1. 引言
校园欺凌受害正在成为危害青少年健康成长的“隐形杀手”。有调查显示，我国校园欺凌的发生率为20%~33%，约有32%的学生至少有过一次受欺凌经历(童晶等，2024)。欺凌受害是指个体长期的、反复的受到他人刻意欺凌或伤害的现象(Reis, 2000)。
欺凌受害会对青少年的成长和社会性发展带来严重不良影响，其中内化问题和适应性问题最为常见(徐元儒，2022)。受害者多会出现抑郁、焦虑、低自尊、孤独、心理健康水平较差等表现(高屾等，2018)，表现出消极的学习态度、学校恐惧感等多种学校功能不良(Nishina et al., 2005)。欺凌受害还会阻碍青少年与重要他人建立友谊和联结的基本需要(唐寒梅等，2018)，导致其归属感缺失。一些青少年由于长期遭受欺凌而没能采取积极、正确的应对和处理方式，使得心理问题不断累积，甚至会增加青少年的自杀行为发生概率(Holt et al., 2015)。
自杀态度是对自杀行为的看法和认知，一旦形成会具有持久性和一致性的倾向(王玲，路仕容，2001)。有研究显示，自杀态度是预测青少年自杀行为和自杀倾向的主要因素之一(王小桃，罗贵明，2011；辛素飞等，2019)，即对自杀持宽容、理解、髙接纳态度的个体具有较高的自杀比例，而持反对态度的个体则不易于出现自杀行为(熊越华等，2023)。
虽然欺凌受害可能会使个体表现出对自杀的接纳和认可，但不是所有欺凌受害青少年都会对自杀持有包容的态度。自杀逃避理论认为人格差异决定了个体是否将自杀作为解决问题的方式之一(Baumeister, 1990)，还有研究表明，青少年自身的人格特征是影响个体自杀态度与行为的重要因素(张野等，2021)。冲动性人格特质是指个体对内、外部环境的刺激产生无计划性的、迅速的反应，且具有该特质的个体不考虑冲动行为对他人和自身带来的消极影响(叶坤，2023；Moeller et al., 2001)。
高冲动性特质的个体在面临困境时，更容易感情用事、行为鲁莽、不考虑行为的目的和后果，可能会出现接纳自杀的态度，甚至是自杀的极端行为(Wang, 2014; 安静等，2016)。应激–易感模型指出，个体自杀行为的产生受到外部应激事件(负性生活事件、虐待、创伤性经历等)和个体易感因素(人格、认知、情绪)共同作用(宫火良，李思雨，2012)。欺凌受害作为一种负性生活事件，会导致青少年出现更大程度的焦虑，面临越来越大的困难和压力，从而导致冲动性特质被强化，形成恶性循环(孙瑞琛等，2022)。研究推测冲动性可能是连接欺凌受害与自杀态度的一个重要中介变量。
综上所述，研究考察青少年欺凌受害与自杀态度的关系，在此基础上，进一步探究冲动性(叶坤等，2023)人格的中介作用，为青少年的自杀干预和预防提供一定的理论和实践启示。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究选取陕西省汉中市某职业高中、普通高中、重点高中学生作为调查对象，以班级为单位发放问卷1400份问卷，获得有效问卷1193份，有效率85.21%。研究对象基本情况见表1。
Table 1. Basic information of research subjects
表1. 研究对象基本情况表
|
|
人数 |
百分比 |
性别 |
男 |
587 |
49.2% |
女 |
606 |
50.8% |
是否独生子女 |
是 |
529 |
44.3% |
否 |
664 |
55.7% |
是否单亲家庭 |
是 |
139 |
11.7% |
否 |
1054 |
88.3% |
是否有留守经历 |
是 |
347 |
29.1% |
否 |
846 |
70.9% |
学校性质 |
职业高中 |
334 |
28.0% |
普通高中 |
351 |
29.4% |
重点高中 |
508 |
42.6% |
2.2. 研究工具
2.2.1. 特拉华州欺凌受害量表(学生卷) (DBVS-S)中文修订版
采用谢家树、魏宇民和Geovge Bear (谢家树等，2018) 2016年修订的特拉华欺凌受害量表。该量表分为身体欺凌、关系欺凌、言语欺凌和网络欺凌四个维度，共有17个条目，其中第13条“我在这所学校被欺凌了”为筛查条目，不进行数据分析。采用6点计分，该量表各条目得分计四个时段在该条目下的均分，总分计四个时段总分的均值，得分越高说明过往被欺凌情况越严重。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.930，各个维度的Cronbach’s α系数介于0.816~0.959之间。
