自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系：來自元分析的證據(jù)

摘 要 研究者對自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系各執(zhí)一詞。采用元分析技術(shù)探討自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系。經(jīng)過文獻(xiàn)檢索和篩選，納入原始文獻(xiàn)85篇，含86個獨(dú)立樣本，被試65048名。分析隨機(jī)效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間存在顯著但較弱的負(fù)相關(guān)。進(jìn)一步的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表明，兩者的相關(guān)性受到自尊測量工具、文化類型、樣本量大小的影響，但不受到年齡、性別、學(xué)段的人口學(xué)因素，以及網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的測量工具和出版類型差異的影響。該結(jié)果提示提升自尊水平有助于減少網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的發(fā)生。未來可開展縱向追蹤，以探究自尊影響網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的機(jī)制及因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞 自尊；網(wǎng)絡(luò)攻擊行為；元分析

分類號 B849：C91

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.03.001

1 引言

隨著科技和互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)成為人們學(xué)習(xí)、生活和社交的重要平臺。然而，與此同時，新型的攻擊方式——“網(wǎng)絡(luò)攻擊”，正日益引起全球范圍內(nèi)的廣泛關(guān)注，并逐漸成為公共衛(wèi)生領(lǐng)域的重要隱患。網(wǎng)絡(luò)攻擊行為是個人或者群體利用電子通信技術(shù)手段，重復(fù)多次地對無法自保的個人故意進(jìn)行的一種攻擊性行為（Smith， 2012）。國內(nèi)外研究均發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為會引發(fā)青年學(xué)子的心理健康問題甚至是心理疾病，對其認(rèn)知、情感和行為造成嚴(yán)重的損害，因此更加需要社會的關(guān)注和重視（何丹， 2017; Patchin amp; Hinduja， 2015）。

問題行為理論認(rèn)為，問題行為與個體和社會因素密切相關(guān)，在開展研究時需要綜合考慮個體的人格、環(huán)境和行為特征這三個相互影響的關(guān)鍵因素（Jessor， 1987）。自尊是指個體利用自身價(jià)值判斷所形成的主觀感受及體驗(yàn)，通常表現(xiàn)為個體對自身的積極或消極評價(jià)（Rosenberg， 1965）。以往研究中，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系備受關(guān)注。盡管已有研究者采用元分析方法探討攻擊性與自尊的關(guān)系，并且發(fā)現(xiàn)攻擊性與自尊呈顯著負(fù)相關(guān)（施國春等， 2017; Teng et al.，2015），但網(wǎng)絡(luò)攻擊行為作為一種新的問題行為，與傳統(tǒng)攻擊行為存在明顯的不同（Kubiszewski et al.， 2015; Tokunaga， 2010）。具體表現(xiàn)為網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的匿名性、去個性化、目標(biāo)的可及性以及技術(shù)依賴性等特征，使其相較于傳統(tǒng)攻擊行為，更具攻擊方法的獨(dú)特性（Dooley etal.， 2009; Nansel et al.， 2001; Vannucci et al.， 2012）。另外，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為與傳統(tǒng)攻擊行為兩者的社會心理相關(guān)因素不同，參與網(wǎng)絡(luò)攻擊的人與參與傳統(tǒng)攻擊的人之間幾乎沒有重疊（Dehue et al.， 2008; Kubiszewski et al.， 2015）。此外，與傳統(tǒng)攻擊行為相比，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為確實(shí)能導(dǎo)致獨(dú)特的負(fù)面影響（Dempsey et al.， 2009; Fredstrom et al.， 2011; Machmutow et al.， 2012; Perren et al.， 2012）。

