1. 引言
近年来，攻击行为在世界范围发生率呈现逐年上升的趋势。青少年的攻击行为发生率较高。在中国青少年攻击行为的相关调查结果中显示，校园欺凌、网络欺凌、他人伤害等攻击行为方面的检出率分别为50%、16.1%、17.8% [1]-[3]，并且青少年的攻击倾向在整个青春期呈现显著增长趋势[4]。攻击行为不仅会扰乱社会秩序，而且对攻击者本身的身心健康也会造成不良影响。
过去的研究表明，攻击行为与抑制控制能力[5]、暴力犯罪[6]、抑郁焦虑[7]等行为存在相关性。青少年时期的攻击行为对青少年的身心健康发展并不是短暂的影响，而是会潜移默化地、持续性地对青少年的身心健康发展造成危害。可见，攻击行为已经成为社会性问题，严重影响青少年的身心健康，是学校心理健康教育中十分具有实践意义的课题，要想有效地减少初中生攻击行为的频繁发生，我们首先需了解其现状，从影响该行为的因素开始着手，分析影响因素和作用机制，从而有利于制定有针对性的策略并及时进行干预，为青少年积极健康心理发展提供帮助。
关于青少年攻击行为发生的诱因已经受到了广泛的关注。生态系统理论强调个体是处在一系列环境系统之中，其行为会受到系统与个体相互作用的影响，其中一个子系统遭到破坏，青少年会暴露在另一个子系统中并且导致风险的概率就会随之增大，从而导致青少年出现问题行为(例如攻击行为)。学校对于青少年来说是重要的活动场所，研究者开始关注学校环境中攻击情景的受欺负者。根据广义紧张理论(General Strain Theory)的观点[8]，个体之所以会产生攻击行为，主要源于其所经历的紧张体验。这种紧张本质上是指个体因与他人产生负面关系而感受到的消极情绪刺激，从而驱使其通过极端行为(如攻击)来缓解这种紧张状态。因此，受欺负者不仅会遭受严重的身心伤害，可能引发不同程度的心理健康问题，还可能进一步转变为新的攻击者，对他人实施攻击行为。国内研究也表明，受欺负是最有可能引发攻击行为的紧张因素之一[9]。受欺负(Bullying victimization)是指个体长期、反复且有意地遭受一个或多个同伴的负面影响，欺负者通过身体攻击、言语伤害或其他方式对受害者造成损害[10]。关于受欺负与攻击行为之间的关系，以往研究通常认为，被欺负者往往表现出胆小、懦弱等特征。然而，也有研究指出，并非所有受欺负者都被动接受欺负。相反，一些受欺负者会表现出更多的攻击行为[11]，即受欺负可以正向预测攻击行为[12]。
但是，受欺负的经历与攻击行为之间也存在重要的调节机制[13]，但是少有研究对其内部机制进行深入探析，并且前人关于受欺负后产生的攻击行为的研究常常解释为个体受到环境刺激的自动化反应[14]，但是往往忽略了青少年的主观能动性作用，因此在本研究中引入自我控制双系统展开研究，该系统将冲动与控制集中在一个模型中，冲动系统是负责冲动行为的，对外部刺激激活情感或行为的自动化反应，控制系统是更高阶的，用于对冲动系统的补充，可以抑制冲动反应的过程[15]。因此相较于单一的关系研究，该系统可以对有的人为什么会失控发生攻击行为提出更好的解释[16]。
此外，根据科尔伯格道德发展阶段理论(Theory of Moral Development, MDT)，初中生的道德发展处在习俗水平，这个阶段的个体初步理解和接受社会行为规范，考虑社会规则和责任，并根据行为的动机以及当前的情景评估行为，力图维护社会秩序。因此，到了青少年时期，大多数个体都知道欺凌是一种道德越界。在澳大利亚的一项研究中，99%的青少年认为攻击是“不可接受的”[17]。这就提出了一个问题，即青少年如何在明确的反对攻击行为的社会规范下为他们的攻击行为辩护。先前的研究表明，攻击他人的青少年更有可能启用道德推脱：一系列抑制消极自我判断的过程[18]。Bandura (1999)提出的道德推脱概念是作为社会认知理论的延伸，通过道德推脱，个体在做出违反自身或社会道德规范的行为时，就可以从内疚和自责中抽离出来，从而导致做出更不道德的决定。因此，本研究将引入道德推脱作为中介变量，探究其在受欺负与攻击行为之间的中介作用。
