共情和網(wǎng)絡(luò)欺凌: 一個鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2020-02-14 07:42符婷婷李鵬葉婷
心理技術(shù)與應(yīng)用 2020年2期 關(guān)鍵詞：共情
符婷婷 李鵬 葉婷
摘?要?為探討共情、道德推脫與傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，采用基本移情量表、道德推脫量表、大學(xué)生欺負行為問卷和網(wǎng)絡(luò)欺負問卷對某高校的1556名大學(xué)生進行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）認(rèn)知共情與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌及網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量均呈顯著負相關(guān)，情感共情與道德推脫及網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量呈顯著負相關(guān)而與傳統(tǒng)欺凌無顯著相關(guān)，道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量呈顯著正相關(guān); （2）認(rèn)知共情能直接負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌，也可以通過三條路徑間接預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌：即通過道德推脫的中介作用，通過傳統(tǒng)欺凌的中介作用，通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔?（3）情感共情也能直接負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌，也可以通過兩條路徑間接預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌：即通過道德推脫的中介作用，通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究在線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型的基礎(chǔ)上，加入個人傳統(tǒng)欺凌經(jīng)歷這一要素，嘗試揭示網(wǎng)絡(luò)欺凌的發(fā)生機制。
關(guān)鍵詞?共情;網(wǎng)絡(luò)欺凌;傳統(tǒng)欺凌;道德推脫
分類號?B849
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.02.005
1?引言
互聯(lián)網(wǎng)如同一把“雙刃劍”，在增加與同伴的交流和促進使用者社會化的同時，亦帶來了一系列的風(fēng)險，其中就包括網(wǎng)絡(luò)欺凌（Barlett， Gentile， & Chew， 2016）。網(wǎng)絡(luò)欺凌（Cyberbullying）是伴隨互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展而產(chǎn)生的一種新欺凌行為。Smith等人（2008）將其定義為一個群體或個人使用移動電話或互聯(lián)網(wǎng)對無法反抗的受害者反復(fù)、 長期地實施有意的攻擊行為。 已有研究表明， 無論是網(wǎng)絡(luò)欺凌的欺凌者還是受害者都會產(chǎn)生一系列的問題， 如壓力、 自殺意念、 抑郁、 焦慮、 孤獨、 藥物濫用、 生活滿意度降低、 自尊降低、 軀體問題和學(xué)業(yè)成績下降等（祝玉紅， 陳群， 周華珍， 2014; Kowalski， Giumetti， Schroeder， & Lattanner， 2012; Mitchell， Seegan， Roush， Brown， Sustaíta， & Cukrowicz， 2016）。
網(wǎng)絡(luò)欺凌常被認(rèn)為是傳統(tǒng)欺凌在互聯(lián)網(wǎng)上的延伸（Smith， 2015）。傳統(tǒng)欺凌（Bullying）是指一個或多個人對受害者故意的、反復(fù)的攻擊行為，且受害者與欺凌者存在力量不平衡的現(xiàn)象（Olweus， 1994）。Olweus（2013）認(rèn)為傳統(tǒng)欺凌的故意攻擊、反復(fù)性和力量不平衡這三個標(biāo)準(zhǔn)同樣適用于網(wǎng)絡(luò)欺凌，兩者都屬于故意攻擊。但網(wǎng)絡(luò)欺凌具有一個重要特點就是網(wǎng)絡(luò)欺凌者往往并不會在現(xiàn)場直接面對受害者。網(wǎng)絡(luò)環(huán)境更容易讓個體去抑制化，減低對他人情緒的感知和對自身行為的反思， 從而進一步實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為（Kowalski et al.， 2012）。 網(wǎng)絡(luò)欺凌的反復(fù)性體現(xiàn)在，網(wǎng)絡(luò)空間中一個人單次的攻擊行為通過后來的“攻擊者”共享和轉(zhuǎn)發(fā)也會造成在線“反復(fù)”攻擊（Nixon， 2014）。欺凌中的力量不平衡是目標(biāo)受害者感知到的不平衡（如身體力量、自信等不平衡），而網(wǎng)絡(luò)欺凌屬于技術(shù)上的不平衡（Olweus， 2013），其匿名性可能是一種力量不平衡的表現(xiàn)（Smith，2015）。綜上，網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌都是以傷害他人為目的的攻擊行為，網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌都具有故意攻擊、反復(fù)性和力量不平衡的特征，但網(wǎng)絡(luò)欺凌的特征形成又不同于傳統(tǒng)欺凌。
關(guān)于欺凌行為的產(chǎn)生機制，Anderson和Bushman（2002）提出了一般攻擊模型（General Aggression Model， GAM）。他們認(rèn)為個體的攻擊行為主要由個體因素和情境因素共同引發(fā)，這兩者共同作用于個體的內(nèi)部狀態(tài)，如情緒特征、認(rèn)知方式和生理喚醒，從而影響評估與決策過程，最后導(dǎo)致不同的行為發(fā)生。而欺凌作為一種攻擊行為，其產(chǎn)生機制同樣可以用一般攻擊模型來解釋。Kowalski等人（2012）在此理論基礎(chǔ)上，提出了網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型。他們認(rèn)為，個體因素（如， 動機、 人格等）和環(huán)境因素（如， 感知匿名性等）是行為的輸入變量，兩者同時作用于個體現(xiàn)有的內(nèi)部狀態(tài)（如， 認(rèn)知、 情緒等）， 從而影響到評價和決策過程，最終導(dǎo)致個體出現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。
Olweus認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)欺凌是被高估的現(xiàn)象，相對傳統(tǒng)欺凌來說，其影響可以忽略不計（Olweus， 2012）。而Smith（2012）對此進行反駁，認(rèn)為其忽略了網(wǎng)絡(luò)欺凌的開放性、匿名性、受眾廣泛等特點，并指出網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌有高度重疊，并可能同時發(fā)生（Waasdorp & Bradshaw， 2015）。具體來說， 遭受過網(wǎng)絡(luò)欺凌的個體，有絕大部分的人至少遭受過一種形式的傳統(tǒng)欺凌，而網(wǎng)絡(luò)欺凌他人的欺凌者也有較大比例在現(xiàn)實中欺凌過他人（Olweus， 2012）。針對上述分歧，又有研究者提出應(yīng)同時將兩種欺凌納入到研究的模型中來分析及對比（Thomas， Connor， & Scott， 2015; Wang， Iannotti， & Luk， 2012）。已有研究表明，傳統(tǒng)欺凌的欺凌者和受欺凌者身份可以分別預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌的網(wǎng)絡(luò)欺凌者和網(wǎng)絡(luò)受欺凌者身份，并且傳統(tǒng)受欺凌經(jīng)歷預(yù)測了網(wǎng)絡(luò)受欺凌經(jīng)歷（Kowalski， Morgan， & Limber， 2012）。綜上，傳統(tǒng)欺凌可能是網(wǎng)絡(luò)欺凌的預(yù)測因素。
