班级欺凌规范对初中生旁观者行为的影响：道德推脱的中介作用*

王跃鹏 孟维杰

(鲁东大学教育科学学院，问题青少年教育矫正研究院，烟台 264011)

校园欺凌是指一个或多个学生持续对不易进行自我保护的学生实施的有意攻击行为，包含重复性、力量的不平衡性和伤害意图三个判别标准（Olweus, 1993）。初中时期是校园欺凌的高发阶段（王祈然 等, 2018），在一项针对中国学龄期儿童的欺凌普遍性调查中，有高达6.3%的学生自述在3个月内被欺负过，有2.5%的学生承认欺负过其他同学，有2.2%的学生表示在同一段时间实施欺凌的同时也被欺负过（Zhang et al., 2019）。欺凌事件大多伴随着旁观者存在，如果旁观者及时干预，可以在10 秒内阻止欺凌的发生（Patterson et al.,2017），但是现实情境中大多数旁观者并不会主动干预、阻止欺凌（Nickerson et al., 2008）。可见，旁观者的行为选择是影响欺凌进程的潜在力量，本研究致力于解释旁观者理应“出手相助”，却大多选择“无动于衷”甚至“推波助澜”的心理机制，并探索如何促使欺凌行为中的消极旁观者向积极保护者转化。

同伴群体是塑造个人行为和态度的重要背景因素（Berger & Rodkin, 2012），为了融入群体，个体会不断调整自己的行为使之符合群体规范（Pettigrew, 1991）。如果学生长期处于欺凌行为较多且班级同学都对此习以为常的集体中，势必会对个体的心理与行为产生负面影响（谢家树, 梅里, 2019）。班级欺凌规范包括班级内部的实际欺凌行为频率和班级成员对欺凌行为的态度，代表了班级内部评价欺凌行为的标准（曾欣然 等,2019）。在班级欺凌规范水平高的集体中，学生会表现出更高的欺凌接受度，为了被同伴接纳的需求会做出更多的亲欺凌相关行为（程硕硕, 2021;Sentse et al., 2015）。但是班级欺凌规范如何影响欺凌事件中的旁观者，以往研究涉及较少。因此本研究提出假设1：个体感知到的班级欺凌规范水平越高，面对欺凌时越倾向于做出消极旁观行为。

Anderson 和Bushman（2002）提出的一般攻击模型（the general aggression model, GAM）认为，群体规范之所以会影响学生的行为选择，是因为这些输入变量通过唤醒内部的认知和情感因素影响了个体的决策，而道德推脱可能就是被唤醒的潜在机制（王小凤 等, 2022）。道德推脱是指一些特定的错误认知倾向，它可以通过道德合理化等途径将自己的伤害行为重新解释，使其看起来伤害性更小甚至没有伤害；
通过责任转移等形式推脱自己应承担的责任，甚至通过非人性化等方式降低自己对受伤害个体的认同等（杨继平 等, 2010）。研究表明高水平的道德推脱预示着更多的间接欺凌，更少的旁观者助人行为（Killer et al., 2019;Kokkinos & Kipritsi, 2018）。但是以往研究中较少考察旁观者的消极参与行为，因此本研究着眼于旁观者中的协助欺凌和置身事外群体，并提出假设2：道德推脱在班级欺凌规范对旁观者协助欺凌行为、置身事外行为的影响中均中起中介作用。

2.1 被试

采用整群抽样的方式，在山东省某市选取初中生被试4500名，删除无效问卷（明显规律性作答、未完整填写等）后，剩余有效被试4316名，有效回收率95.91%。其中，男生2188人（占总体50.70%），女生2128人（占总体49.30%）；
初一1739人（占总体40.29%），初二1101人（占总体25.51%），初三982人（占总体22.75%），初四494人（占总体11.45%）；
乡镇地区学生1060人（占总体24.56%），市区学生3256人（占总体75.44%）；
被试平均年龄为13.26±1.16 岁。问卷调查经老师和学生本人知情同意。本研究通过鲁东大学学术伦理委员会的审核。

2.2 研究工具

2.2.1 班级欺凌规范问卷

采用曾欣然等人（2019）改编的班级欺凌规范问卷。其中3个题目测量个体感知的班级欺凌行为规范，如“你班上有多少同学会踢打或者推一些同学”，采用5 点计分，0 表示“完全没有”，4 表示“非常多”；
4个反向计分题目测量个体感知的班级欺凌态度规范，如“班上的同学都认为自己不应该欺负别的同学”，0 表示“完全不符合”，4 表示“完全符合”。被试在7个题目上的总平均分越高表示个体感受到的班级欺凌规范越强。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.77。

2.2.2 道德推脱问卷

采用潘清泉和周宗奎（2010）修订的道德推脱问卷，该问卷包含责任转移、责任扩散、结果歪曲、有利对比、非人性化和道德合理化在内的6个维度，每个维度包含3个题目。采用5 点计分，1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”，被试在18个题目上的总平均分越高表示其道德推脱水平越高。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.81。