青春期是攻击行为的高发时期，尤其是因挑衅或挫折引发的反应性攻击尤为敏感[19]。Lei等(2019) [20]通过跨时间的元分析方法，研究了2003年至2016年间中国学生攻击性变化的趋势。研究对象涵盖小学至高中阶段的学生，结果表明，学生的攻击性随时间显著降低，其中下降幅度主要集中在中学生群体。与小学和高中阶段相比，初中生的攻击性下降更为显著。随着年龄增长和知识积累，个体的自控能力逐步增强，对攻击行为可能带来的负面后果的认知也日益清晰，因此攻击行为呈现减少趋势。
然而，其他研究表明，攻击行为和受欺负现象在儿童晚期开始上升，于青春期早期达到峰值，并在青春期后期逐渐减少[21] [22]。因此，青春期早期被认为是攻击性和受害性发展的关键时期。
关于初中阶段的攻击水平，当前研究尚存争议。初中生对外部环境因素更为敏感，同时心理和生理状态相对不稳定，使得其行为具有较强的可塑性。因此，将初中生作为研究攻击行为的对象尤为重要。本研究将聚焦于初中生的攻击行为，分析其整体攻击水平现状及相关影响因素。
此外，一般攻击模型认为，攻击行为的产生是个体因素与情境因素交互作用的结果[14]。道德推脱作为一种认知因素，已被大量研究证实是攻击行为的重要预测变量和认知基础[23] [24]。然而，已有研究发现，受欺负经历可能提高[25]或降低[26]道德推脱水平，从而导致个体在行为选择上出现差异。因此，道德推脱在受欺负与攻击行为之间的具体作用机制仍需进一步探讨。
Figure 1. Mediation model with moderation
图1. 带调节的中介模型
基于此，为了深入探究初中生受欺负与攻击行为的现状，以及自我控制双系统和道德推脱在其中的作用机制，本研究在梳理相关文献和理论的基础上，以初中生为研究对象，构建一个调节的中介模型(假设模型如图1所示)。具体而言，将受欺负作为自变量、攻击性作为因变量，以道德推脱为中介变量、自我控制双系统为调节变量，探讨受欺负经历对青少年攻击行为的影响。本研究采用问卷法的方式，检验道德推脱在受欺负与攻击行为之间的中介作用，以及自我控制双系统对受欺负经历与攻击行为关系的调节作用。通过这些研究，为社会、学校和家庭提供针对性教育与干预的实证依据和实践参考，以促进中学生的身心健康发展。
2. 研究对象
本研究将选取重庆某中学500名中学生作为研究对象，并发放测量问卷，筛除字迹不清晰、错填漏填问卷后，最终回收有效问卷482份，其中男生253人(52.49%)，女生229人(47.51%)，年龄13.27 ± 0.95岁。研究要求被试无童年期或现存重大躯体疾病、脑外伤史，听力、视觉障碍，神经障碍，当前无存在情绪问题和精神病症状，人格障碍和有物质依赖史者。被试右利手、肢体运动功能正常，参加本研究的所有被试在填写问卷结束后会获得精美的小礼品一份。
3. 研究工具
3.1. 儿童欺负问卷(初中版)
采用张文新[27]等人修订修订自Olweus编制的儿童欺负问卷，该量表共6个条目测量青少年受欺负的程度，采用5点计分的方式，从“从未发生”到“一周几次”，分数越高表示个体受欺负的频率越高。本研究中的α系数为0.69。
3.2. Buss-Warren攻击问卷(中文修订版)
本研究采用张萍(2011) [28]等人修订的Buss-Warren攻击问卷[29]，中文版问卷由相关专家反复翻译并回译获得，以确保表达精准、明确，同时切合中国中小学生文化背景、语言习惯，可读性强，易于理解。该量表共34个条目，包含5个分量表：身体攻击(Physical Aggression, PHY)、言语攻击(Verbal Aggression, VER)、敌意(Hostility, HOS)、愤怒(Anger, ANG)、间接攻击(Indirect Aggression, IND)。运用5级评分法记分，分数越高表明攻击性越强。中文版BWAQ攻击问卷具有良好的信效度[30]。本研究中的α系数为0.86。
