校园欺凌对青少年主观幸福感的影响研究

■袁欣悦/广州大学教育学院

一、前言

校园欺凌是一个世界性的普遍问题，会对青少年心理健康产生负面影响，受到国内外学术界和社会各界的高度关注。校园欺凌指发生在校园中的同伴欺霸事件，表现为某一个体长期或反复受到其他个体或群体的欺负，受欺凌形式主要有身体、言语、关系/社会欺负三类(Navarro et al.,2015)。青少年欺凌受害与个体较低的情绪、幸福感以及生活满意度显著相关，与其低自尊、低自我价值感正相关，他们更容易产生焦虑、抑郁、自杀意念等心理(Kelly et al.,2015)。此外，受欺凌会导致青少年在同伴间被排挤，较少的同伴支持会导致更高的孤独感和更低的幸福感水平(Cava et al.,2010)，而离群又使学生更容易被欺凌，这些不和谐的人际关系，会导致青少年产生更多的心理问题和较差的学习成绩。校园欺凌给欺凌者和受害者均带来直接且长期的不良后果，欺凌者更容易有反社会行为(例如逃学、犯罪、药物滥用)和情绪问题(McCuddy & Esbensen,2017; Garaigordobil & Machimbarrena,2019)，因而亟需得到更多关注和探讨。

欺凌受害会影响个体的主观幸福感(Savahl et al.,2019)。遭受校园欺凌会诱发个体的消极情绪，更容易将痛苦内化，降低生活满意度(Sara & Bitte,2017)。由此，提出假设1：校园欺凌及其各维度能够显著负向预测主观幸福感。同伴关系是青少年在学校的主要人际关系，Lazaro-Visa等(2019)发现同伴冲突会降低青少年的自尊水平，进而使生活满意度降低。Kelly等(2015)提出，个体受欺凌与低自尊显著正相关。高自尊的青少年对于压力事件具有较高的威胁侦测阈限，他们对于压力的体验和感知社会疼痛较少。即当个体成为校园欺凌受害者时，高自尊者能够降低欺凌事件的威胁强度，以更强的心理弹性应对压力事件，受欺凌后能更快地恢复心理健康状况。据此，提出假设2：自尊在校园欺凌与主观幸福感之间的中介作用显著。

二、研究方法

(一)研究样本与问卷收集过程

研究采用多时间点的设计以降低共同方法偏差的干扰：邀请广州某中学612名初中生进行3次问卷调研，每次调研时间间隔为两个月。三次调研所得有效数据为：第一次调研使用欺凌问卷，有效完成579份；第二次调研选取第一次成功匹配的被试完成自尊量表，回收有效问卷516份；第三次调研是在第二次成功匹配的被试基础上完成积极/消极情感和生活满意度量表，此次获得有效问卷361份。研究最终回收问卷361份(N男=157，Mage=13.88，SD=1.01，)，回收率为58.99%。

(二)研究工具

采用谢家树等(2015)修订的特拉华欺负受害量表(学生卷)。该量表有4个分量表共18个条目，采用六点计分方式，得分越高代表个体受欺凌程度越高。基于实际情况，本研究选用言语、身体和社会/关系欺负三个分量表，共12个条目，总量表的Cronbach’s α系数为0.72。

采用田录梅(2006)修订的自尊量表(SES)作为评估个体自尊水平的工具，共计10个条目，采用六点计分方式，部分题目设置为反向计分，量表整体的Cronbach’s α系数为0.88，达到良好的测量水平。

采用邱林，郑雪和王雁飞(2008)修订的积极/消极情感量表。量表共有18个条目，包含积极情感和消极情感体验描述词各9个，评估被试在过去的7天内对量表中呈现情感词的体验程度。该量表采用五点计分方式，得分越高，表示感知的情感越强烈。本研究中，积极/消极情感分量表Cronbach’s α系数分别为0.90和0.85。

采用张兴贵，何立国和郑雪(2004)修订的青少年生活满意度量表。原量表采用七点评分，共有六个分量表，36个条目，被试最终的得分越高，表明其感知的整体生活满意度越高。根据本研究的特点，选取友谊满意度、学校满意度和学业满意度三个分量表，共19个条目，总量表的Cronbach’s α系数为0.92。

本研究采用周悦等(2019)提出的主观幸福感计算公式，“Z=Z+Z-Z”，计算得分数越高说明该被试的主观幸福感水平越高。

(三)统计方法

研究主要采用SPSS 19.0进行信度检验、共同方法偏差检验、描述性统计和相关分析，使用结构方程模型AMOS 21.0对模型进行检验。

(四)共同方法偏差检验

为控制共同方法偏差，研究在前期施测采用部分题项反向计分和多时间点设计的方法进行。在进行数据分析前使用周浩和龙立荣(2004)推荐的Harman单因素方法，将问卷所有条目进行检验，结果共有25个因子的特征根值大于1，且第一个因子的解释率为19.23%，小于临界值40%，说明本研究的数据不存在共同方法偏差。