基于此，有必要采用元分析方法，探討自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。

1.1 自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系

不少研究者認(rèn)為自尊自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為呈正相關(guān)。即個體自尊水平越高，越可能表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，而低自尊者是被網(wǎng)絡(luò)攻擊的對象（Adiyanti et al.， 2020）。他們采用威脅自我理論（Baumeister et al.， 1996）解釋，面對威脅自我概念的情境時，高自尊個體更可能通過網(wǎng)絡(luò)攻擊他人來減輕威脅感，以維護(hù)他們的自尊水平；而由于實(shí)施攻擊性行為具有一定的風(fēng)險(xiǎn)，謹(jǐn)小慎微的低自尊者更不敢做出冒險(xiǎn)性行為（王思陽， 2019）。

也有研究者持相反意見，認(rèn)為自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為呈負(fù)相關(guān)，即個體自尊水平越低，越可能表現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)攻擊行為。他們基于廣義緊張理論（Agnew， 1992）和人際需求理論（Murray， 1938），認(rèn)為高自尊個體能夠正確認(rèn)識自己，采取合理的方式以調(diào)節(jié)人際交往過程的不良情緒；反之，低自尊個體不能合理地調(diào)節(jié)自身情緒，傾向于采取更為極端的方式對待他人，因此自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間均存在顯著負(fù)相關(guān)（丁子恩， 2018; Zheng et al.， 2023）。

1.2 自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

測量工具可能會影響自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。以往對自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為兩者關(guān)系測量往往采用自我報(bào)告法，這容易出現(xiàn)社會贊許效應(yīng)并導(dǎo)致回答偏差（倪鳳琨， 2005; Wallace et al.， 2012），因此考慮到使用測量工具的多樣性可能對兩者關(guān)系有所影響，本研究將其納入研究中。

就自尊的測量工具而言，自尊可以分為外顯自尊和內(nèi)隱自尊（Greenwald et al.， 1995），內(nèi)隱自尊并非是強(qiáng)有力的預(yù)測個體行為的指標(biāo)（Buhrmester et al.， 2011），且少有文獻(xiàn)研究其與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。因此，本研究只選用了外顯自尊的測量工具作為調(diào)節(jié)變量，如羅森伯格自尊量表（RSES）因其高信度和效度、簡單明了以及易于測量和評估等優(yōu)點(diǎn)而被廣泛使用（Rosenberg， 1965）。此外，本研究納入的文獻(xiàn)中還有其他的測量自尊的相關(guān)量表，如Coopersmith自尊量表（Coopersmith， 1967）、青年學(xué)生自我價(jià)值感量表（黃希庭， 楊雄， 1998）等。

就網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的測量工具而言，在以往研究中，研究者對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為理解及其使用的測量工具存在多樣化（Erdur-Baker amp; Kavsut， 2007; Patchin， Hinduja， 2006; Smith et al.， 2006; Topu et al.， 2008）。不同的測量工具之間維度劃分、題目數(shù)量、計(jì)分方法等均存在差異，這可能會影響兩個變量之間關(guān)系的強(qiáng)度（Anderson et al.， 2010）。因此有必要研究測量工具對自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系的影響。

為此，本研究提出假設(shè)1，自尊和網(wǎng)絡(luò)攻擊的測量工具能夠調(diào)節(jié)兩者關(guān)系。

文化是一種重要的社會因素，影響著個體的認(rèn)知、情感和行為。不同歷史時期、民族、地區(qū)的文化存在著不同價(jià)值觀和行為規(guī)范，對個體的思想和行為會產(chǎn)生重要的影響。自尊具有文化普遍性的同時，又具有文化的差異性（黃希庭， 尹天子， 2012）。相較于個人主義文化，集體主義文化更注重他人的觀點(diǎn)，也更注重集體的感受和榮譽(yù)，導(dǎo)致其自尊水平和行為更容易受到外界因素的影響（Bond， 2010; Hofstede， 2010）。為此，本研究提出假設(shè)2，文化能夠調(diào)節(jié)自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。面臨威脅時，集體主義文化下的個體更傾向于采取攻擊性行為以維護(hù)集體及自我價(jià)值。

此外，已有研究廣泛討論了人口學(xué)變量在自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用（陳明珠， 2016; 何方村， 2023; 王思陽， 2019）。為此，本研究主要將年齡、性別、學(xué)段與文化等具有代表性的變量納入分析。

