方 芳 崔明然 李藝敏

（1黃河水利職業(yè)技術(shù)學院，開封 475001；2河南大學心理與行為研究所，開封 475004）

欺負是指強者無故地、反復(fù)地傷害弱者的行為，是一種特殊類型的攻擊性行為（Smith＆Thompson，2017），可以分為身體型（例如，打、踢或推被欺負者，偷竊、隱藏或毀壞被欺負者的東西，使被欺負者做他或她不想做的事等）、言語型（例如，辱罵、取笑被欺負者等）和關(guān)系型（例如，拒絕和被欺負者說話，散布關(guān)于被欺負者的謊言和謠言，使被欺負者感到被冷落等）等類型（Crick＆ Bigbee，1998）。發(fā)生在學校的欺負行為會給卷入的學生的生活蒙上陰影（Sharp，Smith，＆Smith，2002）——給他們造成嚴重的、短期或長期的影響，特別是在心理社會調(diào)整（例如，復(fù)原力）和生活結(jié)果（例如，犯罪）方面（Chan＆ Wong，2015），因而一直是全世界的學校都非常關(guān)注的問題。研究表明，欺負行為最常發(fā)生在初中（Hicks，Jennings，Jennings，Berry，＆ Green，2018）。對初中生欺負行為的影響因素開展研究，可以為相應(yīng)的干預(yù)工作提供必要的理論指導，具有重要的實踐價值。

已有相當多的研究表明，自尊與欺負行為之間有著緊密的聯(lián)系。然而，關(guān)于二者之間到底是正相關(guān)、負相關(guān)還是無相關(guān)，還存在相當大的爭議（Tsaousis，2016）。有研究者認為，具有社會技能并融入同齡人群體的欺負者經(jīng)常報告較高的自尊水平（Vaillancourt， McDougall， Hymel， ＆ Sunderani，2010）。 但 是，Cook，Williams，Guerra，Kim 和 Sadek（2010）通過對1970～2010年間發(fā)表的1622項有關(guān)學齡兒童和青少年欺負行為的預(yù)測因子的研究進行元分析卻發(fā)現(xiàn)，自我相關(guān)認知（定義為自尊和自我效能的混合）對欺負行為具有負向預(yù)測效力。在另一項元研究中，Tsaousis（2016）則發(fā)現(xiàn)自尊與欺負行為之間的關(guān)系很微弱。新近的研究采用縱向結(jié)構(gòu)方程模型檢驗了中學生的自尊與欺負行為之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)時間1的自尊不能預(yù)測時間2的欺負行為，時間1的欺負行為不能預(yù)測時間2的自尊（Rose，Slaten，＆ Preast，2017）。 實際上，一直以來，研究者就自尊和攻擊性行為的關(guān)系也爭論不休（Teng，Liu，＆ Guo，2015；李文姣，2016；施國春，張麗華，范會勇，2017）。一種普遍被接受的觀點，即低自尊假說（low self-esteem hypothesis），認為是低的自尊水平導致了攻擊性行為的產(chǎn)生 （Trzesniewski et al.，2006）。但是，已有的研究即使發(fā)現(xiàn)了低自尊與攻擊性之間存在關(guān)聯(lián)，這種聯(lián)系也很微弱且不穩(wěn)定（Zeigler-Hill，Enjaian，Holden，＆ Southard，2014）。 與之相對立的另一種觀點，即受威脅的自尊假說（disputed self-esteem hypothesis），認為是高的自尊水平導致攻擊性行為，通過實施攻擊性行為，高自尊者保護自我價值感免遭威脅。不過，研究表明，高自尊者未必一定是高攻擊性的，許多低攻擊者也擁有高的自尊水平（Bushman et al.， 2009）。