2.2.3 欺凌参与行为问卷

采用邱小艳等人（2020）修订的欺凌参与行为问卷，该问卷包含5个独立的分量表。在本研究中根据研究目的选取协助欺凌者和置身事外者两个旁观者相关维度，每个分维度包含10个题目，如“当有人散布关于某个同学的谣言时，我假装没听到”，采用5 点计分，0 表示“从来没有”，1 表 示“1～2 次”，2 表 示“3～4 次”，3 表 示“5～6 次”，4 表示“7 次或更多”（在过去一个月内）。本研究中该问卷各维度的Cronbach’s α 系数在0.85～0.95 之间。

2.3 数据处理

本研究以集体施测的形式进行，采用SPSS25.0和PROCESS 宏程序对数据进行处理。

2.4 结果

2.4.1 共同方法偏差检验

本研究的数据来源于被试在问卷调查中的自我报告。为了检验共同方法偏差对研究结果的影响，除了在程序上采用匿名施测、反向计分等方式进行控制以外，本研究还在统计上采用Harman单因素检验方法对所测项目进行未旋转的主成分分析，结果显示第一个因子的解释量只有17.30%，小于40%（熊红星 等, 2012）。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.4.2 各主要变量之间的相关分析

各主要变量的描述统计和相关分析结果见表1。结果表明，班级欺凌规范与道德推脱、协助欺凌行为、置身事外行为均呈显著正相关；
道德推脱与协助欺凌行为、置身事外行为均呈显著正相关。

表1 研究1 各变量的描述统计和相关系数（n=4316）

2.4.3 班级欺凌规范对旁观者行为的影响及道德推脱的中介作用分析

根据温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介检验流程，控制了性别、年级以及生源地水平后，在方程1 中，班级欺凌规范显著正向预测旁观者协助欺凌行为（β=0.31,p＜0.001）；
在方程2 中，班级欺凌规范显著正向预测道德推脱（β=0.24,p＜0.001）；
在方程3 中同时纳入班级欺凌规范和道德推脱，结果表明班级欺凌规范能显著正向预测旁观者协助欺凌行为（β=0.25,p＜0.001），道德推脱显著正向预测旁观者协助欺凌行为（β=0.26,p＜0.001）。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法进一步检验发现，在班级欺凌规范与旁观者协助欺凌行为之间，道德推脱的中介作用显著，ab=0.11，SE为0.01，95%的置信区间为[0.08, 0.14]，中介效应占总效应的20.50%。见表2。

表2 班级欺凌规范、道德推脱与协助欺凌行为间的中介效应分析

采用同样的方法，对置身事外行为进行研究。控制了性别、年级以及生源地水平后，在方程1 中，班级欺凌规范能显著正向预测旁观者置身事外行为（β=0.22,p＜0.001）；
在方程2 中，班级欺凌规范显著正向预测道德推脱（β=0.2 4,p＜0.001）；
在方程3 中同时纳入班级欺凌规范和道德推脱，结果表明班级欺凌规范能显著正向预测旁观者置身事外行为（β=0.17,p＜0.001），道德推脱显著正向预测旁观者置身事外行为（β=0.19,p＜0.001）。采用偏差校正的百分位Bootstrap 法进一步检验发现，在班级欺凌规范与旁观者置身事外行为中，道德推脱的中介作用显著，ab=0.14，SE为0.02，95%的置信区间为[0.10, 0.19]，中介效应占总效应的20.76%。见表3。

表3 班级欺凌规范、道德推脱与置身事外行为间的中介效应分析

研究1 采用问卷研究旨在探究个体真实感受到的班级欺凌规范，但是其局限在于因果结论不够明确，因此研究2 采用对照实验的方式，检验自变量与因变量之间的因果关系以及道德推脱的中介作用。

3.1 被试

根据G*power 计算，本研究需要的被试量为126人。在山东省某市招募自愿参与的被试180人，38名被试的数据因为在填写时不认真（检验问题未通过、未完整作答或明显规律作答）被剔除，剩余有效被试142人。其中男生63人（占总体44.37%），女生79人（占总体55.63%）；
初二63人（占总体44.37%%），初三79人（占总体55.63%）；
被试平均年龄为13.77±0.81 岁。实验经家长和老师知情同意。本研究通过鲁东大学学术伦理委员会的审核。

3.2 研究材料

班级欺凌规范的情境操纵：参照曾欣然等人（2019）的研究，首先将被试的身份设定为班级内一员，在班级欺凌规范的情境启动下，告知被试在该班级中大多数同学都会嘲笑和欺负别的同学，甚至会起难听的外号。随后呈现两个题目，如“在该情景中，你所在的班级周围同学都（会/不会）给别的同学起难听的外号”。最后要求被试用3个词语描述一下这是一个什么样的班级。一方面检验被试是否认真阅读题目信息，另一方面通过进一步的认知加工加深对情境信息的理解。