2.2.2. 自杀态度调查问卷(QSA)
采用肖水源、杨洪和董群惠等(肖水源等，1999)编制的自杀态度调查问卷中的自杀行为性质认识分量表，采用5点计分，得分越低，表明调查对象对自杀越持肯定态度。以2.5和3.5分为两个分界值，将对自杀的态度划分为3个部分，≤2.5分被认为对自杀持肯定、认可、理解和宽容的态度；2.5~3.5分为矛盾或中立态度；≥3.5分被认为对自杀持反对、否定、排斥和歧视态度(张冰，段彩彬，2014；陈雄，2018)。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.810。
2.2.3. 简式Barratt冲动量表
采用由罗涛，陈美英等人编制的简式Barratt冲动量表(罗涛等，2020)。该表共有8个条目，采取Likert 4级评分，包括自控力及冲动行为两个维度。该问卷采用“自我形式”，反应个体对内外环境刺激做出快速的、无计划的反应，用于测量个人冲动性。得分越高，冲动性越强。本研究中，量表的Cronbach’s α系数为0.85。
2.3. 统计处理
问卷回收后，对原始数据进行检查、核对和筛选，使用SPSS26.0和PROCESS对数据进行统计处理分析。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
本研究采用问卷匿名测量、部分项目使用反向计分等措施控制共同方法偏差，但由于采用了自我报告法，仍可能存在共同方法偏差。为确保收集数据及结果具有真实性和可靠性，对各量表采用Harman单因素法检验(周浩，龙立荣，2004)。结果表明，共有6个特征值大于1的主成分，首个主成分的解释率为(29.98% < 40%)，说明本研究不存在严重的共同方法偏差(汤丹丹，温忠麟，2020)。
3.2. 欺凌受害、冲动性及自杀态度人口学差异分析
为研究中学生欺凌受害、冲动性以及自杀态度在人口学变量上的差异。经过独立样本t检验、单因素方差分析后得出，在性别维度上，欺凌受害(t = 2.41, p < 0.05)和自杀态度(t = 7.88, p < 0.001)存在显著性差异，男生得分高于女生；在是否独生子女，是否为单亲家庭上三者都没有显著性差异；有留守经历的学生在受欺凌受害(t = 2.22, p < 0.05)显著高于无留守经历学生，见表2。
方差分析结果显示，不同学校学生的冲动性不具有显著性差异(F = 0.82, p > 0.05)，但在欺凌受害和自杀态度上存在显著性差异(F = 9.60, p < 0.001; F = 56.70, p < 0.001)。经进一步的LSD检验表明，欺凌受害维度上各组别平均值得分对比结果为：普通高中 > 职业高中 > 重点高中；自杀态度维度上三者之间存在显著差异，得分对比结果为：职业高中 > 重点高中 > 普通高中，见表2。
Table 2. Analysis of differences in demographics of various variables
表2. 各变量在人口统计学上的差异性分析
|
|
欺凌受害 |
冲动性特质 |
自杀态度 |
性别 |
男 |
1.51 ± 0.76 |
2.50 ± 0.22 |
3.37 ± 0.69 |
女 |
1.42 ± 0.60 |
2.48 ± 0.24 |
3.06 ± 0.65 |
t |
2.41* |
1.44 |
7.88*** |
是否为单亲家庭 |
是 |
1.56 ± 0.78 |
2.49 ± 0.21 |
3.12 ± 0.73 |
否 |
1.45 ± 0.67 |
2.48 ± 0.24 |
3.22 ± 0.68 |
t |
1.78 |
0.45 |
−1.55 |
是否留守 |
是 |
1.53 ± 0.72 |
2.48 ± 0.24 |
3.15 ± 0.66 |
否 |
1.44 ± 0.66 |
2.49 ± 0.23 |
3.24 ± 0.70 |
t |
2.22* |
−0.74 |
−1.91 |
学校性质 |
职业高中 |
1.49 ± 0.73 |
2.49 ± 0.22 |
