罗丽君 蒙琪缘 赵玉芳

一、问题提出

校园欺凌是青春期和成年早期反社会行为、暴力犯罪的显著预测因素，七到十年级的欺凌者在其16 岁到24 岁期间，55%有至少一种犯罪行为，36%有三种或更多犯罪行为（Olweus,2013）。2016 年以来，国务院教育督导委员会办公室、教育部等九部门先后发布《关于开展校园欺凌专项治理的通知》《关于防治中小学生欺凌和暴力的指导意见》《防范中小学生欺凌专项治理行动工作方案》《未成年人学校保护规定》，各地中小学校相继制定校园欺凌防治措施，表达了预防与治理欺凌、建设安全和谐校园的坚定决心。因其对力量或权力相对较弱的一方长时间故意实施伤害，欺凌实际上是一种不公正、不道德的行为。然而，即使欺凌者认为不道德行为是错误的（Gasser&Keller,2009），却往往在明知道有反欺凌规定的情况下仍然实施欺凌。他们很少隐蔽地攻击受害者，85%的欺凌事件中有其他学生在场（Atlas&Pepler,1998）且倾向于发生在同学之间，班级中多数学生扮演跟随者或“党羽”、支持者或被动欺凌者、被动支持者或潜在欺凌者、未参与的旁观者、潜在保护者、保护者等不同角色（Juvonen & Graham,2001,pp.5-15），这表明欺凌不是欺凌者和受害者之间一对一或者多对一的简单交互（Salmivalli,2010），而应该从“班级群体过程”的视角来理解。学生大多数时间在同一个教室与同一群同学在同一组教师的指导下共同学习，教师组织教育教学、分配教育资源、评价学生表现，在班级群体中处于权威地位而通常被视为最能代表群体原型的领导者。目前，已有研究更多关注教师应如何干预校园欺凌，但是仅在28%的欺凌事件中教师干预有效，在29%的欺凌事件中教师干预无效甚至变得更糟（Fekkes et al.,2005）。教师确是影响校园欺凌的关键因素，校园欺凌已被证实与教师课堂管理实践等师生互动的日常行为有关（Allen,2010）。因此，相较于“运动式”的短期专项治理或“头痛医头、脚痛医脚”的应急救火式干预，从预防的视角关注教师的日常行为以及学生对这些行为的体验对校园欺凌的影响，可能因其针对性与有效性而更具有指导价值。

权威关系模型指出，在与群体中权威人物的互动中，群体成员会根据与权威的关系来判断自己是否有价值、程序是否公平（Tyler &Lind,1992）。教师日常行为中表现出来的公正性会向学生发出积极信号，表明他们是班级中受重视、有地位的重要成员，学生则更有可能接受并遵守规范而不参与欺凌。然而教师公正性对校园欺凌的影响可能通过一系列中介因素才能得以实现，根据人格认知—情感系统理论（Cognitive-Affective Personality System），个体选择性地感知、解释、构建社会情境特征与人格系统中的认知表征、情感状态动态地相互作用，激活行为生成过程中的计划、策略和潜在行为，形成“情境特征—编码过程（认知情感）—行为生成过程—行为”的社会信息处理加工过程（Mischel&Shoda,1995），感知教师公正性对校园欺凌的影响可能由情感和认知过程协同作用。相关研究发现感知教师公正性会增强学校归属感（黄亮&宋萍萍,2019），教师作为群体原型领导者通常被视为道德榜样甚至道德规范本身，其行为会确立教育场域中的道德基调并作为道德人假设影响学生如何对待他人。学生感知教师不公正可能会质疑权威和规范的合法性，导致认知失调，并因此激活道德推脱机制，进而抑制道德自我调节，避免预期的自我谴责、内疚感或对负面自我形象的羞耻感（班杜拉,2001,pp.545-548），将不公正、不道德等违规行为合理化而允许实施校园欺凌。

综上所述，本文试图回答以下两个问题：1）感知教师公正性对青少年校园欺凌（实施）是否具有解释力？2）如果感知教师公正性对校园欺凌存在影响，是否是通过学校归属感（情感）和道德推脱（认知）这两条路径发生作用的？