群體社會化發(fā)展理論（Harris， 1995）認(rèn)為，隨著人格和社會化的發(fā)展，個體的自尊不斷完善，逐漸意識到攻擊行為是不被社會所接受的。因此，攻擊行為會減少，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的聯(lián)系在這一階段可能會變?nèi)酢Ｈ欢鐣W(xué)習(xí)理論（Conger et al.， 2003）則認(rèn)為，隨著個體的成長，他們開始試圖模仿他人的行為，并且會更加自由地參與網(wǎng)絡(luò)攻擊，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為可能會增加（Luo et al.， 2010）。可見，年齡如何調(diào)節(jié)自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系尚且未能得到明晰。

自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為存在性別差異，有必要考慮性別在兩者關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用。研究人員明確表示，相較于女性，男性的自尊水平顯著更低（劉麗， 李揚(yáng)， 2016; 張向葵， 田錄梅， 2006），更有可能參與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為（陳星杉， 2020; Zheng et al.， 2023），其自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系更強(qiáng)（李坤， 2018）。這些研究結(jié)果提示我們，性別或許能夠調(diào)節(jié)自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。

相關(guān)研究表明，青少年的年級越高，自尊水平越低（張麗華等， 2009）。此外，高中生的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為顯著多于初中生（陳星杉， 2020）。進(jìn)一步比較中學(xué)生和大學(xué)生在自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的差異發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)關(guān)系強(qiáng)于大學(xué)生（Kircaburun， 2019）。可見，學(xué)段可能會影響自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。

綜合以往研究還發(fā)現(xiàn)，隨著樣本量的增加，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)的強(qiáng)度下降（蔡培林， 2018; 高玲， 2023; Albikawi， 2023），Teng等（2015）在此基礎(chǔ)上開展研究，并進(jìn)一步表示，樣本量會影響攻擊性與自尊之間的相關(guān)效應(yīng)值。但也有研究者認(rèn)為，樣本量對兩者關(guān)系沒有影響（施國春等， 2017）。考慮到樣本量的特征和敏感性，并為與前人的研究結(jié)果（施國春等， 2017; Tenget al.， 2015）開展比較，本研究將納入元分析的論文的樣本量劃分為三段：Nlt;200、200lt;Nlt;800、Ngt;800。由此可見，樣本量對自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)性結(jié)果的影響不可忽視。

因此，本研究提出假設(shè)3，年齡、性別、學(xué)段、樣本量能夠調(diào)節(jié)自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。

此外，不同出版類型（期刊、學(xué)位或會議論文）有著不同的審稿標(biāo)準(zhǔn)，會對研究結(jié)果造成影響。核心期刊發(fā)表的論文的相關(guān)系數(shù)往往要比普通期刊和學(xué)位論文要高（施春華等， 2017）。因此，本研究提出假設(shè)4，出版類型能夠調(diào)節(jié)自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系。

綜上，本研究納入過去十年國內(nèi)外關(guān)于自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系的相關(guān)研究并進(jìn)行元分析，旨在明確自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系強(qiáng)度與方向，以及兩者關(guān)系是否受到各種調(diào)節(jié)變量的影響。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選

中文文獻(xiàn)檢索自中國知網(wǎng)、萬方、維普、中國博士學(xué)位論文和優(yōu)秀碩士學(xué)位論文數(shù)據(jù)庫。外文文獻(xiàn)檢索自Elsevier、EBSCO、Springer Link、Pubmed、Web of Science、Wiley數(shù)據(jù)庫。在數(shù)據(jù)庫中檢索篇名、摘要或關(guān)鍵詞中包含“自尊/self-esteem”、“自我價(jià)值/self-worth”、“自我/self”、“自我效能/self-efficacy”聯(lián)合“網(wǎng)絡(luò)攻擊/cyber aggression”、“網(wǎng)絡(luò)暴力/cyber violent/cyber violence”、“網(wǎng)絡(luò)欺凌/網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)/cyberbullying”等的文獻(xiàn)。檢索時間范圍為2013年1月～2023年12月，最終檢索到543篇文獻(xiàn)。

