緒調節自我效能感均能顯著負向預測中學生被欺凌事件的發生。情緒調節自我效能感分別使父母信任和父母溝通對中學生被欺凌行為影響的系數減少，由此推測，父母信任和父母溝通與中學生被欺凌行為之間均存在中介作用。

為進一步驗證中介效應，本研究采用方杰等構建的關于類別變量的中介效應的分析以及偏差校正的百分位法Bootstrap方法，檢驗情緒調節自我效能感在父母依戀與中學生被欺凌行為之間的中介效應[15]，重復取樣設置為1 000。結果顯示：在父母信任—情緒調節自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a1)=0.005,SE(b1)=0.006,a1b1=0.000 03,95%的置信區間為[-0.130,-0.070]；在父母溝通—情緒調節自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a2)=-0.006,SE(b2)=-0.026,a2b2=0.000 156,95%的置信區間為[-0.148,-0.092]；在父母疏離—情緒調節自我效能感—被欺凌行為路徑中,SE(a3)=-0.016,SE(b3)=-0.027,a3b3=0.000 432,95%的置信區間為[-0.080,-0.049]。三條路徑的置信區間均不包含0,在父母溝通—情緒調節自我效能感—被欺凌行為路徑分析中，a2b2乘積與c2同號,說明存在中介效應；但在父母信任—情緒調節自我效能感—被欺凌行為與父母信任—情緒調節自我效能感—被欺凌行為路徑分析中a1b1、a3b3分別與c1、c3乘積異號,說明不存在中介效應,而是存在遮掩效應(見圖1)。

注：系數均為未標準化系數

三、討論

(一)中學生被欺凌現狀

本研究中，高中學段被試數據較少，這是因為高中學段的學生學業任務繁重，故取樣較少。在校園欺凌角色方面，本研究中中學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果較低，說明本研究中學生被欺凌現象不嚴重[16]。本研究中留守學生自我報告被欺凌、欺凌他人與既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守學生，單親家庭學生在欺凌角色上的多重比較結果與留守類別結果近似(P<0.001)。根據Magnusson和Stattin的“人—境交互作用理論”(Person-Context Interaction Theory)，個體心理發展受環境因素和個體因素的共同影響，微觀環境中的家庭功能即個體感受到的家庭親密度和適應性影響其心理健康[17]。對于留守和單親家庭的學生來說，可能其特殊的家庭結構使他們缺少良好的親子互動，進而影響他們社交能力的發展。心理理論認為，個體具有理解自己和他人的一系列心理狀態并以此來推測他人行為的能力。留守和單親家庭的學生較非留守與非單親家庭的學生情感更淡漠，在校園里更易被同學誤以為孤傲；出于自我保護心理，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)情緒調節自我效能感在父母依戀與中學生被欺凌之間的中介作用

父母信任能直接負向預測中學生被欺凌，這一結果也在以往的研究結果中得到驗證[18]。根據社會聯結理論，孩子與父母在情感上形成的聯結越強烈，其出現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，而這種特殊的關系使得中學生更不易被卷入欺凌行為中。而父母溝通直接正向預測中學生被欺凌，父母疏離負向預測中學生被欺凌與以往研究結果不一致。親子溝通的資源交換論認為，青少年兒童的問題行為與不良親子溝通是相關的。溝通類似于資源交換，如果父母采取嚴厲的教育方式，就會導致子女以消極方式來應對，進而形成不良的親子關系，導致欺凌等問題行為的發生[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，子女將會以消極被動的親子溝通模式來回應，這樣會導致親子依戀變弱，最終導致孩子出現欺凌等問題行為[21]。本研究中，父母溝通正向預測中學生被欺凌的結果，可能是由于父母采取了子女所認為的“說教式”親子溝通模式而導致的。同時，父母疏離程度越高，中學生越不易被欺凌這一結論，也可從心理理論中得到解釋，這可能是由于父母疏離導致學生更加獨立，情感更加淡漠，從而更多地用主動攻擊的方式保護自己。

將情緒調節自我效能感納入模型后發現，父母信任對中學生被欺凌和父母溝通對中學生被欺凌之間仍具有預測作用，且二者回歸系數均減少，故情緒調節自我效能感在父母信任和父母溝通與中學生被欺凌之間具有中介作用。父母信任和父母溝通正向預測情緒調節自我效能感，情緒調節自我效能感負向預測中學生被欺凌行為，這一邏輯關系也得到了相關研究的證實，即親子依戀決定了情緒調節自我效能感的高低[22]，而情緒調節自我效能感又直接影響中學生被欺凌行為的發生[8]。導致這一結果的原因可能是，父母信任與父母溝通對中學生情緒調節自我效能感的影響比父母疏離更大。這一結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展出自我效能感安全基地，這個安全基地將提高個體的情緒調節自我效能感，使其更能適應學校環境，進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生被欺凌二元Logistic回歸模型，以及將情緒調節自我效能感納入回歸模型，均可發現模型聯合解釋力(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節自我效能感如何對中學生被欺凌行為產生影響，而沒有囊括影響校園欺凌行為的所有主要變量，因而表現出R2不大之結果。此外，本研究中進行回歸分析的目的在于解釋自變量對因變量的影響，而不在于預測，因此這個R2值是可以接受的。