既有的關(guān)于欺負和攻擊性行為的研究可能都只關(guān)注了自尊水平（self-esteem level，即高的自尊水平或低的自尊水平）而沒有充分重視自尊穩(wěn)定性（selfesteem stability）的作用（Kernis，2005）。 研究者最初對自尊穩(wěn)定性開展研究時，認為自尊穩(wěn)定性指自我價值感依據(jù)時間和情境的變化所產(chǎn)生的波動程度，包括長期或短期波動。從長期波動來看，自尊的穩(wěn)定性反映了個體的自尊基線水平的變化——緩慢地、長時間地發(fā)生，從短期波動來看，自尊的穩(wěn)定性反映了直接的、基于情境的自尊的變化幅度（Kernis，1993）。后來，研究者修正了看法，認為自尊穩(wěn)定性描述了個體在短時間內(nèi)所經(jīng)歷的自尊水平的變化（Altmann ＆ Roth，2018； Kernis，2005）。 自尊穩(wěn)定性的評估通常有兩種方法。第一種是采用量表進行一次施測，從而實現(xiàn)對自尊穩(wěn)定性的橫斷面的直接評估；第二種通常采用Rosenberg自尊量表進行多次施測，以量表得分的標準差作為指標，進行自尊穩(wěn)定性的間接評估。后一種方法被認為能對自尊穩(wěn)定性提供最有效的評估，但它要求被試投入相當多的時間和精力，相比之下，前一種方法要經(jīng)濟得多（Altmann＆ Roth，2018）。研究表明，自尊穩(wěn)定性低的個體更易怒 （Kernis，Cornell，Sun，Berry，＆ Harlow，1993），表現(xiàn)出更多的攻擊性行為（高峰強，薛雯雯，韓磊，任躍強，徐潔，2016）。

根據(jù)Swann的自我確認理論 （self-verification theory），穩(wěn)定的自我概念是實現(xiàn)自我確認的基礎(chǔ)，而整體自尊和特殊自我概念似乎都引導著自我確認的過程（張鋒，沈模衛(wèi)，何亞蕓，2006）。高自尊已被證明是一個由穩(wěn)定自尊和不穩(wěn)定自尊組成的異質(zhì)性結(jié)構(gòu)（Jordan ＆ Zeigler-Hill，2013）。 穩(wěn)定的高自尊反映了個體對自我的積極態(tài)度是現(xiàn)實的，很好錨定的、能抵抗威脅的，不需要不斷從別人那里進行驗證。與此相反，不穩(wěn)定的高自尊是指個體的自我價值感容易受到挑戰(zhàn)，需要不斷地加以驗證，并依賴于某種程度的自我欺騙。不穩(wěn)定的高自尊個體全神貫注于保護和增強其脆弱的自我價值感。因此，其自尊會經(jīng)常處于危險之中，并導致反應(yīng)性和防御性增強，特別具有攻擊性（Zeigler-Hill et al.，2014）。 研究者認為，基于組織的自尊的穩(wěn)定性無疑會對基于組織的自尊水平的發(fā)揮起到調(diào)節(jié)作用（尹奎，劉永仁，劉蒙，2014）。已有研究表明，自尊穩(wěn)定性通過調(diào)節(jié)自尊水平與攻擊性行為的關(guān)系，比自尊水平能更加有效地預(yù)測攻擊性行為：不穩(wěn)定的高自尊個體經(jīng)常比穩(wěn)定的高自尊個體有更高的攻擊性水平，自尊水平低者（無論穩(wěn)定與否）的攻擊性水平與自尊不穩(wěn)定者的攻擊性水平相似（Zeigler-Hill et al.，2014）。 那么，自尊穩(wěn)定性、自尊水平與欺負行為之間的關(guān)系是怎么樣的？對此問題，研究者還缺乏具體探索。本研究的目的之一是探討自尊穩(wěn)定性是否在自尊水平與欺負行為之間起調(diào)節(jié)作用，因此提出假設(shè)H1：自尊穩(wěn)定性在自尊水平對欺負行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。