文獻(xiàn)篩選標(biāo)準(zhǔn)：必須為定量研究，排除綜述類和質(zhì)性研究；文獻(xiàn)主題為自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為；相關(guān)數(shù)據(jù)完整，報(bào)告了明確的樣本量和相關(guān)系數(shù)r；若數(shù)據(jù)重復(fù)，僅保留信息更完整的；情境為正常生活環(huán)境，排除戰(zhàn)亂等其他環(huán)境；被試為普通健康人群，排除精神病患等特殊群體；僅納入中英文的文獻(xiàn)，排除其他語言撰寫的文獻(xiàn)。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，篩選最初檢索到的文獻(xiàn)，最終納入85篇文獻(xiàn)。其中中文文獻(xiàn)32篇，英文文獻(xiàn)53篇，納入86個獨(dú)立研究，樣本量共計(jì)65048。文獻(xiàn)篩選流程詳見圖1。

2.2 文獻(xiàn)編碼

首先，編碼作者信息、發(fā)表年份、樣本量、文化背景、被試特征（類型、年齡、男性比）、發(fā)表類型、自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的測量工具。

其次，獨(dú)立樣本編碼一次，若一篇文獻(xiàn)有多個獨(dú)立樣本，則分別編碼。Kircaburun（2019）的研究中兩類被試樣本（高中生和大學(xué)生）之間獨(dú)立，因此分開編碼。

此外，為保證編碼的準(zhǔn)確性，該編碼過程由兩名編碼者獨(dú)立完成，最終獲得兩份編碼結(jié)果，Kappa值為0.92，說明編碼的一致性水平較高。兩份結(jié)果中不一致的數(shù)據(jù)由編碼者重新查看原始文獻(xiàn)，并作出修正。

具體編碼詳情參見表1。

2.3數(shù)據(jù)處理與分析

使用CMA3.3軟件開展元分析，將自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)量指標(biāo)。

3 研究結(jié)果

3.1 同質(zhì)性檢驗(yàn)及模型選定

如表2，同質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Q=2233.28（plt;0.001），表明效應(yīng)值存在異質(zhì)性，I-squard=96.19，表明約96.19%的觀察變異源自效應(yīng)值的真實(shí)差異，而約3.81%的變異則源自隨機(jī)誤差。若I-squardgt; 75%時，研究結(jié)果中各效應(yīng)值為高異質(zhì)性（Higgins et al.， 2003）。因此，需要綜合考慮研究內(nèi)部的變異和研究間的變異，采用隨機(jī)效應(yīng)模型并分析調(diào)節(jié)變量對兩者關(guān)系的影響。

3.2 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

首先，Egger等（1997）提出，若不存在發(fā)表偏倚，漏斗圖上各個點(diǎn)應(yīng)該是成堆的、對稱的，集合在均勻效應(yīng)量周圍。如圖2的漏斗圖顯示，大部分研究效應(yīng)值集中位于頂部，且均勻分布在平均值的左右兩側(cè)。

其次，Rosenthal（1983）提出Fail-safe N法的鑒定規(guī)范，當(dāng)N值大于5k+10時就不存在發(fā)表偏倚。如表3所示，失安全系數(shù)（fail-safe number， Nfs）為5883（Nfsgt;5K+10），且數(shù)值較大。再者，Tau值為-0.08（p=0.26gt;0.05）且不顯著。同時，Egger回歸系數(shù)的截距（Intercept）為-2.45，t（84）=1.53（p=0.14gt;0.05），表明發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)低。最后，剪補(bǔ)法也顯示本研究的效應(yīng)量被剪補(bǔ)法削弱0。以上五種方法得到的檢驗(yàn)結(jié)果均說明，本研究受發(fā)表偏倚影響的可能性非常小，結(jié)果準(zhǔn)確可靠。