有研究表明，共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌、傳統(tǒng)欺凌有顯著負相關(guān)，而且共情對這兩者有負向預(yù)測作用（Casas， Rey， & Ortega-Ruiz， 2013）。共情（Empathy）是指個體具有設(shè)身處地對他人感同身受的人格特質(zhì)（Davis， 1983）， 而Cohen和Strayer（1996）認(rèn)為共情是理解他人情緒情感狀態(tài)或內(nèi)容及共同體驗的能力。這個概念反映出共情存在認(rèn)知共情和情感共情兩個維度，前者是指我們能理解他人的情緒，知道他人的感受的能力，而后者是指我們的情緒會受到他人感染的能力（竭婧，莊夢迪，羅品超，鄭希付， 2017）。“Empathy”一詞的中文翻譯尚存分歧，鑒于國內(nèi)研究者更多傾向于譯為“共情”，故本文以“共情”作為“Empathy”的中文表述。Sutton 等人（1999）認(rèn)為欺凌者更傾向于表現(xiàn)出一種“冷認(rèn)知”，從而無法獲得對他人的共情理解。因此，共情可能是傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的負向預(yù)測因素。
道德推脫是指個體產(chǎn)生重新定義自己行為的特定認(rèn)知傾向，從而使其傷害性顯得更小， 最大程度地減少自己在行為后果中的責(zé)任和降低對受害者痛苦的認(rèn)同（Bandura， 1990）。道德推脫理論指出，道德推脫可以導(dǎo)致個體合理化自身的不道德行為，從而做出更多的不道德行為，如網(wǎng)絡(luò)欺凌（Yeung & Leadbeater， 2010）。 Culnan和Markus（1987）提出了網(wǎng)絡(luò)人際傳播的線索過濾理論（Cues Filtered-Out），該理論認(rèn)為互動者之間的交流包含多種不同通道的交際線索信息，這些線索信息可以幫助互動者對社交中的不確定性進行判斷，而以計算機網(wǎng)絡(luò)為中介進行的信息傳播，會導(dǎo)致很多交際線索缺失，從而更可能表現(xiàn)出去抑制化的行為。在網(wǎng)絡(luò)中，由于個體缺乏面對面溝通，極大地減少了線下人際覺察中的情緒和信息線索，使得個體的道德意識下降，從而導(dǎo)致個體的道德自我調(diào)節(jié)水平不易激活，道德推脫更容易發(fā)揮作用（楊繼平，楊力，王興超， 2014）。有研究表明，道德推脫與欺凌行為顯著相關(guān)（胡玉華， 2017），道德推脫也可以正向預(yù)測大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為（葉寶娟，鄭清，姚媛梅，趙磊， 2016;Johnson & Buckley， 2015）。在隱性自戀對網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響中，道德推脫起完全中介作用（李偉，李坤，張慶春， 2016）。Eisenberg（2000）研究指出個體能否在認(rèn)知和情感上從他人的視角看待問題情境對其道德決策具有重要作用。楊繼平等人（2014）的研究也表明，共情通過道德推脫的中介作用對網(wǎng)絡(luò)過激行為產(chǎn)生影響。因此，道德推脫可能是共情對傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌的中介變量，共情也可能通過道德推脫、傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懢W(wǎng)絡(luò)欺凌。
綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)的匿名性、開放性和非即時性等特征給欺凌在網(wǎng)絡(luò)上的發(fā)生提供了可能性，個人的心理特征和經(jīng)歷也在其中發(fā)揮作用（方偉， 2015）。然而，個體行為不僅與個人特質(zhì)、環(huán)境有關(guān)，以往經(jīng)歷（如，參與過傳統(tǒng)欺凌）也會對行為產(chǎn)生作用，但Kowalski等人（2012）提出的網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型并未考慮個體經(jīng)歷的影響?；诂F(xiàn)檢索到的文獻可知，已有研究較多考察網(wǎng)絡(luò)匿名環(huán)境中，個體的共情、自尊等因素與其認(rèn)知傾向（如，道德推脫）對網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響。但共情和道德推脫也會影響傳統(tǒng)欺凌，而這四者的關(guān)系尚未明確。因此，本研究從一所大學(xué)的本科學(xué)生中抽取樣本，基于線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型，考察共情的兩種成分，即認(rèn)知共情和情感共情對道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量的影響，并檢驗道德推脫、傳統(tǒng)欺凌在共情兩個維度對網(wǎng)絡(luò)欺凌影響中的中介作用，從個體心理特征和過去經(jīng)歷的角度去理解個體為什么會實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。
2?研究方法
2.1?被試
采用方便取樣的方法，在昆明市某師范大學(xué)內(nèi)以班級為單位招募被試，并進行集體施測?；厥照砗蟮糜行柧頌?556份。其中男生340人（21.85%），女生1148人（73.78%），?另有68人（4.37%）未填寫性別。 大一學(xué)生783人（50.30%），大二學(xué)生773人（49.70%）。由于是利用校級公共課的課間進行施測，大三、大四學(xué)生不需要上公共課，大量取樣存在困難，因此本研究未對大三、大四學(xué)生進行取樣。
2.2?研究工具
2.2.1?基本移情量表
采用夏丹（2011）修訂的Jollife和Farrington于2006年編制的基本移情量表（Basic Empathy Scale），鑒于國內(nèi)學(xué)者較多把“Empathy”譯為共情，因此，在本研究中將該量表測量的結(jié)果表述為“共情”指標(biāo)。該量表分為認(rèn)知共情和情感共情兩個維度，共20個條目，采用李克特5點計分（從“1=完全不同意”到“5=完全同意”）。該量表應(yīng)用于青少年和大學(xué)生群體，被證實信度良好（何丹， 申曦， 楊歡， 范翠英， 2017; Totan， Dogan， & Sapmaz， 2012）。該量表維度分?jǐn)?shù)為各維度條目之和，分?jǐn)?shù)越高，認(rèn)知共情或情感共情能力越強。本研究以認(rèn)知共情和情感共情兩個維度分作為測量指標(biāo)。夏丹（2011）修訂的量表整體的α系數(shù)為0.77，認(rèn)知共情和情感共情的α系數(shù)分別為0.72、0.73。本研究中該量表整體α系數(shù)為0.80，認(rèn)知共情和情感共情的α系數(shù)分別為0.76、0.76。
2.2.2?道德推脫量表
采用王興超與楊繼平（2010）修訂的道德推脫量表，分為道德辯護、委婉標(biāo)簽、有利比較、責(zé)任轉(zhuǎn)移、責(zé)任分散、扭曲結(jié)果、非人性化和責(zé)備歸因8個維度，共26個條目，采用李克特5點計分（即從“1=很不符合”到“5=符合”）。該量表總分為全部條目之和，分?jǐn)?shù)越高，道德推脫水平越高。本研究以道德推脫量表總分為測量指標(biāo)。王興超和楊繼平（2010）修訂道德推脫量表的整體α系數(shù)為0.87，本研究中該量表的α系數(shù)為0.90。
2.2.3?大學(xué)生欺負行為問卷
采用劉富良（2006）編制的大學(xué)生欺負行為問卷，分為欺負分量表和被欺負分量表，本研究僅采用了其中的欺負分量表， 共12個條目，采用李克特5點計分（即從“1=從來沒有”到“5=總是如此”）。該量表在對大學(xué)生群體的測試中有較好的信度（王菲， 2014）。欺負分量表的分?jǐn)?shù)越高，個體實施傳統(tǒng)欺凌的頻率越高。本研究以大學(xué)生欺負行為問卷的測量結(jié)果中的欺負分量表總分為測量指標(biāo)。劉富良（2006）編制大學(xué)生欺負行為問卷的欺負分量表的α系數(shù)為0.88。本研究中的欺負分量表的α系數(shù)為0.89。