二、文献回顾与研究假设

（一）感知教师公正性对校园欺凌的影响研究

学生希望受到老师的公正对待，并认为公正是一个好老师最重要的属性之一（Peter &Dalbert,2010），对教师日常教学行为程序正义的感知与学生的抗拒和攻击行为负相关（Chory-Assad&Paulsel,2004）。教师公正在学生个人公正世界信念与校园欺凌间起中介作用（Donat et al.,2012），也是师生关系和同伴关系所构成班级氛围（Peter & Dalbert,2010）、学校适应与幸福感（Gini et al.,2018）的重要预测因素，而良好的同伴关系等保护性因素通常与欺凌受害行为负相关（Berkowitz&Winstok,2022）。教师作为教育教学活动中分配不同教育资源和调整不同利益关系（蔡辰梅&刘娜,2017）的主体，其公正性主要从三个视角考量：第一个视角是“他对他们的行为”，即对某位教师对待其学生是否公正的外部评价；第二个视角是“他们对我们的行为”，即学生对教师在处理涉及自己和同学的班级事务时是否公正的认识（Wendorf&Alexander,2005）；第三个视角是“他们对我的行为”，即学生对教师行为公正程度的自我感受（Peter&Dalbert,2010）。因为不同学生对相同教师的行为可能有不同的解释，直接体验的视角更有利于探寻欺凌者判断教师是否公正时的内心世界。此外，感知教师公正性通常被作为学校或班级氛围的测量指标之一，但其本身作为保护或风险因素的特殊作用却被忽视或混淆，因此本研究采用学生感知教师公正性的主观直接感受，也即“他们对我的行为”作为校园欺凌的潜在预测因素。

关于“为什么会遵守法律？”这一问题，答案通常是：人们对法律的规范性忠诚是以正义观、道德价值观或对法律当局合法性的认同为基础的（汤姆·R.泰勒,2015,p.45,pp.106-123）。与之类似，青少年之所以会遵守规范，是基于自身的公正性经历来解释规范的道德正当性，或认同制定规范的机构因其合法性而有权力要求学生按照规范指令行事。群体原型指的是群体形成的一套态度、规则、信念和价值观（Bartel&Wiesenfeld,2013），通常最具原型性的成员最具有影响力，群体原型领导者被认为代表了群体态度与规则（Barreto & Hogg,2017）。研究表明，教师的不公正会影响教师自身的合法性（Gouveia-Pereira et al.,2017），因其具有群体原型领导者的特征，并且作为群体中的权威通常被视为整个群体的代表。教师行为公正与否还会影响学生对规范正当性的解释，以及对制定规范的机构或群体合法性的认同。感知到教师公正性的学生会相信学校的规章制度是合理有度的，进而愿意遵守学校规则；反之，则会引发学生对学校乃至社会规范的质疑，导致作弊、青少年犯罪等校内外违规行为（Donat et al.,2014）。

据此，本研究提出如下假设：

假设1 感知教师公正性对青少年实施校园欺凌行为有显著影响。

（二）学校归属感在感知教师公正性和校园欺凌关系中的中介作用

学校归属感是学生在学校环境中感到被接纳、尊重和支持，以及融入学校或班级生活，与他人成为整体的情感（Goodenow & Grady,1993），是学业或同伴关系等积极学校生活体验的基础（Slaten et al.,2016; Garcia-Reid,2007）。教师公正会让学生认为教师等权威更值得信赖、体验到更强的认同感和自我价值感，作为教师情感支持的关键特征促进学校归属感发展（Sakiz et al.,2012），与学校归属感显著正相关（Wong et al.,2022）。虽然需要层次理论没有直接将公正作为基本心理需要的维度之一，但学者认为应把公正作为满足归属、自尊等基本心理需要的必要条件（Cropanzano et al.,2001），或者也可以额外视为青少年的基本心理需要（Molinari&Mameli,2018）。如果学生对公正的需求与班级环境不匹配，则可能会产生负面心理变化或问题行为，师生互动中的不公正感会导致学生学习承诺下降和对学校生活的心理脱离等负面结果（Molinari et al.,2013;Berti et al.,2010）。

青春期是青少年自我概念发展的独特时期，他们在现实自我、理想自我、他人自我的思考中形成自我确认和自我发展重大问题的相对稳定、连续的认知。学校归属感对自我概念有显著正向预测作用（Raufelder et al.,2015），而自我概念与校园欺凌负相关（Hines,2011,pp.30-31）。学校归属感能够强化学生按照学校群体规范运作的义务，更有可能接受和遵守校规班纪而抑制校园欺凌；而当感到不被教师、学校所接纳时，学生不仅会对自己产生负向的、消极的认知和自我价值怀疑，还会对学校群体产生厌恶感，对学校规范产生质疑，甚至可能表现出欺凌等异常行为（Emler&Reicher,1987）。

