父母依恋与中学生被欺凌行为的关系：情绪调节自我效能感的中介作用*

许秀芬，蒋 露，杨义滢，杨青松， 蔡丽婷， 郑海霞

(1.遵义师范学院 教师教育学院，贵州 遵义 563006； 2.贵州师范大学 心理学部，贵州 贵阳 550001；3.遵义市第四初级中学，贵州 遵义 563006； 4.山东理工职业学院 宣传部，山东 济宁 272000)

近年来，校园欺凌事件频发引发社会各界的高度关注。联合国教科文组织于2019年发布的《数字背后：结束校园暴力和欺凌》报告显示，仅在2019年1月就有约32%的学生遭受欺凌，其中约三成学生遭受身体欺凌[1]。可见，校园欺凌现象十分严重。

校园欺凌是指一方一次或数次故意在学校范围内通过肢体或语言等手段导致另一方身体或心理受到伤害[2]。有研究表明，校园欺凌会导致欺凌者和被欺凌者的身心受到不同程度的影响，其中，被欺凌者更易产生情绪调节困难、抑郁、低自尊、紧张等内化问题，甚至出现轻生念头及行为[3]。张文新等[4]的研究表明，内因和外因是导致校园欺凌发生的两个重要因素，内因指认知、情绪和人格等个体因素，外因指学校、家庭和社会等环境因素。家庭是导致欺凌产生的重要外在因素之一，校园欺凌中欺凌角色的个性特征均能在家庭中找到源头。亲子依恋作为影响校园欺凌行为的重要家庭环境因素是指个体与父母之间建立的情感纽带[5]。依恋理论认为，儿童将来处理人际关系的“内部工作模型”是儿童早期与看护人之间形成的依恋强度的结果。不安全或不完善的内部工作模型都可能导致儿童在学校里产生不良的人际关系、不安全行为和不安行为，最终导致欺凌或被欺凌事件的发生[6]。情绪调节自我效能感是校园欺凌产生的内在本质因素之一，是指个体能有效调节自身情绪状态的自信程度，这种自信程度可对个体的身心健康和各种社会心理功能产生直接或间接的影响[7]。研究发现，情绪调节自我效能感能潜在减少校园欺凌的发生[8]。生态系统理论认为，家庭作为个体成长过程中至关重要的微观系统，对个体的人格和情绪以及其他因素的形成有重要作用[9]。亲子依恋是在家庭这一微观系统中形成的一种特殊的心理关系，其通过极其复杂的方式与家庭系统影响个体的情绪调节能力，进而影响其情绪健康[10]。

综上，父母依恋对中学生被欺凌行为有预测作用，情绪调节自我效能感在父母依恋和中学生被欺凌行为间发挥部分中介作用。为检验这一假设，本研究通过问卷法对中学生群体进行调查，利用路径分析技术考察父母依恋对中学生被欺凌行为的影响，并检验情绪调节自我效能感在二者间的中介效应。

一、对象与方法

(一)对象

本研究组于2019年 7月上旬至2019年12月下旬，采用分层随机抽样的方法，按照城镇、农村不同的地域分布，分别选取贵州省遵义市、贵阳市、毕节市等8所初、高中的2 830名中学生作为施测对象，在对施测对象说明本研究的匿名性、保密性以及学术性的基础上，以班级为单位进行集中施测。其中，在性别分布上，男生1 645人，占58.1%；女生1 185人，占41.9%。在是否留守上，留守学生702人，占24.8%；非留守学生2 128人，占75.2%。在学段分布上，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

调查问卷主要包括两部分。第一部分为人口学信息，第二部分由欺负行为调查问卷(中学版)、亲子依恋量表以及情绪调节自我效能感量表组成。

本研究采用陈世平修订的Smith版欺负行为调查问卷(中学版)[11]，共20个题目，4个分量表分别为关于朋友、关于被欺凌、关于欺负、关于旁观者。将第3题“本学期你在学校被同学欺负过吗？”和第15题“本学期你欺负过其他同学吗？”作为划分欺凌角色的标准，即第3题中选择①②任意一项的为未涉及者，选择③④⑤任意一项为被欺凌者；第15题中选择①②任意一项为未涉及者，选择③④⑤任意一项为欺凌者，选择了第3题③④⑤任意一项且选择了第15题③④⑤任意一项的既是欺凌者也是被欺凌者。本研究的数理分析部分将第3题被欺凌的发生频率作为二分因变量，即选择①记为“否”，选择②③④⑤中任意一项记为“是”。该问卷的总重测信度系数为0.663，具有较高的可靠性。本研究中该问卷的Cronbach’α系数为0.664。

亲子依恋量表采用包克冰等修订的父母与同伴依恋量表(IPPA)中的父母依恋分量表进行施测，其中，父子依恋与母子依恋分量表各25个题目，包括父母信任、父母沟通和父母疏离三个维度。该量表采用李克特5点计分法，个体总分越高表示与父亲或母亲的依恋程度越高。IPPA总量表Cronbach’α系数为0.869，母亲依恋、父亲依恋分量表Cronbach’α系数为0.761、0.757[12]，本研究中Cronbach’α系数分别为0.880、0.886。