影響欺負行為產(chǎn)生的另一個因素是社會信息處理中的偏見和缺陷 （Espelage，Hong，Kim，＆ Nan，2018），因此，考察欺負者對待欺負行為的態(tài)度就顯得非常重要。社會認知理論認為態(tài)度是個體知識結(jié)構(gòu)的反映，會導致社會信息加工過程表現(xiàn)出個體差異，因而，態(tài)度是影響攻擊性行為的重要認知機制（Jeon，Lee，＆ Lee，2019）。 個體如果抱持為了達到目的必須使用攻擊手段的態(tài)度，則會傾向于對攻擊性行為的后果持有樂觀的期待（Back et al.，2010）。對青少年的攻擊性行為進行干預(yù)，可以從轉(zhuǎn)變其對待攻擊的態(tài)度入手 （Eslea＆ Smith，2000；Leihua Van，F(xiàn)rey，＆ Beland，2002）。

研究表明，雖然大多數(shù)兒童和青少年對欺負行為持消極的態(tài)度并打算支持欺負行為的受害者，然而，只有20%的兒童、青少年按照自己的態(tài)度行事。這種差異可能源自于研究者考察態(tài)度的方式（Pouwels，Lansu，＆ Cillessen，2017）。雙重態(tài)度模型把態(tài)度劃分為內(nèi)隱態(tài)度和外顯態(tài)度（Wilson，Lindsey，＆ Schooler，2000），前者是指沖動的、自發(fā)的、失控的情緒反應(yīng)和評價，后者是指故意的、反思的、受控的、有意識的自我報告式的評價（Gawronski ＆ Bodenhausen，2006）。已有研究發(fā)現(xiàn)，自尊與對待欺負行為的外顯態(tài)度能共同預(yù)測欺 負行為 （Cook et al.，2010； Gendron，Williams，＆ Guerra，2011），但是，欺負者對待欺負行為的外顯態(tài)度（即，外顯欺負態(tài)度）容易受到自我服務(wù)歸因偏見的影響，故而欺負者不太可能將自己欺負他人的行為定義為欺負行為（Boulton，Trueman，＆ Flemington，2002），所以，對待欺負行為的內(nèi)隱態(tài)度（即，內(nèi)隱欺負態(tài)度）是比外顯欺負態(tài)度更重要的欺負行為預(yù)測因素（van Goethem，Scholte，＆ Wiers，2010）。 不過，有關(guān)欺負行為的內(nèi)隱態(tài)度的研究還很匱乏（Munnelly，F(xiàn)arrell，O’Connor，＆ McHugh，2017）， 目前還不清楚在自尊水平、自尊穩(wěn)定性與欺負行為之間，內(nèi)隱欺負態(tài)度發(fā)揮怎樣的作用。因此，本研究的目的之二是對此加以探究。鑒于有研究發(fā)現(xiàn)對待社交網(wǎng)站的態(tài)度在自尊水平與行為意向之間起中介作用（Gangadharbatla，2008），提出假設(shè) H2：內(nèi)隱欺負態(tài)度在自尊水平對欺負行為的影響中起中介作用，并且這一中介作用受到自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)。具體的研究假設(shè)模型見圖1。

1 對象和方法

1.1 對象

采用方便取樣的原則，選取383名河南省的初中生進行施測，獲得有效問卷213份，有效應(yīng)答率為55.61%。被試的平均年齡為14.93±0.12歲。其中，男生109人，女生104人；初一93人，初二72人，初三48人。

1.2 工具

1.2.1 權(quán)變性自尊量表

采用權(quán)變性自尊量表 （contingent self-esteem scale，SECS）中文版（楊曉慧，2011）對自尊穩(wěn)定性進行測量。SECS中文版考察自尊受競爭標準、事件結(jié)果、他人評價等各類外力影響的程度，共15個條目，采用Likert5點記分（從“l(fā)非常不符合”到“5非常符合”），得分越高表示自尊穩(wěn)定性越低，意味著自尊更可能被干擾。該中文版具有較好的心理測量學特征（Chen， Ye， ＆ Zhou， 2013）。 在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81。