2.2.4?網(wǎng)絡(luò)欺負量表
采用Zhou等人（2013）修訂的Erdur和Kavsut的網(wǎng)絡(luò)欺負量表，該量表分為網(wǎng)絡(luò)欺負分量表和網(wǎng)絡(luò)受欺負分量表。本研究采用網(wǎng)絡(luò)欺負分量表，共 18個條目，采用李克特4點計分（即從“1=從未有過”到“4=5次以上”）。網(wǎng)絡(luò)欺負分量表得分越高，個體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌的頻率越高。本研究以網(wǎng)絡(luò)欺負分量表總分為測量指標(biāo)。Zhou等人（2013）以中國青少年為被試進行施測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)欺負分量表α系數(shù)為0.88。本研究中網(wǎng)絡(luò)欺負分量表的α系數(shù)為0.92。
2.3?數(shù)據(jù)處理
采用IBM SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進行分析，采用均值插補法填充少量存在的量表項目缺失值，并運用Hayes（2013）編制的SPSS宏程序PROCESS
采用偏差校正的百分位Bootstrap法
重復(fù)抽取5000次進行中介效應(yīng)檢驗（方杰， 張敏強， 邱皓政， 2012）。
3?結(jié)果及分析
3.1?共同方法偏差
由于本研究所有數(shù)據(jù)都是通過問卷收集，需要對研究中涉及到的變量進行共同方法偏差檢驗。采用 Harman單因子檢驗，對研究中的所有測驗項目同時進行探索性因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，初始特征值大于1的因子有15個，解釋了總方差變異的57.62%，并且最大公因子解釋總變異量的17.78%（周浩， 龍立榮， 2004）。因此，本研究受共同方法偏差的影響程度很低。
3.2?共情、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的相關(guān)分析
各個變量之間的皮爾遜積差相關(guān)系數(shù)如表1。結(jié)果表明，除了情感共情與傳統(tǒng)欺凌無顯著相關(guān)外（p>0.05），其余變量兩兩之間呈顯著相關(guān)（p<0.01）。其中認(rèn)知共情分別與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌存在顯著負相關(guān);情感共情與道德推脫、網(wǎng)絡(luò)欺凌為顯著負相關(guān)，而道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌為顯著正相關(guān)。各變量之間達到統(tǒng)計顯著的相關(guān)系數(shù)絕對值在0.04～0.44之間，部分變量之間的簡單相關(guān)微弱。接下來再采用多元回歸分析對這些變量間的關(guān)系進行解析。
3.3?道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
采用中介效應(yīng)檢驗程序?qū)Φ赖峦泼摵蛡鹘y(tǒng)欺凌的中介效應(yīng)進行分析，結(jié)果如表2。認(rèn)知共情和情感共情都對網(wǎng)絡(luò)欺凌有負向預(yù)測作用（β=-0.17， p<0.01; β=-0.06，p<0.05）。認(rèn)知共情對道德推脫有顯著負向預(yù)測作用（β=-0.21，p<0.01），而情感共情對道德推脫無顯著預(yù)測作用（β=-0.05，p>0.05）。同時檢驗共情兩個維度、道德推脫對傳統(tǒng)欺凌的預(yù)測作用，結(jié)果顯示，認(rèn)知共情、道德推脫對傳統(tǒng)欺凌都有顯著預(yù)測作用（β=-0.12，β=0.32，p<0.01），而情感共情對傳統(tǒng)欺凌無顯著預(yù)測作用（β=0.04，p>0.05）。再同時檢驗共情兩個維度、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌對網(wǎng)絡(luò)欺凌的預(yù)測作用，結(jié)果顯示，認(rèn)知共情、情感共情、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌都對網(wǎng)絡(luò)欺凌有顯著預(yù)測作用（β=-0.06， β=-0.06， β=0.21， β=0.34，p<0.05）。
采用偏差校正的百分位Bootstrap 法進一步檢驗道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫Y(jié)果如表3。中介效應(yīng)檢驗表明，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在認(rèn)知共情和網(wǎng)絡(luò)欺凌之間的中介效應(yīng)顯著，總中介效應(yīng)值為-0.12。具體來說，該中介效應(yīng)通過三條路徑的間接效應(yīng)組成： 通過認(rèn)知共情→道德推脫→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)一（效應(yīng)值為-0.05）; 通過認(rèn)知共情→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)二（效應(yīng)值為-0.04）和通過認(rèn)知共情→道德推脫→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)三（效應(yīng)值為-0.03）。而情感共情通過道德推脫的單獨中介作用、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤W(wǎng)絡(luò)欺凌產(chǎn)生影響，總中介效應(yīng)值為-0.03。具體路徑為：通過情感共情→道德推脫→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)一（效應(yīng)值為-0.02）;通過情感共情→道德推脫→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)二（效應(yīng)值為-0.01）。根據(jù)中介效應(yīng)的判定標(biāo)準(zhǔn)，它們的Bootstrap 95%置信區(qū)間都不包含0值，說明這些路徑存在中介效應(yīng)。具體路徑如圖1。綜上，認(rèn)知共情與情感共情影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的內(nèi)在機制存在差異，同時也間接說明傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌既有聯(lián)系也有區(qū)別。
4?討論
相關(guān)分析表明，認(rèn)知共情與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量之間呈顯著負相關(guān)，而情感共情與道德推脫、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量之間也為顯著負相關(guān)，與傳統(tǒng)欺凌相關(guān)不顯著，道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量之間顯著正相關(guān)。進一步的中介效應(yīng)分析表明，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在認(rèn)知共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌之間起中介作用，通過三個路徑產(chǎn)生：道德推脫的單獨中介作用;傳統(tǒng)欺凌的單獨中介作用;道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的共同中介作用。情感共情可以通過道德推脫的單獨中介作用、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的共同中介作用影響網(wǎng)絡(luò)欺凌。