情绪调节自我效能感采用俞国良等于2009年翻译并修订的情绪调节自我效能感量表( Regulatory Emotional Self-efficacy Scale，RESE)[13]。该量表共12个题目，三个维度。该量表Cronbach’α系数为0.850，在本研究中Cronbach’α系数为0.860。

本研究采用SPSS 21.0进行数据录入后，使用卡方检验对四种欺凌角色在人口学资料上的组间差异进行检验，通过肯德尔等级相关检验是否被欺凌、父母依恋与RESE之间的相关关系，采用二元Logistic回归及一般线性回归进行中介模型分析。为避免共同方法偏差严重对本研究数据结果造成影响，本研究采用Harman单因子检验(Harman’s One-factor Test)检验是否存在严重共同方法偏差。结果表明，19个因子的特征根值均大于1，且第一个因子解释的变异量为18.78%(小于40%的临界值)。因此，本研究的数据不存在严重的共同方法偏差问题[14]。

二、结果分析

(一)中学生校园欺凌行为现状分析

通过频率描述可知，接受调查的中学生中涉及校园欺凌的学生有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%。未涉及校园欺凌的有2 466人，占87.1%。统计发现，留守类别与单亲类别在四个欺凌角色类别分布上具有统计学差异(见表1)。运用卡方分割进行多重比较发现，留守学生被欺凌、欺凌他人与既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守学生，非留守学生未涉及欺凌的比率大于留守学生；单亲类别在欺凌角色上的多重比较结果与留守类别结果近似(P<0.001)。

表1 中学生校园欺凌类别在一般资料上的分布比较

(二)中学生是否被欺凌与情绪调节自我效能感、父母依恋的相关分析

本研究中，中学生是否被欺凌为分类变量，肯德尔等级相关用于反映分类变量相关性指标，故采用肯德尔等级相关进行相关分析。结果表明，父母依恋(r=-0.155，P<0.01)、情绪调节自我效能感(r=-0.162,P<0.01)得分与被欺凌得分均呈显著负相关。表明父母依恋得分越高，情绪调节自我效能感得分就越高，进而被欺凌现象越少。对父母依恋各维度与被欺凌作进一步相关分析，结果显示，被欺凌得分与父母信任(r=-0.163，P<0.01)、父母沟通(r=-0.108，P<0.01)、父母疏离(r=-0.124，P<0.01)均呈显著负相关，表明父母信任、父母沟通和父母疏离得分越高，被欺凌现象越少(见表2)。

表2 中学生是否被欺凌与情绪调节自我效能感、父母依恋的相关分析

(三)情绪调节自我效能感在父母依恋与被欺凌之间的中介作用分析

本研究将中学生是否被欺凌设置为亚变量，即0为未被欺凌，1为被欺凌。以是否被欺凌为因变量，父母依恋的三个维度为自变量，情绪调节自我效能感(RESE)为中介变量，采用方杰等[15]对类别变量中介效应的分析方法来检验情绪调节自我效能感在父母依恋与中学生被欺凌事件之间是否具有中介作用，具体步骤如下：

表3 父母依恋预测中学生被欺凌的Logistic回归分析

步骤2：构建一般线性回归Mi=a0+a1x1i++a2x2i+a3x3i+εi，检验父母依恋对情绪调节自我效能感(RESE)的预测。回归结果显示，总回归方程显著(F=404.804，P<0.001)，所有预测变量对中学生被欺凌的联合解释力(NagelkerkeR2)为 0.301。父母信任(a1= 0.218，P<0.001)、父母沟通(a2= 0.158，P<0.001)均能显著正向预测中学生情绪调节自我效能感，父母疏离(a3= 0.030，P>0.05)对中学生情绪调节自我效能感预测不显著(见表4)。

表4 父母依恋预测中学生情绪调节自我效能感的回归分析

表5 情绪调节自我效能感预测中学生被欺凌的Logistic回归分析

结果表明，父母信任、父母疏离、情绪调节自我效能感均能显著负向预测中学生被欺凌事件的发生。情绪调节自我效能感分别使父母信任和父母沟通对中学生被欺凌行为影响的系数减少，由此推测，父母信任和父母沟通与中学生被欺凌行为之间均存在中介作用。

为进一步验证中介效应，本研究采用方杰等构建的关于类别变量的中介效应的分析以及偏差校正的百分位法Bootstrap方法，检验情绪调节自我效能感在父母依恋与中学生被欺凌行为之间的中介效应[15]，重复取样设置为1 000。结果显示：在父母信任—情绪调节自我效能感—被欺凌行为路径中,SE(a1)=0.005,SE(b1)=0.006,a1b1=0.000 03,95%的置信区间为[-0.130,-0.070]；在父母沟通—情绪调节自我效能感—被欺凌行为路径中,SE(a2)=-0.006,SE(b2)=-0.026,a2b2=0.000 156,95%的置信区间为[-0.148,-0.092]；在父母疏离—情绪调节自我效能感—被欺凌行为路径中,SE(a3)=-0.016,SE(b3)=-0.027,a3b3=0.000 432,95%的置信区间为[-0.080,-0.049]。三条路径的置信区间均不包含0,在父母沟通—情绪调节自我效能感—被欺凌行为路径分析中，a2b2乘积与c2同号,说明存在中介效应；但在父母信任—情绪调节自我效能感—被欺凌行为与父母信任—情绪调节自我效能感—被欺凌行为路径分析中a1b1、a3b3分别与c1、c3乘积异号,说明不存在中介效应,而是存在遮掩效应(见图1)。