3.3. 自我控制双系统量表
自我控制双系统量表(Dual-Mode of Self-Control Scale)由Dvorak和Simons [31]编制，本研究采用谢东杰[32]等人修订版本，该量表共21个条目，分为控制系统与冲动系统两个分量表，其中冲动系统分量表包括冲动性、易分心、低延迟满足三个维度，控制系统分量表包括问题解决、未来时间观两个维度，从“非常不符合”到“非常符合”5点积分，得分越高表示冲动性和控制性越强。在前人研究中表明该问卷具有良好的信效度。本研究中，总量表的α系数为0.77，冲动系统和控制系统分量表的α系数分别为0.87、0.80。
3.4. 道德推脱问卷
本研究采用Bandura等[33]编制的道德推脱问卷(Moral Disengagement, MDS)，问卷共包括32个题项，测量八个维度：道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、扭曲结果、非人性化和责备归因，每个维度有4个题项。问卷采用5点计分，1分表示非常不符合，5分表示非常符合，得分越高表示个体的道德推脱水平越高。该问卷信效度在中国样本中表现良好[34]。本研究中问卷Cronbach’s α系数为0.86。
3.5. 程序及数据处理
在征求学校校长、老师以及学生的同意后，对重庆市某中学初一、初二年级学生进行集体施测。主试选择一节自习课以班级为单位向学生统一发放施测问卷。问卷施测前，选取每个班的班长作为主试并对其进行培训，由主试来向学生说明指导语，确保被试明确本次研究的目的、理解问卷内容，并对研究内容进行保密。问卷发放后被试当场作答，答题时间约为25分钟左右，问卷作答结束后当场提交。使用SPSS25.0及Hayes [35]的SPSS宏程序Process2.16整理和分析数据，依据温忠麟和叶宝娟[36]推荐的偏差校正的百分位Bootstrap方法检验回归系数显著性。用SPSS宏Process中的Model 4检验道德推脱的中介作用；用Model 5分别检验控制系统与冲动系统的调节作用。
4. 结果
4.1. 共同方法偏差检验
对数据进行Harman单因素法检验，将所有变量进行未旋转的主成分因素分析。检验结果显示，特征大于1的因子一共有30个，且第一个因子解释的变异量为12.03%，小于临界值40%，因此表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
描述统计与相关分析
对各变量总均分进行相关分析，结果表明受欺负与攻击行为、道德推脱、冲动系统呈现显著正相关；攻击行为、道德推脱、冲动系统与控制系统呈现显著负相关；攻击行为、道德推脱与受欺负呈现两两显著正相关；冲动系统与其他变量无显著相关。各变量的描述统计与相关矩阵详见下表1。
Table 1. Descriptive statistics and correlation matrix of each variable
表1. 各变量的描述统计与相关矩阵
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
(1) 受欺负 |
1.51 |
0.59 |
- |
|
|
|
|
(2) 攻击行为 |
2.14 |
0.65 |
0.41** |
- |
|
|
|
(3) 道脱推脱 |
1.82 |
0.57 |
0.31** |
0.39** |
- |
|
|
(4) 控制系统 |
1.82 |
0.57 |
−0.02 |
−0.11* |
−0.11* |
- |
|
(5) 冲动系统 |
2.2 |
0.73 |
0.12** |
0.02 |
0.07 |
−0.11* |
- |
注：*：p < 0.05，**：p < 0.01，***：p < 0.001。
4.2. 中介作用检验