本研究中，認(rèn)知共情對網(wǎng)絡(luò)欺凌和傳統(tǒng)欺凌都有顯著負向預(yù)測作用，而情感共情僅對網(wǎng)絡(luò)欺凌有顯著負向預(yù)測作用，對傳統(tǒng)欺凌則無顯著預(yù)測作用。一項元分析指出，網(wǎng)絡(luò)欺凌者有更低的認(rèn)知共情和情感共情（Zych，Baldry，F(xiàn)arrington， & Llorent， 2018）。這說明認(rèn)知共情和情感共情對網(wǎng)絡(luò)欺凌具有相對穩(wěn)定的負效應(yīng)。本研究也同樣為這種負效應(yīng)提供了支持證據(jù)。而有研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知共情與情感共情都與傳統(tǒng)欺凌行為呈負相關(guān)（Nickerson，Aloe， & Werth， 2015），這與本研究結(jié)果不一致。若從情感共情對兩種欺凌的影響方式來看，在網(wǎng)絡(luò)欺凌情境中，由于延時性和非現(xiàn)場性，欺凌者越能通過想象體驗到受欺凌者的情緒，越不容易發(fā)起欺凌行為，所以情感共情能夠起到一定的抑制作用;而在傳統(tǒng)欺凌情境中，通過情感共情激活的負面體驗可能更容易被實施欺凌所獲得的現(xiàn)時滿足感所掩蓋，情感共情即便有效應(yīng)，也不容易體現(xiàn)出來。網(wǎng)絡(luò)空間中允許個人保持匿名降低了個人對他人及其周圍環(huán)境的敏感度，這些社交和語境線索越少，越可能引發(fā)情感共情和認(rèn)知共情下降，從而導(dǎo)致青少年的行為失調(diào)（Spears，1998），驗證了線索過濾理論。綜上，與傳統(tǒng)欺凌相比，網(wǎng)絡(luò)空間的特殊性更容易使個體減少對他人情緒的理解能力，降低道德標(biāo)準(zhǔn)，從而實施更多網(wǎng)絡(luò)欺凌行為，且共情的不同維度對實施傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響存在差異。
此外，認(rèn)知共情可以負向預(yù)測道德推脫，并且道德推脫也是認(rèn)知共情和網(wǎng)絡(luò)欺凌之間的重要中介因素。以往研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知共情和情感共情都可以顯著負向預(yù)測道德推脫（Kokkinos & Kipritsi， 2017）， 在本研究中只有認(rèn)知共情顯著預(yù)測道德推脫。但通過Bootstrap法得到情感共情也可以通過道德推脫的中介作用顯著影響網(wǎng)絡(luò)欺凌。這間接說明情感共情對道德推脫的預(yù)測效應(yīng)不顯著，可能是在本研究中這種效應(yīng)太弱而統(tǒng)計力不足導(dǎo)致。因此兩種共情成分中，認(rèn)知共情是道德推脫的主要預(yù)測因素。共情的認(rèn)知推理過程是減少道德自我調(diào)節(jié)功能選擇性失效的主要因素，對他人體驗痛苦的共鳴能力也可能影響道德自我規(guī)范，從而使個體在實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為后，產(chǎn)生更多的內(nèi)疚和自責(zé)。
認(rèn)知共情還可以通過傳統(tǒng)欺凌的單獨中介作用、道德推脫與傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懢W(wǎng)絡(luò)欺凌，情感共情通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪閷W(wǎng)絡(luò)欺凌產(chǎn)生影響。正如Kowalski等人（2012）提出的網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型所言，共情、網(wǎng)絡(luò)匿名性分別作為個體因素和環(huán)境因素影響個體的道德判斷，從而使個體更容易做出網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。此外，個體以往的欺凌經(jīng)歷也會影響他們的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌經(jīng)常同時發(fā)生，并且傳統(tǒng)欺凌者往往也是網(wǎng)絡(luò)欺凌者（Kowalski et al.， 2012; Hinduja & Patchin， 2010）。 本研究結(jié)果進一步說明，理解他人的情緒情感能力水平低的傳統(tǒng)欺凌者，在缺乏社會線索的網(wǎng)絡(luò)上更有可能繼續(xù)對他人實施欺凌行為。而認(rèn)知共情、情感共情都可以通過道德推脫與傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊憘€體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌。根據(jù)已有理論，共情包含識別他人情緒的冷認(rèn)知和情緒喚醒的熱認(rèn)知兩個過程，即認(rèn)知共情和情感共情，兩者相互作用使儲存于長時記憶中的道德原則被喚醒（寇彧，徐華女，2005），從而激活個體對不道德行為的調(diào)節(jié)功能，進而產(chǎn)生按道德標(biāo)準(zhǔn)行事的行為動機（Bandura，2002），提高對傳統(tǒng)欺凌行為的內(nèi)疚和自我譴責(zé)，進而減少實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。這兩條鏈?zhǔn)街薪樽饔靡步沂玖斯睬榈牟煌S度通過中介因素的單獨和共同作用影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的內(nèi)部機制，同時也間接說明傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌既有聯(lián)系也有區(qū)別。
本研究通過探究共情、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，基于線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型，從心理和行為方面解釋了個體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為可能的原因，嘗試為網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型增加新的輸入變量——以往欺凌經(jīng)歷。個體的認(rèn)知共情與情感共情在影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的方式上存在差異。共情的認(rèn)知推理部分是減少道德推脫的主要因素，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌有助于增加實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為的頻率，而道德推脫、傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤⒂兄谖覀兝斫庹J(rèn)知共情、情感共情對實施網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響的內(nèi)在機制。本研究啟示，在互聯(lián)網(wǎng)飛速發(fā)展的今天，要減少個體的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為，不僅需提升對他人情緒的理解和對他人情緒感同身受的能力，還需要建立個人的道德行為標(biāo)準(zhǔn)，預(yù)防道德自我調(diào)節(jié)的選擇失效，避免參與傳統(tǒng)欺凌。
本研究也存在不足。第一，由于調(diào)查取樣限制，只能獲取大學(xué)生數(shù)據(jù)，且僅為大一和大二學(xué)生數(shù)據(jù)，未能對大三和大四年級進行研究，并且本研究樣本僅來自師范院校，也許難以代表其他類型學(xué)校的情況。要進一步確認(rèn)共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，未來還需要擴大研究樣本范圍，對本研究結(jié)論的普遍適用性進行檢驗。第二，本研究僅從傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌現(xiàn)象中欺凌行為發(fā)起的角度進行研究，不能具體指出共情對傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的不同角色（即欺凌者和受欺凌者）的影響及其作用機制是否存在差異，未來可以具體探討共情與特定的傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌角色的關(guān)系。