3.49 ± 0.67 |
普通高中 |
1.57 ± 0.72 |
2.50 ± 0.24 |
2.96 ± 0.56 |
重点高中 |
1.37 ± 0.61 |
2.48 ± 0.23 |
3.20 ± 0.71 |
F |
9.60*** |
0.82 |
56.70*** |
|
LSD |
普高 > 职高 > 重高 |
|
职高 > 重高 > 普高 |
3.3. 欺凌受害、冲动性及自杀态度之间的描述性统计及相关
各变量的平均数、标准差和相关系数如表3所示。相关分析结果表明，欺凌受害总量表及四个维度与自杀态度之间呈显著负相关(r = −0.151~−0.086, p < 0.01)，欺凌受害总量表及四个维度与冲动性之间呈现显著正相关(r = 0.061~0.135, p < 0.05)；冲动性与自杀态度之间呈现显著负相关(r = −0.086, p < 0.01)，即青少年受欺凌受害越严重，冲动性会增强，表现出对自杀呈现肯定、认可、接纳的态度。
Table3. Descriptive statistics and correlations between variables
表3. 各变量之间的描述性统计及相关
|
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
1自杀态度 |
3.21 ± 0.69 |
1 |
|
|
|
|
|
|
2冲动性特质 |
2.49 ± 0.23 |
−0.086** |
1 |
|
|
|
|
|
3欺凌受害 |
1.46 ± 0.68 |
−0.151** |
0.135** |
1 |
|
|
|
|
4身体欺凌 |
1.35 ± 0.66 |
−0.088** |
0.098** |
0.837** |
1 |
|
|
|
5关系欺凌 |
1.46 ± 0.69 |
−0.123** |
0.083** |
0.818** |
0.810** |
1 |
|
|
6言语欺凌 |
1.76 ± 0.90 |
−0.134** |
0.061* |
0.780** |
0.760** |
0.734** |
1 |
|
7网络欺凌 |
1.18 ± 0.60 |
−0.095** |
0.085** |
0.757** |
0.750** |
0.742** |
0.543** |
1 |
3.4. 欺凌受害与自杀态度：中介效应检验
Table 4. Results of model test for impulsiveness mediating effect
表4. 冲动性中介作用模型检验结果
变量 |
自杀态度 |
冲动性 |
自杀态度 |
β |
t |
P |
β |
t |
P |
β |
t |
P |
性别 |
−0.325 |
−8.570 |
<0.001 |
−0.015 |
−1.133 |
0.257 |
−0.328 |
−8.683 |
<0.001 |
学校性质 |
−0.137 |
−5.972 |
<0.001 |
−0.005 |
−0.613 |
0.540 |
−0.138 |
−6.038 |
<0.001 |
欺凌受害 |
−0.183 |
−6.575 |
<0.001 |
0.049 |
4.547 |
<0.001 |
−0.173 |
−6.170 |
<0.001 |
冲动性特质 |
|
|
|
|
|
|
−0.229 |
−2.814 |
<0.01 |
R2 |
0.105 |
0.012 |
0.111 |
F |
46.260*** |
7.930*** |
36.876*** |
为检验冲动性在欺凌受害对自杀态度影响的中介作用，以欺凌受害为自变量，自杀态度为因变量，冲动性特质为中介变量，建立简单中介模型。基于SPSS插件程序PROCESS中的模型4，在控制性别、学校性质的情况下进行中介效应检验，结果显示，欺凌受害对中学生的自杀态度有预测作用(t = −6.170, P < 0.001)。当加入中介变量冲动性后，欺凌受害对自杀态度仍然有预测作用(t = −6.575, P < 0.001)。同时，欺凌受害对冲动性(t = 4.546, P < 0.001)、冲动性特质对自杀态度(t = −2.814, P < 0.001)都具有预测作用。