中介模型表明(见表2)，受欺负能够显著正向预测道德推脱(β = 0.30, t = 7.00, p < 0.001)。当受欺负和道德推脱分数都进入回归方程时，受欺负(β = 0.35, t = 7.67, p < 0.001)与道德推脱(β = 0.33, t = 7.14, p < 0.001)都可以显著正向预测攻击行为。
Table 2. Regression analysis of the relationship between the variables in the mediation model
表2. 中介模型中各变量关系的回归分析
变量 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
受欺负 |
0.45 |
9.84*** |
0.30 |
7.00*** |
0.35 |
7.67*** |
道德推脱 |
|
|
|
|
0.33 |
7.14*** |
R2 |
0.17 |
0.09 |
0.25 |
F |
96.74*** |
49.11*** |
78.88*** |
注：(1) 模型中各变量均采用标准化后的变量代入回归方程(2) 模型1——受欺负预测攻击行为；模型2——受欺负预测道德推脱；模型3——受欺负和道德推脱共同预测攻击行为。***：p < 0.001。
偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，道德推脱在受欺负与攻击行为之间的中介作用显著，中介作用路径如图2，其95%的置信区间上限为0.06，下限为0.15，不包括零，中介效应占总效应的比例为22.22%，结果验证了假设1 (见下表3)，中介模型见图2。
Table 3. Mediating effect analysis of moral disengagement
表3. 道德推脱的中介效应分析
|
效应值 |
标准误 |
Bootstrap 95% CI |
占总效应比率 |
下限 |
上限 |
总效应 |
0.45 |
0.05 |
0.36 |
0.54 |
|
|
直接效应 |
0.35 |
0.05 |
0.26 |
0.44 |
|
|
间接效应 |
0.10 |
0.02 |
0.06 |
0.15 |
22.22% |
注：***：p < 0.001。
Figure 2. Mediation model
图2. 中介模型
4.3. 调节作用检验
冲动系统的调节作用检验结果如表4所示：受欺负经历显著预测攻击行为；受欺负经历显著预测道德推脱；道德推脱显著预测攻击行为。受欺负与冲动系统的交互项效应不显著。说明受欺负经历对攻击行为的影响不受冲动系统的调节。
Table 4. Regression analysis of the moderating effect of the impulse system
表4. 冲动系统调节作用的回归分析
回归方程 |
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
t |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
Bootstrap下限 |
Bootstrap下限 |
道德推脱 |
受欺负 |
0.31 |
0.09 |
49.1*** |
0.30 |
0.22 |
0.38 |
7.01*** |
攻击行为 |
受欺负 |
0.50 |
0.25 |
39.66*** |
0.36 |
0.27 |
0.45 |
7.72*** |
道德推脱 |
|
|
|
0.34 |
0.25 |
0.43 |
7.18*** |
冲动系统 |
|
|
|
−0.03 |
−0.10 |
0.04 |
−0.93 |
INT1 |
|
|
|
0.03 |
−0.15 |
0.08 |
−0.57 |
注：INT1指的是标准化后的受欺负与冲动系统的乘积项。