1.2.2 Rosenberg自尊量表

采用Rosenberg自尊量表中文版（汪向東，王希林，馬弘，1999）測量自尊水平。該量表由10個條目組成，采用Likert4點記分（從“l(fā)非常不符合”到“4非常符合”），得分越高則表示自尊水平越高。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

1.2.3 內(nèi)隱欺負態(tài)度的IAT測驗

根據(jù) Greenwald、Nosek 和 Banaji（2003）的經(jīng)典IAT實驗范式編寫IAT程序，利用E-prime2.0施測。其中的相容任務(wù)是欺負行為+積極屬性詞，不相容任務(wù)是被欺負行為+消極屬性詞?！捌圬撔袨椤蹦繕烁拍钍?“打同學”“罵同學”“威脅同學”“給同學起外號”，“被欺負行為”目標概念是“挨同學打”“挨同學罵”“遭同學威脅”“被同學起外號”，“積極屬性”概念是“聰穎”，“消極屬性”概念是“愚笨”。IAT任務(wù)為單因素兩水平（相容vs.不相容）的被試內(nèi)設(shè)計，因變量為正確率和反應(yīng)時。

1.2.4 兒童欺負問卷（初中版）

采用張文新和武建芬（1999）修訂的兒童欺負問卷（初中版）的欺負分量表測量初中生的欺負行為。由7個條目構(gòu)成，采用Likert5點計分方式，從“完全沒有”計1分、“半年內(nèi)1～2次”計2分、“每月2～3次”計3分、“每周一次”計4分到“每周數(shù)次”計5分。得分越高，表明欺負行為越嚴重。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

1.3 程序

主試是經(jīng)過嚴格培訓的心理學專業(yè)的研究生。以班級為單位在學校機房進行施測。一半被試先進行問卷施測，之后進行內(nèi)隱欺負態(tài)度的IAT測驗。另一半被試則相反。IAT任務(wù)流程如下：（1）收集相容任務(wù)練習階段、相容任務(wù)測驗階段、不相容任務(wù)練習階段、不相容任務(wù)測驗階段的所有數(shù)據(jù)；（2）刪除反應(yīng)時超過10000ms的判斷和反應(yīng)時少于300ms的判斷次數(shù)超過20%的被試；（3）分別計算相容任務(wù)練習階段、相容任務(wù)測驗階段、不相容任務(wù)練習階段、不相容任務(wù)測驗階段中被試正確判斷的反應(yīng)時均值；（4）計算相容任務(wù)練習階段、不相容任務(wù)練習階段反應(yīng)時的標準差及相容任務(wù)測驗階段、不相容任務(wù)測驗階段反應(yīng)時的標準差；（5）將第三步中所得的反應(yīng)時均值加上600ms替換錯誤判斷的反應(yīng)時；（6）分別計算相容任務(wù)練習階段、相容任務(wù)測驗階段、不相容任務(wù)練習階段、不相容任務(wù)測驗階段中反應(yīng)時的均值；（7）計算相容任務(wù)練習階段、不相容任務(wù)練習階段反應(yīng)時的均值之差及相容任務(wù)測驗階段、不相容任務(wù)測驗階段反應(yīng)時的均值之差；（8）將第七步所得的反應(yīng)時均值之差除以第四步所得的各自的標準差，得到兩個D值，即D＝不相容和相容階段反應(yīng)時均值之差／標準差；（9）計算兩個D值的均值，得到內(nèi)隱欺負態(tài)度的指標（Greenwald，Nosek，＆Banaji，2003）。

1.4 統(tǒng)計處理

參照 Greenwald et al.（2003）的方法，對 IAT 實驗數(shù)據(jù)進行處理，獲得被試的內(nèi)隱欺負態(tài)度分數(shù)。采用 SPSS21.0 以及 PROCESS 程序（Hayes，2017）進行其他數(shù)據(jù)處理和分析。