Table 5. Mediating effect test of impulsivity
表5. 冲动性的中介效应检验
路径 |
效应值 |
Boot SE |
95% CI |
相对效应值 |
下限 |
上限 |
欺凌受害–冲动性特质–自杀态度 |
−0.010 |
0.004 |
−0.020 |
−0.003 |
5.46% |
欺凌受害–自杀态度 |
−0.173 |
0.028 |
−0.228 |
−0.118 |
94.54% |
总效应 |
−0.183 |
0.028 |
−0.238 |
−0.128 |
|
使用Bootstrap法进一步检验，冲动性特质的中介效应显著，中介效应值为−0.183。直接效应的效应值为−0.173，Bootstrap 95%置信区间为[−0.228, −0.118]，不包括0；间接的效应值为−0.010，Bootstrap 95%置信区间为[−0.020, −0.003]，不包括0，说明冲动性特质在欺凌受害和自杀态度之间起部分中介作用，中介效应占比为5.46% (见表4、表5)。
4. 讨论分析
相关分析结果显示，欺凌受害与自杀态度呈显著负相关，即个体遭受欺凌的频率越高、程度越严重(欺凌受害得分越高)，其自杀态度的QSA得分就越低(更接纳)。欺凌受害还通过影响中介变量(冲动性特质)间接作用于自杀态度。冲动性特质与自杀态度呈显著负相关，即个体冲动性特质得分越高，其自杀态度的QSA得分也越低(更接纳)。个体遭受欺凌越严重，其冲动性会升高，对自杀的接纳度也随之升高。
4.1. 欺凌受害、冲动性与自杀态度的人口学差异分析
人口学差异分析结果显示，在欺凌受害上男生得分显著高于女生，与以往研究结果一致(Romero et al., 2014)，究其原因，青春期男生荷尔蒙激素分泌增多，表现出更多情绪化行为，容易与他人发生语言或肢体冲突，产生直接或间接的侵害行为。具有留守经历的学生受欺凌得分显著高于没有留守经历的学生，有留守经历的学生由于缺乏父母的陪伴和指导，在情感上得不到应有的支持，在性格上会变得比较内敛、不自信，容易成为欺凌对象。此外，普通高中学生欺凌受害显著高于职业高中和重点高中。此结果与以往研究(Xu et al., 2025)不一致，还需进一步分析其原因。
在自杀态度上，男生得分显著高于女生，普通高中学生在自杀态度上相较于职业高中和重点高中更为显著。被欺凌后，女生更容易产生自我怀疑，将问题归咎于自身缺陷，进而陷入抑郁情绪，自我价值也随之降低。普通高中学生既缺乏重点高中学生的明确升学目标，也没有像职业高中学生那样掌握实用的技能优势，对自身未来感到迷茫。当欺凌发生时，他们更容易对自身生命价值全盘否定，进而产生“放弃生命”的极端想法。
在冲动性特质上，各变量之间不存在显著性差异，这与张妍(张妍，2014)的研究不一致。原因可能在于社会的快速发展对学生的生活带来了很大的改变，教育制度的不断优化和对学生心理健康教育干预使得各学生群体之间冲动性不显著。具体原因还需要进一步探索，可作为未来研究方向。
此外，在是否单亲家庭维度上，各变量之间没有显著差异，可能是因为单亲家庭的样本量比较少或是学校教育重视对单亲家庭学生的人文关怀，因而不具有显著性差异。
4.2. 欺凌受害、冲动性、自杀态度关系分析
相关性分析表明，欺凌受害与自杀态度之间存在显著负相关，这与以往研究一致(洪德帆等，2024；刘鑫，董开莎，2024)。严重的欺凌受害会诱发使个体产生更多的负面情绪和消极行为，加之青少年群体普遍缺乏成熟的问题解决策略和排解心理压力的渠道，从而改变个体对自杀的态度，增加了自杀意念。
欺凌受害与冲动性特质之间呈现显著正相关，校园欺凌作为负性环境因素会影响个体冲动性特质的变化。青少年正处于自我认知与自控能力发展的关键期，而校园欺凌作为具有较强攻击性的恶性事件，常导致受害者因羞耻感、恐惧或错误认知选择独自承受压力，致使抑郁、焦虑等情绪长期积压。过多的情绪负担会使得青少年对自身认知控制能力不稳定，从而导致冲动性呈现出上升趋势(Kray et al., 2020)。
冲动性特质与自杀态度呈现显著负相关。冲动性较高的个体更可能会选择以极端的方式解决问题。高冲动性个体自我控制能力较弱，在面对压力时更容易出现紧迫感，做出不计后果的危险行为(叶坤等，2023)。当冲动性较高的个体面临长期无法解决的欺凌问题时，他们更容易出现极端想法，对自杀呈现认可、接纳的态度(朱坚等，2013)，甚至出现自伤自杀行为。