道德推脱问卷：采用杨继平和王兴超（2012）修订的道德推脱问卷，共包含道德辩护、委婉标签等8个维度，每个维度包含4个题目，如“可以打那些辱骂你家人的家伙”。采用5 点计分，1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”，在32个题目上的总平均分表示个体的道德推脱水平。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.88。

旁观者行为任务：参照Bastiaensens 等人（2014）的实验任务，首先请被试回忆假定的欺凌情境中自己所在班级同学们对待欺凌的行为和态度，并提问“假如在体育课上同班同学之间发生了图片（欺凌场景）中的行为，你会如何选择？”然后呈现欺凌的图片和两道题目，测量被试置身事外行为的题目为“会选择默默走开，当作什么事也没有发生”；
协助欺凌的测量题目为“可能会和旁边人一起笑，但并不会制止”。采用5 点计分，1 表示“非常不同意”，5 表示“非常同意”，被试在该题目中的得分越高表示选择该行为的倾向越高。

情境启动的操纵检验：操纵检验问题为“如果发生了这样的事情，你觉得你身边的大多数同学会怎么做？”检测题目与旁观者行为任务中的题目相同。

3.3 研究设计和研究过程

通过假想的欺凌情境将自变量分为班级欺凌规范（n=60）和班级非欺凌规范（n=82）两个水平，中介变量采用道德推脱问卷测量，因变量为通过旁观者行为任务测量的个体实施协助欺凌行为和置身事外行为的倾向。

实验期间被试独立作答。首先，操纵被试感知到的班级欺凌规范水平，启动后被试需要回答启动效果检测题目，只有检测通过的被试数据才能被纳入有效数据；
其次，告知被试用3个词语描述上文所述班级状况；
最后，被试依次完成道德推脱问卷、旁观者行为任务、操纵检验题目以及填写个人基本信息。

3.4 数据处理

采用SPSS25.0 进行数据分析处理。

3.5 结果

3.5.1 班级欺凌规范启动的操纵检验

在协助欺凌情境下，班级欺凌规范启动组的得分（2.57±1.29）和班级非欺凌规范启动组的得分（1.65±1.07）差异显著，t(140)=-4.50，p＜0.001，d=0.78；
在置身事外情境下，班级欺凌规范启动组的得分（2.33±1.40）和班级非欺凌规范启动组的得分（1.45±1.06）差异显著，t(140)=-4.11，p＜0.001，d=0.71。结果表明被试感知的班级欺凌规范水平操纵成功。

3.5.2 描述统计和相关分析

对各变量进行相关分析，结果见表4。班级欺凌规范与道德推脱、协助欺凌行为、置身事外行为显著正相关，道德推脱与协助欺凌行为、置身事外行为显著正相关。

表4 研究2 各变量的描述统计和相关系数（n=142）

3.5.3 道德推脱在班级欺凌规范与协助欺凌行为、置身事外行为之间的中介效应分析

参考H a y e s（2 0 0 9）的研究方法，使用PROCESS 模型4，采用Bootstrap 法在95%的置信区间检验道德推脱在班级欺凌规范和旁观者协助欺凌行为中的中介作用。结果显示，直接效应在95% 的置信区间不包括0（95%CI=[0.22, 0.85]），表明直接效应显著，效应量为67.81%。同时间接效应在95% 的置信区间不包括0（95%CI=[0.10,0.49]），表明间接效应显著，效应量为32.19%。因此，道德推脱在班级欺凌规范和旁观者协助欺凌中的中介效应成立。

采用同样的方法检验道德推脱在班级欺凌规范与旁观者置身事外行为中的中介作用，结果表明，间接效应在95%置信区间不包括0（95%CI=[0.01, 0.19]），表明间接效应显著，效应量为30.62%。但是直接效应在95% 的置信区间包括0（95%CI=[-0.05, 0.38]），因此，中介效应成立，道德推脱在班级欺凌规范与旁观者置身事外行为中起完全中介的作用。

4.1 班级欺凌规范对旁观者行为的直接影响

问卷研究与实验研究的结果表明班级欺凌规范对旁观者面对欺凌时的协助欺凌行为和置身事外行为有显著的正向预测作用。从欺凌中影响旁观者行为的群体机制来看，个体倾向于“从众”（刘晓, 吴梦雪, 2018），如果大多数成员认可欺凌并拒绝去“多管闲事”，一旦欺凌发生，个体为了使自己的行为合乎群体规范，其行为选择就会更消极，如选择忽视被欺凌者甚至加入欺凌群体（Menesini et al., 2015）。在本研究中表现为个体感知到班级欺凌规范水平越高，越倾向于将欺凌事件建构为习以为常的“小事”，同伴群体也会对欺凌行为有较高的宽容度，此时如果个体去阻止欺凌或者帮助受欺凌者就会面临更高的风险和阻力，进而个体就会做出更少的阻止行为，更多的协助欺凌或者置身事外行为。