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符婷婷 李鵬 葉婷
摘?要?為探討共情、道德推脫與傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，采用基本移情量表、道德推脫量表、大學(xué)生欺負行為問卷和網(wǎng)絡(luò)欺負問卷對某高校的1556名大學(xué)生進行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）認(rèn)知共情與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌及網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量均呈顯著負相關(guān)，情感共情與道德推脫及網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量呈顯著負相關(guān)而與傳統(tǒng)欺凌無顯著相關(guān)，道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量呈顯著正相關(guān); （2）認(rèn)知共情能直接負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌，也可以通過三條路徑間接預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌：即通過道德推脫的中介作用，通過傳統(tǒng)欺凌的中介作用，通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔?（3）情感共情也能直接負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌，也可以通過兩條路徑間接預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌：即通過道德推脫的中介作用，通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究在線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型的基礎(chǔ)上，加入個人傳統(tǒng)欺凌經(jīng)歷這一要素，嘗試揭示網(wǎng)絡(luò)欺凌的發(fā)生機制。
關(guān)鍵詞?共情;網(wǎng)絡(luò)欺凌;傳統(tǒng)欺凌;道德推脫
分類號?B849
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.02.005
1?引言
互聯(lián)網(wǎng)如同一把“雙刃劍”，在增加與同伴的交流和促進使用者社會化的同時，亦帶來了一系列的風(fēng)險，其中就包括網(wǎng)絡(luò)欺凌（Barlett， Gentile， & Chew， 2016）。網(wǎng)絡(luò)欺凌（Cyberbullying）是伴隨互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展而產(chǎn)生的一種新欺凌行為。Smith等人（2008）將其定義為一個群體或個人使用移動電話或互聯(lián)網(wǎng)對無法反抗的受害者反復(fù)、 長期地實施有意的攻擊行為。 已有研究表明， 無論是網(wǎng)絡(luò)欺凌的欺凌者還是受害者都會產(chǎn)生一系列的問題， 如壓力、 自殺意念、 抑郁、 焦慮、 孤獨、 藥物濫用、 生活滿意度降低、 自尊降低、 軀體問題和學(xué)業(yè)成績下降等（祝玉紅， 陳群， 周華珍， 2014; Kowalski， Giumetti， Schroeder， & Lattanner， 2012; Mitchell， Seegan， Roush， Brown， Sustaíta， & Cukrowicz， 2016）。
網(wǎng)絡(luò)欺凌常被認(rèn)為是傳統(tǒng)欺凌在互聯(lián)網(wǎng)上的延伸（Smith， 2015）。傳統(tǒng)欺凌（Bullying）是指一個或多個人對受害者故意的、反復(fù)的攻擊行為，且受害者與欺凌者存在力量不平衡的現(xiàn)象（Olweus， 1994）。Olweus（2013）認(rèn)為傳統(tǒng)欺凌的故意攻擊、反復(fù)性和力量不平衡這三個標(biāo)準(zhǔn)同樣適用于網(wǎng)絡(luò)欺凌，兩者都屬于故意攻擊。但網(wǎng)絡(luò)欺凌具有一個重要特點就是網(wǎng)絡(luò)欺凌者往往并不會在現(xiàn)場直接面對受害者。網(wǎng)絡(luò)環(huán)境更容易讓個體去抑制化，減低對他人情緒的感知和對自身行為的反思， 從而進一步實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為（Kowalski et al.， 2012）。 網(wǎng)絡(luò)欺凌的反復(fù)性體現(xiàn)在，網(wǎng)絡(luò)空間中一個人單次的攻擊行為通過后來的“攻擊者”共享和轉(zhuǎn)發(fā)也會造成在線“反復(fù)”攻擊（Nixon， 2014）。欺凌中的力量不平衡是目標(biāo)受害者感知到的不平衡（如身體力量、自信等不平衡），而網(wǎng)絡(luò)欺凌屬于技術(shù)上的不平衡（Olweus， 2013），其匿名性可能是一種力量不平衡的表現(xiàn)（Smith，2015）。綜上，網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌都是以傷害他人為目的的攻擊行為，網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌都具有故意攻擊、反復(fù)性和力量不平衡的特征，但網(wǎng)絡(luò)欺凌的特征形成又不同于傳統(tǒng)欺凌。
關(guān)于欺凌行為的產(chǎn)生機制，Anderson和Bushman（2002）提出了一般攻擊模型（General Aggression Model， GAM）。他們認(rèn)為個體的攻擊行為主要由個體因素和情境因素共同引發(fā)，這兩者共同作用于個體的內(nèi)部狀態(tài)，如情緒特征、認(rèn)知方式和生理喚醒，從而影響評估與決策過程，最后導(dǎo)致不同的行為發(fā)生。而欺凌作為一種攻擊行為，其產(chǎn)生機制同樣可以用一般攻擊模型來解釋。Kowalski等人（2012）在此理論基礎(chǔ)上，提出了網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型。他們認(rèn)為，個體因素（如， 動機、 人格等）和環(huán)境因素（如， 感知匿名性等）是行為的輸入變量，兩者同時作用于個體現(xiàn)有的內(nèi)部狀態(tài)（如， 認(rèn)知、 情緒等）， 從而影響到評價和決策過程，最終導(dǎo)致個體出現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。
Olweus認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)欺凌是被高估的現(xiàn)象，相對傳統(tǒng)欺凌來說，其影響可以忽略不計（Olweus， 2012）。而Smith（2012）對此進行反駁，認(rèn)為其忽略了網(wǎng)絡(luò)欺凌的開放性、匿名性、受眾廣泛等特點，并指出網(wǎng)絡(luò)欺凌與傳統(tǒng)欺凌有高度重疊，并可能同時發(fā)生（Waasdorp & Bradshaw， 2015）。具體來說， 遭受過網(wǎng)絡(luò)欺凌的個體，有絕大部分的人至少遭受過一種形式的傳統(tǒng)欺凌，而網(wǎng)絡(luò)欺凌他人的欺凌者也有較大比例在現(xiàn)實中欺凌過他人（Olweus， 2012）。針對上述分歧，又有研究者提出應(yīng)同時將兩種欺凌納入到研究的模型中來分析及對比（Thomas， Connor， & Scott， 2015; Wang， Iannotti， & Luk， 2012）。已有研究表明，傳統(tǒng)欺凌的欺凌者和受欺凌者身份可以分別預(yù)測網(wǎng)絡(luò)欺凌的網(wǎng)絡(luò)欺凌者和網(wǎng)絡(luò)受欺凌者身份，并且傳統(tǒng)受欺凌經(jīng)歷預(yù)測了網(wǎng)絡(luò)受欺凌經(jīng)歷（Kowalski， Morgan， & Limber， 2012）。綜上，傳統(tǒng)欺凌可能是網(wǎng)絡(luò)欺凌的預(yù)測因素。