4.3. 欺凌受害、冲动性与自杀态度的中介作用分析
中介效应分析显示，欺凌受害不仅可以直接影响中学生自杀态度，而且可以通过个体冲动性这一中介变量间接作用于自杀态度，直接效应值为94.54%，中介效应值为5.46%。冲动性在校园欺凌与自杀态度之间起到部分中介作用。长期的欺凌受害会使得青少年冲动性特质增强，对自我行为失去控制，进而出现接纳自杀的态度，甚至出现自杀行为。
研究表明，中学生的欺凌受害经历可以显著预测其对自杀的态度，这一结论与过往研究结论一致(洪德帆等，2024；陈小龙等，2019)。应激–易感模型认为，自杀是应激因素与个体易感因素相互作用的结果。应激是由各类突发性或危险性事件引发的一系列情绪或精神症状反应(苏斌原等，2024)，欺凌受害就是严重的应激事件。长期、反复的欺凌受害会造成青少年出现多种内化的负面情绪问题，如焦虑、抑郁、恐惧和低自尊等(Reijntjes et al., 2011)，由于他们缺乏正确有效排解问题的方式，会导致负面情绪不断积压。根据自杀逃避理论，青少年因缺乏解决当前困境的方法，而激活逃避动机，他们面对难以有效控制和解决的欺凌事件时，会认为自杀方式能够回避或解决问题(Walters & Espelage, 2019)，进而表现出对自杀的高度接纳。
Deci和Ryan提出的自我决定理论(Deci, 2004)认为个体的行为并非完全受到外部因素影响，而是存在一个从被动接受到主动选择的动态过程(胡佳琦，2025)。个体行为动机的产生与自主性、胜任感和关系归属感有关。欺凌受害会导致个体自主性受损，剥夺受害者的自主选择权，使其长期处于被动服从状态。这种自主性的持续受挫会削弱个体的内在调节能力，使其逐渐习惯以被动、即时反应的方式应对外界刺激。欺凌受害者常常被贬低、否定，长期的负面反馈会让个体感知自身胜任感不足，缺乏解决问题的能力，甚至出现“逃避式冲动”。欺凌往往伴随着社交排斥，会让受害者感到被群体抛弃，失去了重要的社会支持与归属感，陷入孤独与疏离状态。三者的受损会使个体自我调节能力减弱，表现出较高的冲动性特质。当外部环境无法提供积极动机时，负面态度会更容易被个体接纳，冲动性特质恰好加速了这一过程，使自杀态度在缺乏理性评估的情况下被强化。
自我控制资源消耗理论认为人们在应对压力环境时，会消耗自我控制资源(Al-Gamal et al., 2018)，因此在欺凌事件中，青少年的冲动性会更加难以控制。较高冲动性使得青少年的认知与行为逐渐失控，不计后果、鲁莽的摆脱困境，容易将自杀视为一种解决问题的方式。这种认知偏差在冲动性的影响下，最终导致青少年出现高度接受、认可自杀的态度。冲动性特质是引发自杀态度，出现自杀意念和行为的重要易感因素(Mann et al., 1999)。安静(安静等，2016)与国外学者Hull-Blanks (Hull‐Blanks, 2004)的研究揭示了冲动性特质与个体行为特征的关联。冲动性特质水平高的个体，其情绪和行为管理能力较弱，应对压力和挫折的能力不足，无法有效解决的应激事件。在长时间负性事件的影响下，青少年会感到自我价值感不足，他们渴望结束被孤立、冷落的欺凌处境。由于缺乏正确的解决方式，并且在高冲动性特质的驱使下，会采取不考虑后果的行为，易出现以伤害自己或自杀的方式逃避和解决问题。
5. 完善学生受欺凌干预机制
研究结果显示，普通高中出现欺凌受害行为更为频繁，且学生也出现了对自杀行为的高度接纳。普通高中要建立健全的校园欺凌预防机制，积极营造尊重、包容、友善的校园文化氛围，可通过开展主题班会、反欺凌宣传活动等方式，提高学生对自我未来发展的规划，增强反欺凌意识和能力。学校还要设立反欺凌的心理咨询室和举报渠道，教育学生及时正确的求助，从而创造安全、和谐的学习和生活环境。
中介模型分析显示，冲动性特质与个体接纳自杀的态度呈显著正相关。已有研究显示，正念练习能显著缓解冲动性(杨珍芝，曾红，2023)，可作为有效的干预手段，对自杀预防具有积极意义。学校可将正念练习融入心理健康教育课程，通过运用感知练习、呼吸觉察、情绪识别和反思等方式，帮助青少年缓解焦虑、抑郁情绪、心理压力等问题，从而降低冲动性，增强他们的自我控制力与注意力，从而健康成长和发展。
基金项目
陕西理工大学教育科研项目：社会生态系统理论视角下青少年校园欺凌的现状及干预研究成果之一(课题号：JYYJ2023-01)。