2 結(jié)果

2.1 主要研究變量的描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負態(tài)度和欺負行為的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示。由表1可知，自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負態(tài)度和欺負行為之間的兩兩相關(guān)均達到統(tǒng)計顯著水平。

表1 主要研究變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析（n＝213）

2.2 自尊與欺負行為的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

按照 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）提出的中介分析程序，使用Hayes（2017）提出的有調(diào)節(jié)的中介分析模型（模型8）進行偏差矯正的百分位Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗。其中，自變量為自尊水平，因變量為欺負行為，中介變量為內(nèi)隱欺負態(tài)度，調(diào)節(jié)變量為自尊穩(wěn)定性。

首先，對內(nèi)隱欺負態(tài)度的中介效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果見表2。由表2可知，自尊水平對欺負行為的直接預(yù)測作用顯著（β＝0.20，t＝2.94，p＜0.01）。 當加入中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）后，該直接作用依然顯著（β＝0.16，t＝2.18，p＜0.05）。 同時，中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）對欺負行為的預(yù)測作用顯著（β＝0.51，t＝8.75，p＜0.001）；自尊水平對入中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）的預(yù)測作用也顯著（β＝0.17，t＝2.02，p＜0.05）。 另外，中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）的中介效應(yīng)為0.09，其95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.00，0.19），不包含 0。 因此，內(nèi)隱欺負態(tài)度在自尊水平對欺負行為的影響中起中介作用。

表2 內(nèi)隱欺負態(tài)度的中介效應(yīng)檢驗（n＝213）

其次，對自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果見表3。從表3可以看出，將自尊穩(wěn)定性放入模型后，自尊水平與自尊穩(wěn)定性的乘積項對中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度） 的預(yù)測作用顯著 （β＝0.16，t＝2.20，p＜0.05），對欺負行為的預(yù)測作用達到顯著水平 （β＝0.15，t＝3.31，p＜0.001），中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）對欺負行為的預(yù)測作用達到顯著水平（β＝0.20，t＝4.65，p＜0.001）。因此，自尊穩(wěn)定性不僅在自尊水平與欺負行為之間起調(diào)節(jié)作用，而且在內(nèi)隱欺負態(tài)度中介自尊水平與欺負行為關(guān)系的前半段發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即自尊水平、自尊穩(wěn)定性、內(nèi)隱欺負態(tài)度、欺負行為之間構(gòu)成有調(diào)節(jié)的中介模型。

進一步地，按照均值加減一個標準差，區(qū)分出低（M-1SD）、中（M）、高（M+1SD）三種自尊穩(wěn)定性程度，分析在不同自尊穩(wěn)定性水平上自尊水平對欺負行為的影響以及中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)。結(jié)果表明，對于自尊穩(wěn)定性水平較低（M+1SD）的被試來說，自尊水平對欺負行為具有顯著的預(yù)測作用 （Effect＝0.23，t＝3.49，p＜0.001），其95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.10，0.36），中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)顯著 （Effect＝0.05，Boot SE＝0.02）， 其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（0.02，0.10）；對于自尊穩(wěn)定性水平較高（M-1SD）的被試來說，自尊水平對欺負行為的預(yù)測作用不顯著（Effect＝-0.08，t＝-1.09，p＞0.05），其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（-0.21，0.06），中介變量（內(nèi)隱欺負態(tài)度）在二者之間的中介效應(yīng)不顯著 （Effect＝-0.01，Boot SE＝0.02），其 95%Bootstrap 置信區(qū)間為（-0.06，0.03）。因此，隨著個體自尊穩(wěn)定性水平的提高，自尊水平對欺負行為的預(yù)測作用呈逐漸減弱趨勢，且內(nèi)隱欺負態(tài)度在自尊水平與欺負行為關(guān)系中的中介效應(yīng)也呈下降趨勢。