有研究表明，共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌、傳統(tǒng)欺凌有顯著負相關(guān)，而且共情對這兩者有負向預(yù)測作用（Casas， Rey， & Ortega-Ruiz， 2013）。共情（Empathy）是指個體具有設(shè)身處地對他人感同身受的人格特質(zhì)（Davis， 1983）， 而Cohen和Strayer（1996）認(rèn)為共情是理解他人情緒情感狀態(tài)或內(nèi)容及共同體驗的能力。這個概念反映出共情存在認(rèn)知共情和情感共情兩個維度，前者是指我們能理解他人的情緒，知道他人的感受的能力，而后者是指我們的情緒會受到他人感染的能力（竭婧，莊夢迪，羅品超，鄭希付， 2017）。“Empathy”一詞的中文翻譯尚存分歧，鑒于國內(nèi)研究者更多傾向于譯為“共情”，故本文以“共情”作為“Empathy”的中文表述。Sutton 等人（1999）認(rèn)為欺凌者更傾向于表現(xiàn)出一種“冷認(rèn)知”，從而無法獲得對他人的共情理解。因此，共情可能是傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的負向預(yù)測因素。
道德推脫是指個體產(chǎn)生重新定義自己行為的特定認(rèn)知傾向，從而使其傷害性顯得更小， 最大程度地減少自己在行為后果中的責(zé)任和降低對受害者痛苦的認(rèn)同（Bandura， 1990）。道德推脫理論指出，道德推脫可以導(dǎo)致個體合理化自身的不道德行為，從而做出更多的不道德行為，如網(wǎng)絡(luò)欺凌（Yeung & Leadbeater， 2010）。 Culnan和Markus（1987）提出了網(wǎng)絡(luò)人際傳播的線索過濾理論（Cues Filtered-Out），該理論認(rèn)為互動者之間的交流包含多種不同通道的交際線索信息，這些線索信息可以幫助互動者對社交中的不確定性進行判斷，而以計算機網(wǎng)絡(luò)為中介進行的信息傳播，會導(dǎo)致很多交際線索缺失，從而更可能表現(xiàn)出去抑制化的行為。在網(wǎng)絡(luò)中，由于個體缺乏面對面溝通，極大地減少了線下人際覺察中的情緒和信息線索，使得個體的道德意識下降，從而導(dǎo)致個體的道德自我調(diào)節(jié)水平不易激活，道德推脫更容易發(fā)揮作用（楊繼平，楊力，王興超， 2014）。有研究表明，道德推脫與欺凌行為顯著相關(guān)（胡玉華， 2017），道德推脫也可以正向預(yù)測大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為（葉寶娟，鄭清，姚媛梅，趙磊， 2016;Johnson & Buckley， 2015）。在隱性自戀對網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響中，道德推脫起完全中介作用（李偉，李坤，張慶春， 2016）。Eisenberg（2000）研究指出個體能否在認(rèn)知和情感上從他人的視角看待問題情境對其道德決策具有重要作用。楊繼平等人（2014）的研究也表明，共情通過道德推脫的中介作用對網(wǎng)絡(luò)過激行為產(chǎn)生影響。因此，道德推脫可能是共情對傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌的中介變量，共情也可能通過道德推脫、傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懢W(wǎng)絡(luò)欺凌。
綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)的匿名性、開放性和非即時性等特征給欺凌在網(wǎng)絡(luò)上的發(fā)生提供了可能性，個人的心理特征和經(jīng)歷也在其中發(fā)揮作用（方偉， 2015）。然而，個體行為不僅與個人特質(zhì)、環(huán)境有關(guān)，以往經(jīng)歷（如，參與過傳統(tǒng)欺凌）也會對行為產(chǎn)生作用，但Kowalski等人（2012）提出的網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型并未考慮個體經(jīng)歷的影響?；诂F(xiàn)檢索到的文獻可知，已有研究較多考察網(wǎng)絡(luò)匿名環(huán)境中，個體的共情、自尊等因素與其認(rèn)知傾向（如，道德推脫）對網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響。但共情和道德推脫也會影響傳統(tǒng)欺凌，而這四者的關(guān)系尚未明確。因此，本研究從一所大學(xué)的本科學(xué)生中抽取樣本，基于線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型，考察共情的兩種成分，即認(rèn)知共情和情感共情對道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量的影響，并檢驗道德推脫、傳統(tǒng)欺凌在共情兩個維度對網(wǎng)絡(luò)欺凌影響中的中介作用，從個體心理特征和過去經(jīng)歷的角度去理解個體為什么會實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。
2?研究方法
2.1?被試
采用方便取樣的方法，在昆明市某師范大學(xué)內(nèi)以班級為單位招募被試，并進行集體施測?；厥照砗蟮糜行柧頌?556份。其中男生340人（21.85%），女生1148人（73.78%），?另有68人（4.37%）未填寫性別。 大一學(xué)生783人（50.30%），大二學(xué)生773人（49.70%）。由于是利用校級公共課的課間進行施測，大三、大四學(xué)生不需要上公共課，大量取樣存在困難，因此本研究未對大三、大四學(xué)生進行取樣。
2.2?研究工具
2.2.1?基本移情量表
采用夏丹（2011）修訂的Jollife和Farrington于2006年編制的基本移情量表（Basic Empathy Scale），鑒于國內(nèi)學(xué)者較多把“Empathy”譯為共情，因此，在本研究中將該量表測量的結(jié)果表述為“共情”指標(biāo)。該量表分為認(rèn)知共情和情感共情兩個維度，共20個條目，采用李克特5點計分（從“1=完全不同意”到“5=完全同意”）。該量表應(yīng)用于青少年和大學(xué)生群體，被證實信度良好（何丹， 申曦， 楊歡， 范翠英， 2017; Totan， Dogan， & Sapmaz， 2012）。該量表維度分?jǐn)?shù)為各維度條目之和，分?jǐn)?shù)越高，認(rèn)知共情或情感共情能力越強。本研究以認(rèn)知共情和情感共情兩個維度分作為測量指標(biāo)。夏丹（2011）修訂的量表整體的α系數(shù)為0.77，認(rèn)知共情和情感共情的α系數(shù)分別為0.72、0.73。本研究中該量表整體α系數(shù)為0.80，認(rèn)知共情和情感共情的α系數(shù)分別為0.76、0.76。
2.2.2?道德推脫量表
采用王興超與楊繼平（2010）修訂的道德推脫量表，分為道德辯護、委婉標(biāo)簽、有利比較、責(zé)任轉(zhuǎn)移、責(zé)任分散、扭曲結(jié)果、非人性化和責(zé)備歸因8個維度，共26個條目，采用李克特5點計分（即從“1=很不符合”到“5=符合”）。該量表總分為全部條目之和，分?jǐn)?shù)越高，道德推脫水平越高。本研究以道德推脫量表總分為測量指標(biāo)。王興超和楊繼平（2010）修訂道德推脫量表的整體α系數(shù)為0.87，本研究中該量表的α系數(shù)為0.90。
2.2.3?大學(xué)生欺負行為問卷