Pouwels 等人（2019）从成本-效益权衡的角度分析了欺凌参与者的行为，个体在做出助人与否的决策之前，需要充分权衡利弊。如果帮助受欺凌者的行为有悖于自己的所在群体的规范，那么做出干预、阻止欺凌行为时就显得“成本”过高，自己的“收益”过低，进而就可能减少帮助受欺凌者行为。当欺凌在一个班级体中已经形成不良风气，个体再去帮助受欺凌者不仅可能招致实施欺凌者的报复，还可能面对班级体内大多数同学的拒绝与反对，这时助人行为显得成本过高，相反如果顺从大多数人的意愿，去协助欺凌或者选择置身事外，就会更利己。在成本-效益的权衡下，就会催生更多的消极旁观者。

4.2 道德推脱在班级欺凌规范与旁观者行为中的中介作用

Gini 等人（2020）的研究表明群体变量会通过影响人的感知进而影响个体的行为决策。班级欺凌规范作为一种负面的群体规范与人们内心的道德准则相悖，因此为了探明这种负面的群体规范如何克服道德屏障，甚至被个体内化于心，本研究引入道德推脱变量（Kubiszewski et al., 2019）。

首先班级欺凌规范可以积极正向预测道德推脱。班级欺凌规范在客观上是不符合道德认知的，在被班级内成员内化、接纳这种群体规范时可能要经历道德冲突的过程，但是迫于强大的群体规范压力，有一部分人就会选择屈从和接受。此时他们会启动内心的道德推脱机制来化解这种内心冲突。本研究结果还证明了道德推脱水平的提高会使个体面对欺凌行为时的行为选择更消极（Thornberg et al., 2020）。处于习俗水平（9～15 岁）的青少年，在经历学校教育和道德成长后，有足够的认知水平对欺凌行为进行判断、识别，但是现实情境中为受欺凌者发声甚至挺身而出者极少（叶婷, 2020）。旁观者面对欺凌情境时，个体内心可能会因为道德准则受到挑战而产生消极体验（即由知行不一导致的负面影响），为了缓和这种消极体验，个体会触发内心的道德推脱机制，即通过将自己的行为归咎于群体内大部分人的选择或者将欺凌的责任归咎于受欺凌者本人等方式使自己的消极冷漠行为合理化，进而达到知行和解。

4.3 研究意义与局限

在理论上，本研究以班级欺凌规范为例，解答了消极环境是如何使个体的道德准则失效的问题，即当青少年群体长期接触错误的或明显有违道德准则的群体规范时，可能会激活道德推脱机制，使道德自我调节功能短暂失效，进而做出冷眼旁观欺凌的行为。这也进一步验证了道德推脱理论在解释以“旁观者冷漠”为代表的道德失范行为时的有效性。在实践层面，本研究验证了班级欺凌规范和道德推脱对旁观者行为的影响。这提醒教育工作者要时刻关注在学生群体之中存在的消极亚文化，警惕其对学生思想的侵蚀与荼毒。道德推脱的中介作用还提示校园德育工作者可以从道德教育入手，增强学生的道德“抵抗力”，提高学生面对消极规范的“免疫力”，并以此来切断消极环境对个体的影响路径。

本研究仍有不足之处。首先本研究对校园欺凌中旁观者消极冷漠行为的探讨仅限于道德层面。但是现实的欺凌情境充斥着多方参与者的力量博弈，在“助”与“不助”的抉择之间，旁观者可能从多个角度权衡自己的利益得失，而不是仅关注群体规范或者道德因素。其次，受限于欺凌行为的敏感性，本研究无法构建真实的欺凌情境，尽管已有研究证明了假想情境实验范式的有效性（Ojala & Nesdale, 2004），但是被试在面临道德选择时仍有可能受社会赞许效应影响。因此，未来仍需对研究模型进行细化。如将功利考量纳入研究模型，考察何种奖赏之下会使个体突破班级欺凌规范的限制，抵消道德推脱效应，做出协助受欺凌者的行为。此外，未来研究仍有必要考虑进一步更新研究范式，抑制社会赞许效应的影响。

个体感知到的班级欺凌规范与初中生旁观欺凌行为时的协助欺凌行为、置身事外行为显著正相关，具体而言，当个体感知到更高水平的班级欺凌规范时，面对欺凌可能会更多地选择协助欺凌或置身事外；
个体感知到的班级欺凌规范可以通过道德推脱间接预测旁观者面对欺凌行为时的协助欺凌或置身事外行为。

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