注：系数均为未标准化系数

三、讨论

(一)中学生被欺凌现状

本研究中，高中学段被试数据较少，这是因为高中学段的学生学业任务繁重，故取样较少。在校园欺凌角色方面，本研究中中学生被欺凌者检出率为7.9%，欺凌者检出率为3.4%，既是欺凌者又是被欺凌者检出率为1.6%，相较于以往的研究结果较低，说明本研究中学生被欺凌现象不严重[16]。本研究中留守学生自我报告被欺凌、欺凌他人与既被欺凌又欺凌他人的比率均大于非留守学生，单亲家庭学生在欺凌角色上的多重比较结果与留守类别结果近似(P<0.001)。根据Magnusson和Stattin的“人—境交互作用理论”(Person-Context Interaction Theory)，个体心理发展受环境因素和个体因素的共同影响，微观环境中的家庭功能即个体感受到的家庭亲密度和适应性影响其心理健康[17]。对于留守和单亲家庭的学生来说，可能其特殊的家庭结构使他们缺少良好的亲子互动，进而影响他们社交能力的发展。心理理论认为，个体具有理解自己和他人的一系列心理状态并以此来推测他人行为的能力。留守和单亲家庭的学生较非留守与非单亲家庭的学生情感更淡漠，在校园里更易被同学误以为孤傲；出于自我保护心理，他们更易被卷入校园欺凌中，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)情绪调节自我效能感在父母依恋与中学生被欺凌之间的中介作用

父母信任能直接负向预测中学生被欺凌，这一结果也在以往的研究结果中得到验证[18]。根据社会联结理论，孩子与父母在情感上形成的联结越强烈，其出现问题行为的可能性就越低[19]。父母信任水平得分越高，孩子与父母之间越能形成安全型的依恋，而这种特殊的关系使得中学生更不易被卷入欺凌行为中。而父母沟通直接正向预测中学生被欺凌，父母疏离负向预测中学生被欺凌与以往研究结果不一致。亲子沟通的资源交换论认为，青少年儿童的问题行为与不良亲子沟通是相关的。沟通类似于资源交换，如果父母采取严厉的教育方式，就会导致子女以消极方式来应对，进而形成不良的亲子关系，导致欺凌等问题行为的发生[20]。还有研究表明，如果父母采取不易被子女接受的“纠正问题”式的沟通模式，子女将会以消极被动的亲子沟通模式来回应，这样会导致亲子依恋变弱，最终导致孩子出现欺凌等问题行为[21]。本研究中，父母沟通正向预测中学生被欺凌的结果，可能是由于父母采取了子女所认为的“说教式”亲子沟通模式而导致的。同时，父母疏离程度越高，中学生越不易被欺凌这一结论，也可从心理理论中得到解释，这可能是由于父母疏离导致学生更加独立，情感更加淡漠，从而更多地用主动攻击的方式保护自己。

将情绪调节自我效能感纳入模型后发现，父母信任对中学生被欺凌和父母沟通对中学生被欺凌之间仍具有预测作用，且二者回归系数均减少，故情绪调节自我效能感在父母信任和父母沟通与中学生被欺凌之间具有中介作用。父母信任和父母沟通正向预测情绪调节自我效能感，情绪调节自我效能感负向预测中学生被欺凌行为，这一逻辑关系也得到了相关研究的证实，即亲子依恋决定了情绪调节自我效能感的高低[22]，而情绪调节自我效能感又直接影响中学生被欺凌行为的发生[8]。导致这一结果的原因可能是，父母信任与父母沟通对中学生情绪调节自我效能感的影响比父母疏离更大。这一结果也契合了依恋理论，即高父母信任和高父母沟通的安全型依恋的儿童将发展出自我效能感安全基地，这个安全基地将提高个体的情绪调节自我效能感，使其更能适应学校环境，进而使其卷入欺凌行为的可能性降低[23]。建立父母依恋与中学生被欺凌二元Logistic回归模型，以及将情绪调节自我效能感纳入回归模型，均可发现模型联合解释力(NagelkerkeR2)小于0.1。这可能是由于本研究重在探讨父母依恋与情绪调节自我效能感如何对中学生被欺凌行为产生影响，而没有囊括影响校园欺凌行为的所有主要变量，因而表现出R2不大之结果。此外，本研究中进行回归分析的目的在于解释自变量对因变量的影响，而不在于预测，因此这个R2值是可以接受的。