控制系统的调节作用检验结果如表5所示：受欺负显著正向预测攻击行为；受欺负显著预测正向预测道德推脱；道德推脱显著预测攻击行为。受欺负与控制系统的交互项的效应显著，说明受欺负与攻击行为的关系收到控制系统的调节。
Table 5. Regression analysis of the moderating effect of the controlling system
表5. 控制系统调节作用的回归分析
回归方程 |
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
t |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
Bootstrap下限 |
Bootstrap下限 |
道德推脱 |
受欺负 |
0.31 |
0.09 |
49.11*** |
0.30 |
0.22 |
0.38 |
7.01*** |
攻击行为 |
受欺负 |
0.51 |
0.26 |
42.05*** |
0.34 |
0.25 |
0.43 |
7.50*** |
道德推脱 |
|
|
|
0.34 |
0.24 |
0.43 |
7.14*** |
控制系统 |
|
|
|
−0.06 |
−0.13 |
0.01 |
−1.68 |
INT1 |
|
|
|
−0.14 |
−0.26 |
−0.02 |
−2.26* |
注：INT1指的是标准化后的受欺负与控制系统的乘积项。
按照控制系统得分高于平均数一个标准差为高分组，低于平均数一个标准差即为低分组，进行简单斜率分析，其简单斜率图如图3所示。结果表明，随着控制能力的不断提升，受欺负经历对青少年攻击行为的影响明显削弱。在青少年中，当处在低自我控制的条件下，个体的受欺负频率越高，攻击行为就越高；而处在高自我控制的条件下，受欺负频率的高低对青少年的影响显著小于低自我控制的影响。
Figure 3. Diagram of the moderating effect of the control system on the relationship between bullying and aggression
图3. 控制系统对受欺负与攻击之间关系的调节作用图
5. 讨论
5.1. 初中生受欺负与攻击行为的直接效应讨论
和先前研究结果一致[37]，本研究数据表明受欺负显著正向预测初中生攻击行为，受欺负的频率越高，其攻击行为的就越高。受欺负的经历可以作为预测攻击行为的潜在重要因素。根据社会学习理论[33]，受欺负在被欺负的同时也会观察欺负的行为状态，并且知道通过攻击手段可以达到某种目的，行为选择受到了环境的积极强化，表现出不同的情绪，因此受欺负者会选择攻击他人。前人研究中表明了一个受害者驱动的模型，它涉及从受害到攻击性的联系。该模型来自同伴社会化理论[38]，这一理论得出了与社会学习理论相似的解释，受欺负的青少年可能从这些互动中学习，并在未来与同伴的敌对互动中模拟攻击行为。同时，自我保护机制也有助于解释这一关系，长期受欺负的青少年无论是身体上还是心理上都会遭受严重的创伤，基本心理需求无法得到满足，所以就会产生报复心理，以攻击的方式进行弥补和挽救，以此来发泄心中不满，达到自身目的；这第一点与挫折–攻击理论[39]的解释相通，青少年在经受过挫折(受欺负)后，会产生敌对愤怒的情绪，随即报复性反击。
5.2. 道德推脱的中介作用
探讨道德推脱在受欺负与攻击行为之间的中介作用，不仅有助于从认知加工的角度解释受欺负通过何种影响因素诱发个体产生更多的攻击行为，而且有助于进一步阐明攻击行为产生的认知机制。
本研究探讨了道德推脱在初中生受欺负与攻击行为之间的中介作用，结果表明，道德推脱在二者关系中起到了部分中介作用。这表明，受欺负经历会通过提升道德推脱水平进一步强化初中生的攻击行为。以往研究提出，受欺负可能增加[25]或降低[26]个体的道德推脱水平，而本研究支持前者的观点，发现受欺负显著正向预测青少年的道德推脱水平，进而促进攻击行为的发生。