基于上述理论与实践研究，我们推断感知教师公正性影响学校归属感，学校归属感进而影响青少年的校园欺凌行为，据此做出如下假设：

假设2 学校归属感在感知教师公正性与校园欺凌行为的关系中发挥中介作用。

（三）道德推脱在感知教师公正性和校园欺凌关系中的中介作用

道德推脱指个体在社会认知过程中，通过认知重组，更积极地解释不道德行为、将责任归因于权威或强调群体决策，以此来转移与分散责任、扭曲或忽视行为后果、将受害者非人化或指责其咎由自取等，从而使得道德自我调节机制失活，这将不仅允许个体脱离道德标准做出不道德行为，还会减少行为后的内疚、羞耻等情绪压力以解除自我谴责。道德推脱不应该被理解为一种稳定的特质，而是一种可塑的认知取向，班杜拉（Bandura,2002）认为它可能与社会结构等环境因素有关。根据道德基础理论，人类的道德观念基于在进化过程中逐渐形成的内在基础价值观，这些价值观包括关怀/护理、公平/正义、忠诚、权威/尊严、纯洁/圣洁（Graham et al.,2013）。而感知教师不公正不仅违背了教育场域中公平、正义的道德属性，还可能与学生内在价值观不一致、冲突导致认知失调，激活道德推脱机制，通过改变或调整认知使欺凌等不公正、不道德行为合理化，以重新获得认知平衡。

在对500名八至十年级的中学生的调查中发现，64%的学生同意“欺凌只是孩童时期的正常现象”（认知重组），51%的学生同意“学校里的成年人应该负责保护学生免受欺凌”（责任转移），44%的学生同意“被欺凌会让人变得更坚强”（扭曲行为后果），56%的学生同意“大多数受欺凌的学生都是咎由自取”（受害者归因）（Hymel et al.,2005），而元分析结果发现道德推脱与攻击行为显著正相关（Gini et al.,2014），道德推脱水平高的青少年更倾向于欺凌他人（Hymel & Bonanno,2014）。此外，道德推脱与报复动机、伤害动机以及支配动机正相关（Tanrikulu & Erdur-Baker,2019），对欺凌者自我、理想自我和规范自我图景的研究发现，欺凌者追求支配性的理想自我，并认为这种恃强性是社会规范所要求的，可能通过欺凌来实现支配和统治（Björkqvist et al.,1982）。结合上述研究，我们推断感知教师公正性影响道德推脱，道德推脱进而影响青少年的校园欺凌行为，据此做出如下假设：

假设3 道德推脱在感知教师公正性与校园欺凌行为的关系中发挥中介作用。

（四）学校归属感对道德推脱的影响

如前所述，学校归属感与道德推脱在感知教师公正性与欺凌之间可能分别起中介作用，但它们之间是否存在关系，还需要进一步检验。社会规范分类理论中将规范分为描述性规范和指令性规范等四类（Cialdini & Trost,1998,pp.151-159），其中，描述性规范是对社会环境中大多数人的行为的描述（他人行为的普遍程度），而指令性规范指个体应该遵循的行为方式（他人赞成与否的程度）。对公园木材盗窃行为的研究发现，将人们注意力集中在“大多数人如何做”的描述性规范上（如若木材盗窃行为严重，则会导致公园环境受损），将会增加盗窃行为，而关注“不能如何做”的指令性规范（如不要把公园里的木材带走），将会减少盗窃行为（Cialdini et al.,2006）。根据社会认同理论，群体成员倾向于用群体来维持或增强积极社会身份和自尊，并因此愿意遵守为其提供内群体身份的群体规范，学校归属感使得学生愿意遵守校规班纪等一系列明文规定的指令性规范；但是，当内群体成员采取不道德行为时，群体内其他成员会将这种不道德行为作为描述性规范（Gino et al.,2009）。尤其是，教师作为群体原型领导者，其不公正行为更易被学生作为描述性规范的标准（不公正是群体内普遍做法），进而可能会模糊或最小化个体在不道德行为中的作用，激活将责任归咎于权威或强调群体决策与行为来转移与分散责任的道德推脱机制。据此，本研究提出如下假设：