考慮到Haura（2020）研究報(bào)告的自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)（r=-0.97）與其他研究相差較大，數(shù)值異常，可能會對元分析的結(jié)果造成影響。因此本研究刪除該研究，再次分析偏倚程度。結(jié)果表明，其Nfs為1156（Nfsgt;5K+10），且數(shù)值較大；再者，Tau值為-0.05（p=0.23gt;0.05）且不顯著；同時，Intercept為-1.25，t（83）=0.79（p=0.22gt;0.05），表明發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)低；最后，剪補(bǔ)法的觀測值和調(diào)整值相同，變化值為0，結(jié)果說明，本研究結(jié)果并沒有受到異常值的影響。

上述研究結(jié)果均說明，本研究結(jié)果準(zhǔn)確可靠，不受發(fā)表偏倚的影響。

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)

由表4可知，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系的整體效應(yīng)，共有86項(xiàng)效應(yīng)值，總樣本量為65048，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為相關(guān)系數(shù)顯著（r=-0.18， plt;0.001），95%CI=[-0.22， -0.14]，不包括0。可知，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間存在顯著但較弱的負(fù)相關(guān)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

如表5所示，將測量自尊的量表主要分成羅森伯格自尊量表（K=62）和其他量表（K=24）兩類開展分析發(fā)現(xiàn)，兩類量表的平均相關(guān)系數(shù)差異顯著（Qb=5.65，p=0.015），說明自尊的測量工具可以影響自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系，采用羅森伯格自尊量表的研究所報(bào)告相關(guān)系數(shù)（r=-0.21）顯著高于采用其他自尊量表的研究（r=-0.11）。

將納入分析的網(wǎng)絡(luò)攻擊測量量表劃分為CBIR、CBI、CBOS、SCBI和其他量表。分析表示，網(wǎng)絡(luò)攻擊行為測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Qb=2.56，p=0.634）。進(jìn)一步對每種量表下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)開展同質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明，CBI、CBOS，SCBI和其他量表的相關(guān)系數(shù)存在顯著的異質(zhì)性，這兩者的關(guān)系還存在系統(tǒng)變異，受其他調(diào)節(jié)變量的影響。

另外，相比于個人主義文化，集體主義文化下的研究中自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系更強(qiáng)，Qb=7.88，p=0.005。

如表5和表6所示，依據(jù)埃里克森心理發(fā)展階段，將納入的被試的年齡階段劃分為學(xué)齡期（6～11歲），青年期（12～18歲）和成年期（18～25歲），分析發(fā)現(xiàn)，年齡的調(diào)節(jié)作用不顯著（Qb=0.25，df=2，p=0.885）。進(jìn)一步對每一個年齡段下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)開展同質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，三個年齡段下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)存在顯著的異質(zhì)性。

對性別（81個效應(yīng)值）開展元回歸分析發(fā)現(xiàn)，男性比對效應(yīng)量的回歸系數(shù)并不顯著（b=-0.0037），p=0.072。

學(xué)段按照小學(xué)生（K=4）、中學(xué)生（K=59）、大學(xué)生（K=20）分為3組開展分析表示，學(xué)段的調(diào)節(jié)作用也不顯著（Qb=0.65，df=2，p=0.722）。進(jìn)一步對每一個學(xué)段下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)開展同質(zhì)性檢驗(yàn)表明，三個學(xué)段下的相關(guān)系數(shù)存在顯著的異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，中學(xué)階段自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)最高（r=-0.19，95％CI=[-0.24， -0.15]）；小學(xué)階段的相關(guān)系數(shù)最低（r=-0.11，95％CI=[-0.29， -0.07]），但小學(xué)學(xué)段僅納入4項(xiàng)研究，對這種結(jié)果的解釋要謹(jǐn)慎。

三個樣本量段的平均相關(guān)系數(shù)差異顯著（Qb=8.03，plt;0.05），樣本量為Nlt;200（r=-0.24）和Ngt;800（r=-0.24）的研究所報(bào)告的相關(guān)系數(shù)高于樣本量為200lt;Nlt;800（r=-0.14）的研究所報(bào)告的相關(guān)系數(shù)。