3 討論

研究者針對自尊在欺負行為中的作用開展了大量的研究，但是這些研究大都是圍繞著自尊水平展開的?；谧宰鸱€(wěn)定性理論、雙重態(tài)度模型及以往的研究，本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，明確了自尊水平通過什么（內(nèi)隱欺負態(tài)度的中介作用）影響初中生欺負行為，同時也回答了自尊水平在什么條件下（自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用）對初中生欺負行為的影響更大。本研究提出的兩個假設(shè)全部得到了證實，研究結(jié)果對于厘清自尊與欺負行為的關(guān)系具有一定的理論意義，對于初中生心理健康教育具有重要的現(xiàn)實意義。

3.1 內(nèi)隱欺負態(tài)度的中介作用

受威脅的自尊假說認為高自尊導致攻擊性行為。但是，低自尊假說提出了不同的觀點，認為是低自尊導致了攻擊性行為的產(chǎn)生。本研究發(fā)現(xiàn)，自尊水平高的初中生的欺負行為發(fā)生的頻率也高，從而支持了受威脅的自尊假說。

但是，自尊不僅能影響外部表現(xiàn)（即行為），也會影響個體的內(nèi)部世界 （即思想和態(tài)度）（Cameron＆Granger，2019）。以往，研究者通常只關(guān)注外顯欺負態(tài)度（采用Likert式量表進行評估）及其與欺負行為的關(guān)系。然而，這些研究表明，外顯欺負態(tài)度對欺負行為只有微弱到中等的預(yù)測效力（Stevens，Van Oost，＆ De Bourdeaudhuij，2000）。 從心理測量學角度看，這可能是因為外顯欺負態(tài)度受到諸如社會稱許性等因素的影響，所以并不總是與欺負行為相符合，導致初中生雖然在問卷法中報告的外顯欺負態(tài)度是消極的，但仍表現(xiàn)出欺負行為。已有研究表明，對暴力的外顯態(tài)度會受到社會期望的影響 （Jeon et al.，2019）。內(nèi)隱欺負態(tài)度是解釋欺負行為的有效指標（van Goethem et al.，2010）。 內(nèi)隱社會認知理論認為內(nèi)隱欺負態(tài)度是對欺負行為的沖動的、不受控制的、潛意識的認知，包括對欺負行為的態(tài)度或?qū)ζ圬撜叩膽B(tài)度，可以使用間接測量方法（例如，內(nèi)隱聯(lián)想測驗）來評估。盡管對欺負行為的外顯態(tài)度是明確反對的，但個體對欺負行為的內(nèi)隱態(tài)度卻可能是積極的并導致其表現(xiàn)出欺負行為。因此，本研究構(gòu)建了內(nèi)隱欺負態(tài)度在自尊水平與初中生欺負行為之間的中介作用模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自尊水平高的初中生更容易產(chǎn)生內(nèi)隱欺負態(tài)度，從而提高其欺負行為發(fā)生的頻率。這一結(jié)果提示了自尊水平影響欺負行為的中介機制，從而初步豐富了受威脅的自尊假說。

3.2 自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用

已有研究表明，自尊穩(wěn)定性通過調(diào)節(jié)自尊水平與攻擊性行為的關(guān)系，比自尊水平能更加有效地預(yù)測攻擊性行為（Zeigler-Hill et al.，2014）。 但是，尚缺少關(guān)于自尊穩(wěn)定性如何在自尊水平影響欺負行為時發(fā)揮作用的探討，本研究為這一領(lǐng)域提供了新的證據(jù)。本研究發(fā)現(xiàn)自尊的水平與穩(wěn)定性的組合直接影響欺負行為，因而豐富了Zeigler-Hill等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)。進一步地，從自尊穩(wěn)定性理論出發(fā)，本研究還發(fā)現(xiàn)自尊水平通過內(nèi)隱欺負態(tài)度影響欺負行為的中介過程受到自尊穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)作用。具體而言，當自尊穩(wěn)定性低時，自尊水平高的初中生比自尊水平低的初中生更加表現(xiàn)出內(nèi)隱欺負態(tài)度，進而表現(xiàn)出更高的欺負行為發(fā)生頻率。這些結(jié)果都表明了初中生自尊穩(wěn)定性與自尊水平一起比單獨的自尊水平能更加有效地預(yù)測欺負行為，從而支持了自尊穩(wěn)定性理論。