假设4 学校归属感负向预测道德推脱。

在此基础上，结合假设2 和假设3，本研究进一步提出如下假设：

假设5 学校归属感、道德推脱在感知教师公正性对校园欺凌的影响中发挥链式中介作用。

基于上述文献综述与研究假设，本研究根据认知—情感系统理论，将学校归属感和道德推脱的共同作用建构为理论模型（如图1 所示），以深入揭示感知教师公正性与校园欺凌的影响机制，以期为预防校园欺凌提供理论依据，并尝试以校园欺凌为例回答“青少年为何不遵守规范”这一问题的底层逻辑。首先，感知教师公正性显著影响校园欺凌，感知教师公正性越高，青少年实施校园欺凌的风险越低。其次，感知教师公正性可能通过学校归属感和道德推脱影响校园欺凌。感知教师公正性正向预测学校归属感，而学校归属感越强，学生越不可能实施校园欺凌；感知教师公正性负向预测道德推脱，而道德推脱越强，学生实施欺凌行为的可能性越大。最后，学校归属感负向预测道德推脱，学校归属感越强，则道德推脱越弱，青少年实施校园欺凌的风险越小，两者在教师公正性对校园欺凌的影响中起链式中介作用。

图1 假设理论模型

三、研究方法

（一）数据来源与分析策略

本研究在重庆市江津区、巫山县区域内随机选取两所中学，再从中随机选取38 个班级，这些班级的所有学生以匿名自我报告的方式参与调查。在征得学校领导、班级教师和学生本人知情同意后，调查由经过培训的教育学、心理学专业博士生、硕士生和所调查学校的心理健康教育教师担任主试。因调查中涉及教师公正、是否欺凌他人等学生可能较为敏感的问题，故在问卷指导语中特别注明匿名作答且仅用于科学研究，以预防社会赞许性反应。调查开始前还以班级为单位进行了5分钟左右的问卷匿名、保密性保证及学生心理疏导。共有1,800 名七至九年级的初中生填写问卷，完成时间约为20 分钟，填答完毕即在现场回收问卷。剔除大面积未作答、信息不完整的问卷后，实际有效问卷为1,077 份。有效填答问卷的学生中，男性占比42.990%，女性占比50.418%，性别缺失被试占比6.592%，年龄分布在12—16 岁，剔除未报告年龄的30 人后，平均年龄为13.478±0.742岁。

研究使用EpiData 3.1进行数据录入，采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差（汤丹丹&温忠麟,2020），得到8个特征根大于1的公因子，首个因子的方差解释率为20.829%，小于40%的临界值。因此，本研究的共同方法偏差不明显。除Cronbach’s α系数外，计算了组合信度（CR）评估量表信度、平均方差提取值（AVE）评估聚敛效度，CR应大于0.6，AVE 应大于0.36 （Fornell &Larcker,1981）。使用SPSS 26.0 进行描述统计及相关分析，使用Mplus 8.3 构建结构方程模型，采用偏差校正非参数百分位Bootstrap 法（N=10,000）进行中介效应的检验，若95%置信区间不包含0，表明中介效应显著。

（二）变量与测量

1.校园欺凌

本研究采用改编自德马雷等人（Demaray et al.,2016）修订的欺凌参与行为量表（Bullying Participant Behaviors Questionnaire，BPBQ）测量欺凌者的校园欺凌行为。该量表共50个题项，分别测量卷入欺凌事件学生的5种角色行为：欺凌者、受害者、支持者、保护者与局外者。本研究采用其中的欺凌行为分量表，共10个题项，如“我辱骂过另一个学生”“我取笑过另一个学生”“我故意冷落过另一个学生”。量表采用5点评分，“1”表示“从来没有”，“2”表示“1到2次”，“3”表示“3到4次”，“4”表示“5到6次”，“5”表示“7次及以上”。计算所有题项的平均分，得分越高则表示实施校园欺凌的频率越高。本研究中该量表的Cronbach’s α=0.869，CR=0.895，AVE=0.462。

2.感知教师公正性

本研究采用科诺德等人（Konold et al.,2014）开发的权威型学校氛围量表（Authoritative School Climate Survey，ASCS）中的感知教师公正性分量表测量感知教师公正性。该量表由10 个题项组成，如“我的老师通常对我很公平”“老师对我的评价通常是基于我的行为而不是成绩”“我获得的评价是我应得的”。量表采用7 点评分，“1”表示“非常不同意”，“2”表示“比较不同意”，“3”表示“有些不同意”，“4”表示“不确定”，“5”表示“有些同意”，“6”表示“比较同意”，“7”表示“非常同意”。计算所有题项的平均分，得分越高则表示学生感知到的教师公正性越强。本研究中该量表的Cronbach’s α=0.879，CR=0.920，AVE=0.569。