采用劉富良（2006）編制的大學(xué)生欺負行為問卷，分為欺負分量表和被欺負分量表，本研究僅采用了其中的欺負分量表， 共12個條目，采用李克特5點計分（即從“1=從來沒有”到“5=總是如此”）。該量表在對大學(xué)生群體的測試中有較好的信度（王菲， 2014）。欺負分量表的分?jǐn)?shù)越高，個體實施傳統(tǒng)欺凌的頻率越高。本研究以大學(xué)生欺負行為問卷的測量結(jié)果中的欺負分量表總分為測量指標(biāo)。劉富良（2006）編制大學(xué)生欺負行為問卷的欺負分量表的α系數(shù)為0.88。本研究中的欺負分量表的α系數(shù)為0.89。
2.2.4?網(wǎng)絡(luò)欺負量表
采用Zhou等人（2013）修訂的Erdur和Kavsut的網(wǎng)絡(luò)欺負量表，該量表分為網(wǎng)絡(luò)欺負分量表和網(wǎng)絡(luò)受欺負分量表。本研究采用網(wǎng)絡(luò)欺負分量表，共 18個條目，采用李克特4點計分（即從“1=從未有過”到“4=5次以上”）。網(wǎng)絡(luò)欺負分量表得分越高，個體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌的頻率越高。本研究以網(wǎng)絡(luò)欺負分量表總分為測量指標(biāo)。Zhou等人（2013）以中國青少年為被試進行施測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)欺負分量表α系數(shù)為0.88。本研究中網(wǎng)絡(luò)欺負分量表的α系數(shù)為0.92。
2.3?數(shù)據(jù)處理
采用IBM SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進行分析，采用均值插補法填充少量存在的量表項目缺失值，并運用Hayes（2013）編制的SPSS宏程序PROCESS
采用偏差校正的百分位Bootstrap法
重復(fù)抽取5000次進行中介效應(yīng)檢驗（方杰， 張敏強， 邱皓政， 2012）。
3?結(jié)果及分析
3.1?共同方法偏差
由于本研究所有數(shù)據(jù)都是通過問卷收集，需要對研究中涉及到的變量進行共同方法偏差檢驗。采用 Harman單因子檢驗，對研究中的所有測驗項目同時進行探索性因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，初始特征值大于1的因子有15個，解釋了總方差變異的57.62%，并且最大公因子解釋總變異量的17.78%（周浩， 龍立榮， 2004）。因此，本研究受共同方法偏差的影響程度很低。
3.2?共情、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的相關(guān)分析
各個變量之間的皮爾遜積差相關(guān)系數(shù)如表1。結(jié)果表明，除了情感共情與傳統(tǒng)欺凌無顯著相關(guān)外（p>0.05），其余變量兩兩之間呈顯著相關(guān)（p<0.01）。其中認(rèn)知共情分別與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌存在顯著負相關(guān);情感共情與道德推脫、網(wǎng)絡(luò)欺凌為顯著負相關(guān)，而道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌為顯著正相關(guān)。各變量之間達到統(tǒng)計顯著的相關(guān)系數(shù)絕對值在0.04～0.44之間，部分變量之間的簡單相關(guān)微弱。接下來再采用多元回歸分析對這些變量間的關(guān)系進行解析。
3.3?道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
采用中介效應(yīng)檢驗程序?qū)Φ赖峦泼摵蛡鹘y(tǒng)欺凌的中介效應(yīng)進行分析，結(jié)果如表2。認(rèn)知共情和情感共情都對網(wǎng)絡(luò)欺凌有負向預(yù)測作用（β=-0.17， p<0.01; β=-0.06，p<0.05）。認(rèn)知共情對道德推脫有顯著負向預(yù)測作用（β=-0.21，p<0.01），而情感共情對道德推脫無顯著預(yù)測作用（β=-0.05，p>0.05）。同時檢驗共情兩個維度、道德推脫對傳統(tǒng)欺凌的預(yù)測作用，結(jié)果顯示，認(rèn)知共情、道德推脫對傳統(tǒng)欺凌都有顯著預(yù)測作用（β=-0.12，β=0.32，p<0.01），而情感共情對傳統(tǒng)欺凌無顯著預(yù)測作用（β=0.04，p>0.05）。再同時檢驗共情兩個維度、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌對網(wǎng)絡(luò)欺凌的預(yù)測作用，結(jié)果顯示，認(rèn)知共情、情感共情、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌都對網(wǎng)絡(luò)欺凌有顯著預(yù)測作用（β=-0.06， β=-0.06， β=0.21， β=0.34，p<0.05）。
采用偏差校正的百分位Bootstrap 法進一步檢驗道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫Y(jié)果如表3。中介效應(yīng)檢驗表明，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在認(rèn)知共情和網(wǎng)絡(luò)欺凌之間的中介效應(yīng)顯著，總中介效應(yīng)值為-0.12。具體來說，該中介效應(yīng)通過三條路徑的間接效應(yīng)組成： 通過認(rèn)知共情→道德推脫→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)一（效應(yīng)值為-0.05）; 通過認(rèn)知共情→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)二（效應(yīng)值為-0.04）和通過認(rèn)知共情→道德推脫→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)三（效應(yīng)值為-0.03）。而情感共情通過道德推脫的單獨中介作用、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤W(wǎng)絡(luò)欺凌產(chǎn)生影響，總中介效應(yīng)值為-0.03。具體路徑為：通過情感共情→道德推脫→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)一（效應(yīng)值為-0.02）;通過情感共情→道德推脫→傳統(tǒng)欺凌→網(wǎng)絡(luò)欺凌組成的間接效應(yīng)二（效應(yīng)值為-0.01）。根據(jù)中介效應(yīng)的判定標(biāo)準(zhǔn)，它們的Bootstrap 95%置信區(qū)間都不包含0值，說明這些路徑存在中介效應(yīng)。具體路徑如圖1。綜上，認(rèn)知共情與情感共情影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的內(nèi)在機制存在差異，同時也間接說明傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌既有聯(lián)系也有區(qū)別。
4?討論
相關(guān)分析表明，認(rèn)知共情與道德推脫、傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌三個變量之間呈顯著負相關(guān)，而情感共情與道德推脫、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量之間也為顯著負相關(guān)，與傳統(tǒng)欺凌相關(guān)不顯著，道德推脫與傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌兩個變量之間顯著正相關(guān)。進一步的中介效應(yīng)分析表明，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌在認(rèn)知共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌之間起中介作用，通過三個路徑產(chǎn)生：道德推脫的單獨中介作用;傳統(tǒng)欺凌的單獨中介作用;道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的共同中介作用。情感共情可以通過道德推脫的單獨中介作用、道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的共同中介作用影響網(wǎng)絡(luò)欺凌。