三、结果与分析

(一)各变量的相关关系

各变量相关分析结果如表1所示，校园欺凌、自尊与主观幸福感之间两两相关显著。校园欺凌及其各维度与自尊和主观幸福感呈显著负相关，与本研究模型预期一致。

表1 各变量相关关系(N=361)

表2 校园欺凌及其各维度对主观幸福感的多元回归分析(N=361)

(二)校园欺凌及其各维度对主观幸福感的影响

采用多元回归分析，以验证遭受欺凌对青少年主观幸福感水平的预测作用。如表2所示，以校园欺凌的三个维度为自变量，以主观幸福感为因变量进行逐步多元回归分析，结果显示，校园欺凌对青少年的主观幸福感具有显著的负向预测作用，言语、身体和关系欺负共解释主观幸福感总变异的21%。

(三)中介作用检验

采用结构方程模型AMOS21.0检验校园欺凌、自尊和主观幸福感的关系模型。基于理论和以上的数据分析结果，采用方杰等(2012)推荐的中介作用建议程序进行验证。以校园欺凌的三个维度(言语欺负、身体欺负、关系欺负)作为自变量，以主观幸福感作为因变量，自尊作为中介变量，建立结构方程模型，并采用Bootstrap法予以校正。验证性因素分析结果如下，2/df=2.15，RMSEA=0.056，GFI=0.95，NFI=0.90，IFI=0.93，TLI=0.90，CFI=0.93，各项拟合指数良好，表明建构的结构方程模型与数据拟合基本良好。

数据分析结果如图1所示，言语欺负显著负向预测主观幸福感和自尊，自尊显著正向预测主观幸福感，说明言语欺负对主观幸福感的影响既有直接效应也有间接效应。其中，言语欺负对主观幸福感的直接效应是-0.26，占总效应(-0.40)的65%；中介效应是-0.14，占总效应(-0.40)的35%。上述结果说明，在校园欺凌通过自尊影响主观幸福感的中介模型中，只有言语欺负通过自尊影响主观幸福感的部分中介作用显著。

图1 言语欺负、自尊和主观幸福感的中介模型

四、讨论

(一)校园欺凌与主观幸福感的关系

本研究发现校园欺凌、自尊与主观幸福感之间两两相关显著，校园欺凌与自尊和主观幸福感呈显著负相关，验证了假设H1。与Fantaguzzi等(2017)的结果相似，在同伴间受到欺凌的学生，其自尊水平往往较低，不良的人际关系也会降低生活满意度，使他们更易产生内化问题。遭受欺凌对于个体来说是压力事件，会显著降低他们的积极情感，增加消极情感，因而遭受校园欺凌的学生有更低的主观幸福感水平(魏重政，刘文利，2015)，他们更难以融入群体生活。

(二)校园欺凌、自尊影响主观幸福感的中介作用机制

本研究与过往研究结果相似，言语欺负可显著负向预测主观幸福感和自尊，同时自尊可显著正向预测主观幸福感，说明自尊在言语欺负和主观幸福感之间的部分中介效应显著，部分验证了假设H2。根据社会计量器理论，在被社会拒绝的情况下，青少年有更低的主观幸福感，产生社交焦虑和抑郁。即欺凌受害的学生比没有受害的学生有更低的自尊和更低的生活满意度水平(Sara & Bitte,2017)。被欺凌使青少年心理失衡，进而降低其主观幸福感，但自尊特质能够弥补青少年由于被同伴独立和排挤所产生的缺失感，有利于他们继续保持较高的主观幸福感(邓林园，马博辉，武永新，2015)。

(三)研究意义与结论

研究将校园欺凌与青少年的主观幸福感相结合，考察自尊在校园欺凌对主观幸福感间的影响机制，研究发现：(1)校园欺凌及其三维度(言语欺负、身体欺负、关系欺负)能够显著负向预测青少年的主观幸福感水平；(2)在校园欺凌影响青少年主观幸福感的中介模型中，只有言语欺负通过自尊影响主观幸福感的部分中介作用显著。

本研究有利于丰富校园欺凌的实证研究，进一步提升社会和教育者对校园欺凌现象的关注和后果影响机制的了解。在当前校园欺凌事件频发的背景下，应该加强青少年对欺凌的认识和了解，加强青少年共情、人际关系和积极心理健康教育，减少校园欺凌的产生和不良后果，提升青少年的心理承受能力、辨别能力和心理健康。根据本研究结论，学校可以通过发掘学生的积极心理健康品质、开展积极心理健康教育以提升青少年的积极力量；还可以在学科教学中渗透心理健康教育知识，通过心理咨询、团体心理辅导、心理情景剧等活动形式，促进学生的心理健康。此外，教育者还应积极关注问题学生，及时开展心理干预和心理疏导，提高学生的自尊水平，从而增加生活满意度和积极情绪，促进青少年身心健康发展。