3.学校归属感

本研究采用张等人（Cheung & Hui,2003）修订的学校归属感量表（Psychological Sense of School Membership Scale，PSSM）测量学校归属感。该量表由2个维度、18个题项组成。2个维度分别为归属感与抵制感。归属感包含13 个题项，如“我感觉自己好像是这所学校的一分子”“这所学校大部分老师对我感兴趣”“这所学校的人留意到我善于做某一方面的事情”。抵制感包含5 个题项，如“这所学校较难接受我这种学生”“有时候我感觉我好像不属于这所学校”“这所学校的老师对我这种人不感兴趣”。量表采用7 点评分，“1”表示“非常不同意”，“2”表示“比较不同意”，“3”表示“有些不同意”，“4”表示“不确定”，“5”表示“有些同意”，“6”表示“比较同意”，“7”表示“非常同意”。将抵制感的题项反向计分、计算所有题项的平均分，得分越高则表示学校归属感越高。本研究中该量表的Cronbach’s α=0.871，归属感维度CR=0.865，AVE=0.535，抵制感维度CR=0.744，AVE=0.574。

4.道德推脱

本研究采用托恩贝里等人（Thornberg &Jungert,2013）修订的校园欺凌量表中的道德推脱分量表测量道德推脱。该量表由6个题项组成，如“欺凌在某些情况下是可以接受的”“你可以欺凌不喜欢的人”“欺凌的一个好处在于，受害者学会如何行事才能被接纳”。量表采用7 点评分，“1”表示“非常不同意”，“2”表示“不同意”，“3”表示“有点不同意”，“4”表示“不确定”，“5”表示“有点同意”，“6”表示“同意”，“7”表示“非常同意”。计算所有题项的平均分，得分越高说明道德推脱水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α=0.789，CR=0.854，AVE=0.494。

四、研究结果

（一）路径分析

对各变量进行相关性分析（结果如表1所示）发现：感知教师公正性、学校归属感与欺凌行为显著负相关，道德推脱与欺凌行为显著正相关；感知教师公正性与学校归属感显著正相关，与道德推脱显著负相关；学校归属感与道德推脱显著负相关。

表1 相关分析结果（N=1,077）

图2 和表2 呈现了感知教师公正性对青少年校园欺凌行为的影响及作用机制，由于该模型属饱和模型，拟合指数无实际意义，因此不再估计其拟合指数，仅关注其路径系数（徐洪吕等,2023；张莉等,2019）。检验结果表明：1）感知教师公正性对欺凌行为的总效应显著（B=-0.104），95%的置信区间为［-0.142，-0.068］，感知教师公正性负向预测欺凌，假设1 成立；2） 感知教师公正性正向预测学校归属感（B=0.393），95%的置信区间为［0.343，0.441］，负向预测道德推脱（B=-0.173），95% 的置信区间为［-0.246，-0.104］；3）学校归属感负向预测欺凌行为（B=-0.101）和道德推脱（B=-0.179），95%的置信区间分别为［-0.144，-0.058］和［-0.251，-0.106］；4）道德推脱正向预测欺凌行为（B=0.166），95%的置信区间为［0.126，0.208］；5）感知教师公正性对校园欺凌的直接效应不显著（B=-0.024），95%的置信区间为［-0.062，0.013］。

表2 Bootstrap中介效应检验结果（N=1,077）

图2 学校归属感、道德推脱在感知教师公正性与校园欺凌之间的中介作用（N=1,077）

（二）间接效应检验

间接效应的检验结果（如表2 所示）表明：1）学校归属感在感知教师公正性与校园欺凌之间的中介效应显著（B=-0.040），95%的置信区间为［-0.058，-0.023］，说明感知教师公正性越强，学校归属感越强，欺凌行为越少，此中介效应占总效应的比值为38.462%（-0.040/-0.104），假设2 得到支持；2）道德推脱在感知教师公正性与校园欺凌之间的中介效应显著（B=-0.029），95%的置信区间为［-0.046，-0.016］，说明感知教师公正性越强，道德推脱水平越低，产生欺凌行为的可能性就会越低，此中介效应占总效应的比值为27.885%（-0.029/-0.104），假设3成立；3）学校归属感与道德推脱在感知教师公正性与校园欺凌之间的链式中介效应显著（B=-0.012），95%的置信区间为［-0.018，-0.007］，说明感知教师公正性越强，学校归属感越强，道德推脱水平越低，产生欺凌行为的可能性就会越低，此中介效应占总效应的比值为11.538%（-0.012/-0.104），假设4和假设5成立。