將納入元分析的論文出版類型劃核心期刊、普通期刊和學(xué)位論文三類開展分析表示，出版類型的調(diào)節(jié)作用不顯著（Qb=3.88，p=0.144）。進(jìn)一步對三種出版類型下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)開展同質(zhì)性檢驗(yàn)表明，三種出版類型下自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的相關(guān)系數(shù)存在顯著的異質(zhì)性（普通期刊QW=654.38，plt;0.001；核心期刊QW=1107.12，plt;0.001；學(xué)位論文QW=327.71，plt;0.001）。這意味著兩者之間的關(guān)系還存在系統(tǒng)變異，受其他調(diào)節(jié)變量的影響（詳見表5）。

4 討論

4.1 自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系

本研究檢索后獲得86項(xiàng)獨(dú)立研究，65048名被試。結(jié)果表明，自尊和網(wǎng)絡(luò)攻擊行為存在顯著負(fù)相關(guān)，總效應(yīng)值-0.18，95%CI=[-0.22， -0.14]。

本研究揭示，低自尊個體傾向于展現(xiàn)出更高的網(wǎng)絡(luò)攻擊性行為，這或許是他們試圖通過貶損他人來尋求心理平衡的一種表現(xiàn)。依據(jù)社會認(rèn)知理論與自我增強(qiáng)理論（Tesser， 1988; Wang amp; Zhang， 2023），此類行為可能源于低自尊個體為彌補(bǔ)線下社交中的地位劣勢，選擇在網(wǎng)絡(luò)平臺上對他人發(fā)起攻擊，以此維護(hù)和提升個人的自尊及社會身份。

此外，這種行為或許還是一種應(yīng)對機(jī)制，用以緩解低自尊者自身的負(fù)面情緒。自我調(diào)整理論（McClelland et al.， 1953）及后續(xù)研究（Hinduja amp; Patchin， 2009）指出，盡管在現(xiàn)實(shí)生活中缺乏社會權(quán)力，這些個體卻能在網(wǎng)絡(luò)空間中展現(xiàn)出異常的自信。

再者，低自尊者可能出于滿足基本心理需求的目的，在虛擬社交環(huán)境中暫時性地補(bǔ)償自尊的缺失，將此作為一種適應(yīng)機(jī)制。人際需求理論與自我決定理論（Brown amp; Miller， 2023; Deci amp; Ryan， 2000; Maslow， 1970）進(jìn)一步闡釋，缺乏歸屬感、自主性和能力感的低自尊個體，為了獲取控制感和注意力，會轉(zhuǎn)向虛擬社交尋求滿足感，進(jìn)而采取網(wǎng)絡(luò)攻擊行為，以彌補(bǔ)因低自尊造成的心理需求空缺。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本研究顯示，自尊測量工具對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為關(guān)系有顯著調(diào)節(jié)作用，特別是羅森伯格自尊量表相較于其他量表，報(bào)告了更強(qiáng)的相關(guān)性，這可能源于量表間概念差異，如自尊與自我效能感的區(qū)分（Butler amp; Gasson， 2005）。然而，不同自尊量表的使用頻率及特性差異提示需謹(jǐn)慎解釋結(jié)果。此外，網(wǎng)絡(luò)攻擊測量工具對此關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著，部分歸因于研究數(shù)量有限及低自尊者行為的復(fù)雜性。研究假設(shè)1得到了部分驗(yàn)證。

文化因素成為重要調(diào)節(jié)變量，顯著影響自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系，東西方文化差異可能導(dǎo)致對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的不同理解和應(yīng)對策略（林頤， 2016；Tajfel amp; Turner， 1979）。集體主義文化背景下，個體可能更易通過網(wǎng)絡(luò)攻擊維護(hù)自尊。研究假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