本研究中，認(rèn)知共情對網(wǎng)絡(luò)欺凌和傳統(tǒng)欺凌都有顯著負向預(yù)測作用，而情感共情僅對網(wǎng)絡(luò)欺凌有顯著負向預(yù)測作用，對傳統(tǒng)欺凌則無顯著預(yù)測作用。一項元分析指出，網(wǎng)絡(luò)欺凌者有更低的認(rèn)知共情和情感共情（Zych，Baldry，F(xiàn)arrington， & Llorent， 2018）。這說明認(rèn)知共情和情感共情對網(wǎng)絡(luò)欺凌具有相對穩(wěn)定的負效應(yīng)。本研究也同樣為這種負效應(yīng)提供了支持證據(jù)。而有研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知共情與情感共情都與傳統(tǒng)欺凌行為呈負相關(guān)（Nickerson，Aloe， & Werth， 2015），這與本研究結(jié)果不一致。若從情感共情對兩種欺凌的影響方式來看，在網(wǎng)絡(luò)欺凌情境中，由于延時性和非現(xiàn)場性，欺凌者越能通過想象體驗到受欺凌者的情緒，越不容易發(fā)起欺凌行為，所以情感共情能夠起到一定的抑制作用;而在傳統(tǒng)欺凌情境中，通過情感共情激活的負面體驗可能更容易被實施欺凌所獲得的現(xiàn)時滿足感所掩蓋，情感共情即便有效應(yīng)，也不容易體現(xiàn)出來。網(wǎng)絡(luò)空間中允許個人保持匿名降低了個人對他人及其周圍環(huán)境的敏感度，這些社交和語境線索越少，越可能引發(fā)情感共情和認(rèn)知共情下降，從而導(dǎo)致青少年的行為失調(diào)（Spears，1998），驗證了線索過濾理論。綜上，與傳統(tǒng)欺凌相比，網(wǎng)絡(luò)空間的特殊性更容易使個體減少對他人情緒的理解能力，降低道德標(biāo)準(zhǔn)，從而實施更多網(wǎng)絡(luò)欺凌行為，且共情的不同維度對實施傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響存在差異。
此外，認(rèn)知共情可以負向預(yù)測道德推脫，并且道德推脫也是認(rèn)知共情和網(wǎng)絡(luò)欺凌之間的重要中介因素。以往研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知共情和情感共情都可以顯著負向預(yù)測道德推脫（Kokkinos & Kipritsi， 2017）， 在本研究中只有認(rèn)知共情顯著預(yù)測道德推脫。但通過Bootstrap法得到情感共情也可以通過道德推脫的中介作用顯著影響網(wǎng)絡(luò)欺凌。這間接說明情感共情對道德推脫的預(yù)測效應(yīng)不顯著，可能是在本研究中這種效應(yīng)太弱而統(tǒng)計力不足導(dǎo)致。因此兩種共情成分中，認(rèn)知共情是道德推脫的主要預(yù)測因素。共情的認(rèn)知推理過程是減少道德自我調(diào)節(jié)功能選擇性失效的主要因素，對他人體驗痛苦的共鳴能力也可能影響道德自我規(guī)范，從而使個體在實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為后，產(chǎn)生更多的內(nèi)疚和自責(zé)。
認(rèn)知共情還可以通過傳統(tǒng)欺凌的單獨中介作用、道德推脫與傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懢W(wǎng)絡(luò)欺凌，情感共情通過道德推脫和傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪閷W(wǎng)絡(luò)欺凌產(chǎn)生影響。正如Kowalski等人（2012）提出的網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型所言，共情、網(wǎng)絡(luò)匿名性分別作為個體因素和環(huán)境因素影響個體的道德判斷，從而使個體更容易做出網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。此外，個體以往的欺凌經(jīng)歷也會影響他們的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌經(jīng)常同時發(fā)生，并且傳統(tǒng)欺凌者往往也是網(wǎng)絡(luò)欺凌者（Kowalski et al.， 2012; Hinduja & Patchin， 2010）。 本研究結(jié)果進一步說明，理解他人的情緒情感能力水平低的傳統(tǒng)欺凌者，在缺乏社會線索的網(wǎng)絡(luò)上更有可能繼續(xù)對他人實施欺凌行為。而認(rèn)知共情、情感共情都可以通過道德推脫與傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊憘€體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌。根據(jù)已有理論，共情包含識別他人情緒的冷認(rèn)知和情緒喚醒的熱認(rèn)知兩個過程，即認(rèn)知共情和情感共情，兩者相互作用使儲存于長時記憶中的道德原則被喚醒（寇彧，徐華女，2005），從而激活個體對不道德行為的調(diào)節(jié)功能，進而產(chǎn)生按道德標(biāo)準(zhǔn)行事的行為動機（Bandura，2002），提高對傳統(tǒng)欺凌行為的內(nèi)疚和自我譴責(zé)，進而減少實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為。這兩條鏈?zhǔn)街薪樽饔靡步沂玖斯睬榈牟煌S度通過中介因素的單獨和共同作用影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的內(nèi)部機制，同時也間接說明傳統(tǒng)欺凌與網(wǎng)絡(luò)欺凌既有聯(lián)系也有區(qū)別。
本研究通過探究共情、道德推脫、傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，基于線索過濾理論和網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型，從心理和行為方面解釋了個體實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為可能的原因，嘗試為網(wǎng)絡(luò)欺凌的一般攻擊模型增加新的輸入變量——以往欺凌經(jīng)歷。個體的認(rèn)知共情與情感共情在影響網(wǎng)絡(luò)欺凌的方式上存在差異。共情的認(rèn)知推理部分是減少道德推脫的主要因素，道德推脫和傳統(tǒng)欺凌有助于增加實施網(wǎng)絡(luò)欺凌行為的頻率，而道德推脫、傳統(tǒng)欺凌的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤⒂兄谖覀兝斫庹J(rèn)知共情、情感共情對實施網(wǎng)絡(luò)欺凌的影響的內(nèi)在機制。本研究啟示，在互聯(lián)網(wǎng)飛速發(fā)展的今天，要減少個體的網(wǎng)絡(luò)欺凌行為，不僅需提升對他人情緒的理解和對他人情緒感同身受的能力，還需要建立個人的道德行為標(biāo)準(zhǔn)，預(yù)防道德自我調(diào)節(jié)的選擇失效，避免參與傳統(tǒng)欺凌。
本研究也存在不足。第一，由于調(diào)查取樣限制，只能獲取大學(xué)生數(shù)據(jù)，且僅為大一和大二學(xué)生數(shù)據(jù)，未能對大三和大四年級進行研究，并且本研究樣本僅來自師范院校，也許難以代表其他類型學(xué)校的情況。要進一步確認(rèn)共情與網(wǎng)絡(luò)欺凌的關(guān)系，未來還需要擴大研究樣本范圍，對本研究結(jié)論的普遍適用性進行檢驗。第二，本研究僅從傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌現(xiàn)象中欺凌行為發(fā)起的角度進行研究，不能具體指出共情對傳統(tǒng)欺凌和網(wǎng)絡(luò)欺凌的不同角色（即欺凌者和受欺凌者）的影響及其作用機制是否存在差異，未來可以具體探討共情與特定的傳統(tǒng)欺凌、網(wǎng)絡(luò)欺凌角色的關(guān)系。
參考文獻
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