具体而言，受到欺负的初中生可能直接选择攻击行为作为反击，同时通过提升道德推脱水平，将自己的攻击行为合理化，从而更容易实施攻击行为。这一结果充分验证了，受欺负作为一种负面的社会关系体验，会导致初中生在道德判断上的偏离。这或许是由于遭受欺负的青少年更容易产生自责心理，从而在某种道德层面上将攻击行为视为正当的回应。
根据Greene等人提出的道德判断与决策的双重过程理论[40]，道德判断和决策由两种加工路径构成：一种是较慢且受控制的理性加工，与神经系统活动密切相关，关注个体的长期利益；另一种是快速的自动化反应，更多涉及情绪和情感的驱动，尤其与个体的受伤体验有关。由此可推断，道德推脱并非一种无意识的防御机制，而是个体在认知和情感双重加工机制下，通过缜密推理和判断，为攻击行为披上“道德外衣”。这一机制表明，尽管道德推脱表面上合理化了攻击行为，但其根本驱动力仍然是负面情绪的积累与宣泄。
现实中，初中生若倾向于以社会和道德上有利的方式看待攻击性行为及其负面结果，可能不完全是由于内部道德标准的选择性停用[41]。事实上，有几个因素可能也可以解释这一现象。例如，初中生其本身社会认知发育不全(例如，无法识别和评估一系列社会价值观和行为选择)，或者因为他或她倾向于通过删除可能阻止或抑制不道德或攻击性行为的道德内容来为不道德或攻击性行为辩护[42] [43]。
最后，本研究结果再次验证了一般攻击模型。依据该模型本研究中受欺负是情景因素，遭受过受欺负的初中生通过内部道德推脱机制引发后续的攻击行为，道德推脱是受欺负与攻击行为之间的一个重要的中介机制。青少年们因短期接触环境中的暴力因素，从而影响其内部状态的评估和决策过程，可能进一步影响他们的行为模式。同时，环境中的对某件事的反应可能会在后续改变GAM中的输入个人变量和环境状况。长期效应是由受欺负频率累加引起的，会促进个体攻击性人格的形成。
综上所述，道德推脱是初中生受欺负导致攻击行为的中介机制，道德推脱水平能够显著预测其攻击行为。研究结果启示我们，加强初中生的道德教育对减少校园内各种暴力攻击事件的发生具有关键作用。
5.3. 自我控制双系统的调节作用
研究表明，自我控制双系统中的控制系统在受欺负与攻击行为之间具有显著的调节作用，验证了研究假设。可能的解释是，控制系统包含问题解决和未来时间观两个关键因素，这使得具备较强自我控制能力的个体在面对困难或问题情境时能够更全面地思考，或提前预判并为潜在问题做好准备。这种能力让他们在处理受欺负经历时表现出更高的灵活性和更快的适应能力，从而减少了攻击行为等不符合社会规范的行为。例如，有研究发现，与良好的自我控制相关的综合气质特质(如计划性和坚持性)，可以显著降低同伴异常行为对个体后期反社会行为的预测。King等人[44]的一项为期三年的纵向研究也表明，在青少年面临问题时，控制系统而非冲动系统更能促进积极的调整。因此，对于初中生，尤其是在人际关系困境中受欺负的青少年来说，提高控制系统水平可以帮助他们选择更适当的方式应对这些挑战。
同时，研究发现冲动系统对受欺负和攻击行为直接效应的调节作用不显著，未验证假设。以往的研究指出，在自我控制过程中，控制系统相较于冲动系统处于更高阶的位置，具有抑制冲动反应的能力[45]。尽管有研究表明，当个体通过同伴学习建立受欺负与攻击之间的正向关联时，冲动系统可能会被激活并快速响应欺负场景，但如果个体具有明确的自我约束准则，并熟悉社会规范，则控制系统会占据主导地位，通过更深思熟虑的方式调节行为[46]。在本研究中，被试为初一和初二的学生。根据道德发展理论，这一阶段的青少年普遍已进入自律道德阶段，逐渐内化了社会规范，形成较清晰的符合社会要求的道德标准。因此，在受欺负与攻击行为的关联路径中，青少年未必启动道德推脱机制，而是能够明确认识到攻击行为是不正确且不被社会接受的行为。在这种情况下，个体的自我道德标准和社会认知协同发挥作用，促使控制系统抑制冲动系统的反应，最终帮助青少年调整行为模式以更好地适应社会规范。