年齡與性別未能顯著調(diào)節(jié)此關(guān)系，部分原因是研究樣本年齡范圍有限、性別比例不均及先前研究結(jié)果的矛盾（逯嘉等， 2014; Eisenberg amp; Miller， 1987）。學(xué)段差異同樣未顯現(xiàn)，可能與學(xué)段間研究數(shù)量不均衡有關(guān)，中學(xué)生群體顯示出更強(qiáng)的自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為聯(lián)系（Benson amp; Brooks， 2008）。而樣本量成為顯著調(diào)節(jié)因素，小樣本與大樣本研究的相關(guān)系數(shù)高于中等樣本，反映了樣本量對研究結(jié)果穩(wěn)定性和可靠性的影響，符合先前研究觀點(diǎn)（Cohen， 1992; Sch?nbrodt amp; Perugini， 2013；Teng et al.， 2015）。盡管大樣本研究更具信服力，但小樣本研究的不穩(wěn)定性提示需進(jìn)一步探索。研究假設(shè)3得到了部分驗(yàn)證。

出版類型對此關(guān)系無顯著調(diào)節(jié)作用，未能證實(shí)研究假設(shè)4，表明研究結(jié)果的一致性可能更多取決于研究設(shè)計(jì)、樣本特征和測量工具，而非出版平臺。

綜上所述，自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的關(guān)系復(fù)雜多變，受多種因素調(diào)節(jié)。未來研究需深入探索不同測量工具、文化背景、年齡階段、性別差異及樣本量的影響，以全面理解并有效干預(yù)低自尊個體的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為。

4.3 研究不足與展望

本研究揭示了自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并探討了多個調(diào)節(jié)變量對此關(guān)系的影響，強(qiáng)調(diào)了個體自尊在預(yù)測網(wǎng)絡(luò)攻擊行為中的重要性。盡管自尊是關(guān)鍵因素，但其與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間的關(guān)系復(fù)雜多變，受多種因素影響。這一發(fā)現(xiàn)對于指導(dǎo)減少低自尊個體的網(wǎng)絡(luò)攻擊行為、降低網(wǎng)絡(luò)攻擊事件、預(yù)防網(wǎng)絡(luò)犯罪，以及促進(jìn)和諧校園與文明社會的建設(shè)具有重要意義。實(shí)踐中，通過心理健康教育、積極心理訓(xùn)練等方式提升低自尊個體的自尊水平，有助于減少其網(wǎng)絡(luò)攻擊傾向。同時，針對不同文化背景制定相應(yīng)措施，有助于低自尊個體更好地理解網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的負(fù)面影響，從而降低其發(fā)生率。

然而，本研究亦存在局限性。首先，樣本量在不同亞組間的分布不均，特別是在網(wǎng)絡(luò)攻擊行為測量工具的使用上，部分量表出現(xiàn)頻次較低，可能對元分析結(jié)果產(chǎn)生影響。未來研究需進(jìn)一步篩選和優(yōu)化量表。其次，本研究僅考慮了測量工具、人口學(xué)變量和研究特征作為調(diào)節(jié)變量，未來可拓展至其他變量，如網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的應(yīng)對方式，以更全面理解網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的成因。此外，本研究未探討自尊與其他潛在人格特征（如焦慮、抑郁、敵意等）對網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的聯(lián)合影響，未來研究可通過綜合分析這些特征，更深入地揭示網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的復(fù)雜機(jī)制。最后，納入元分析的文獻(xiàn)均基于量表測量和橫斷研究設(shè)計(jì)，未來研究可考慮采用縱向研究和實(shí)證研究，進(jìn)而探究自尊影響網(wǎng)絡(luò)攻擊行為的內(nèi)在機(jī)制和因果關(guān)系。

5 結(jié)論

自尊與網(wǎng)絡(luò)攻擊行為之間存在顯著負(fù)相關(guān)；兩者關(guān)系受自尊測量工具、文化、樣本量的調(diào)節(jié)，但不受網(wǎng)絡(luò)攻擊行為測量工具、年齡、性別、學(xué)段及出版類型的調(diào)節(jié)。

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