自尊穩(wěn)定性理論認為不穩(wěn)定的高自尊個體的憤怒和敵意傾向最高而穩(wěn)定的高自尊個體的憤怒和敵意傾向最低，表明與具有穩(wěn)定自尊的個體相比，具有不穩(wěn)定自尊的個體可能對評價性事件反應(yīng)更強烈，然而，反應(yīng)的性質(zhì)以及反應(yīng)的類型也可能取決于個體的自尊水平。不穩(wěn)定的高自尊個體的自我更脆弱、更易受傷害，對積極和消極的評價事件更敏感，在面對積極的和消極的自我相關(guān)事件時會產(chǎn)生更大的反應(yīng)；具有穩(wěn)定的高自尊個體擁有非常安全的積極的自我，因此，他們對積極或消極的自我相關(guān)事件沒有非常積極的反應(yīng)。在高自尊的個體中，不穩(wěn)定的自尊與敵意和憤怒的更大傾向關(guān)聯(lián)（Kernis，2013）。這對于解釋自尊水平與攻擊性行為之間關(guān)系的不一致發(fā)現(xiàn)特別具有啟發(fā)性，表明充分理解自尊在心理功能中的作用需要同時考慮自尊的穩(wěn)定性和自尊水平的作用（Kernis，Lakey，＆ Heppner，2008）。

總體看來，本研究結(jié)果為理解初中生的欺負行為提供了一個新視角，也為初中生欺負行為的干預(yù)實踐提供可能的方法：（1）改變解釋風格。高自尊水平、低自尊穩(wěn)定性的個體更傾向于將負面經(jīng)驗歸因于外部原因 （Kernis，1993），從而表現(xiàn)出偏執(zhí)思維（Thewissen et al.，2007），因此，可以對其開展解釋風格的訓練；（2）改變內(nèi)隱欺負態(tài)度。最近，有研究者探索了對少年犯群體看待暴力的積極內(nèi)隱態(tài)度進行矯治的可行性（Jeon et al.，2019），結(jié)果表明評價性條件作用（evaluative conditioning）可用于改變少年犯的內(nèi)隱暴力支持態(tài)度。評價性條件作用是指伴隨條件刺激和無條件刺激的不斷配對出現(xiàn)，無條件刺激把自己的效價傳遞給了條件刺激（張予賀，金艷，鄭希付，閆柯，周晌昀，2014）。因此，可以嘗試利用評價性條件作用改變內(nèi)隱欺負態(tài)度。

3.3 不足與未來研究方向

本研究從內(nèi)隱欺負態(tài)度的角度探索了初中生對欺負的態(tài)度和他們表現(xiàn)出的欺負行為不一致的原因，研究結(jié)果有助于理論研究者和心理健康教育工作者從自尊的水平、自尊穩(wěn)定性和對欺負行為的內(nèi)隱態(tài)度出發(fā)，開展初中生欺負行為的干預(yù)研究和實踐。但是，本研究并未將欺負者的內(nèi)隱欺負態(tài)度具體指向特定的被欺負者，這也是常被研究者忽視的一個問題（Lansu，2018），未來可以就此展開研究。

4 結(jié)論

第一，初中生的自尊水平影響欺負行為，內(nèi)隱欺負態(tài)度在其中起部分中介作用。

第二，初中生的自尊穩(wěn)定性在自尊水平影響欺負行為的直接路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，并且對中介模型的前半段也發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

第三，隨著個體自尊穩(wěn)定性的提高，自尊水平對欺負行為的預(yù)測作用呈逐漸減弱趨勢，且內(nèi)隱欺負態(tài)度在自尊水平與欺負行為關(guān)系中的中介效應(yīng)也呈下降趨勢。