五、结论与启示

（一）研究结论

本研究探讨感知教师公正性对校园欺凌行为的影响及作用机制，主要结论如下。

第一，感知教师公正性对欺凌行为的总效应显著（B=-0.104，95% 的置信区间为［-0.142，-0.068］），两者显著负相关，即学生在与教师日常交往过程中越感受到被公正对待，越不会实施欺凌行为。正如班杜拉社会观察行为实验结果展示的那样，暴露于成人攻击行为的儿童对人型玩偶再现更多攻击行为。教师对青少年而言几乎代表整个成人世界，感知教师不公正不仅改变了学生对于公正相关规范的理解，并且还会作为压倒性的社会环境性压力源增加学生的愤怒、沮丧等负面情绪。而压力源被视为不公正、严重程度较高时最有可能导致消极应对（Agnew,2001），学生因此可能会采取消极应对方式来减轻负面情绪或寻求报复。由于在学校中权力结构不对等，学生很难挑战、反击或报复教师本人，转而对处于相对弱势的其他同伴实施欺凌等不公正行为。已有研究将教师公正作为中介变量考察学生个人公正世界信念对校园欺凌或欺凌受害后暴力循环的影响（Donat et al.,2012; Ren et al.,2023），本研究解释了感知教师公正性与校园欺凌（实施）间的关系，补充了感知教师公正性负向预测校园欺凌（受害）的研究结果（Jiang et al.,2023），验证了一般紧张理论假设，拓展了对于教师公正性与校园欺凌之间关系的认知。

第二，感知教师公正性与校园欺凌间总效应显著，在加入中介变量后，直接效应不显著而链式中介作用显著（B=-0.012，95%的置信区间为［-0.018，-0.007］），表明学校归属感（情感）和道德推脱（认知）是教师公正性对校园欺凌的影响机制，形成了“学生感知教师公正性→学校归属感→道德推脱→校园欺凌”这一路径。学生感知教师不公正后，低学校归属感与高道德推脱激活，“我不愿意遵守规范”，“不公正是群体内普遍做法”，最终导致欺凌行为发生。与认知结构和情绪过程在预测约会暴力行为时同时发挥作用等研究结果一致（Jouriles et al.,2012），本研究发现了情感因素（学校归属感）与认知因素（道德推脱）在个体感知社会情境特征与行为间的中介作用。认知—情感系统理论中认知与情感单元并不是孤立的静态组件，而是作为有组织、相互联系的独特结构系统指导、约束整个网络中其他单元的进一步激活：一方面，情感反应取决于认知结构并通过认知结构来解释和标记（Schachter&Singer,1962）；另一方面，情感优先假说指出情感反应产生于认知之前且会影响认知，进而影响人的后续行为反应（Zajonc,1980），前意识的情绪反应可能会迅速触发密切相关的认知和行为（Chaiken & Bargh,1993）。本研究验证并扩展了认知—情感系统理论框架，此链式中介提示我们在考察学校归属感与道德推脱关系时，应当关注情感与认知两类心理过程的内在关系并特别重视情感的关键作用。充满情感的道德直觉是影响道德判断过程的首要原因（Haidt,2007），道德推脱作为一种认知表征可能会被学校归属感所影响，从而作用于青少年的行为选择。

（二）研究启示

本研究从“班级群体过程”的视角探讨了感知教师公正性与校园欺凌之间的作用机制，扩展了对感知教师公正性、学校归属感、道德推脱和校园欺凌之间相互作用关系的认识，以校园欺凌为例尝试回答“青少年为何不遵守规范”之问，并获得以下启示。

第一，校园欺凌不是一对一和多对一的简单交互，而是一个“群体过程”，对校园欺凌的防治不应该只针对欺凌者和受害者个体；校园欺凌倾向于发生在班级同学之间，不应该忽视教师作为群体权威在班级层面的影响而仅仅去考虑同伴群体。如前所述，校园欺凌实质上是一种不公正、不道德行为，而公正等道德观念很难通过正式课程来传授，青少年在与他人（尤其是作为重要他人的教师）的互动中了解规范以及这些规范应在何时以及如何被应用，从自身被不公正对待的直接体验或他人不公正行为的观察中形成道德标准。由于日常教学中师生交往频繁，且具有时效长、渗透性强的特征，教师不公正就像是一种隐性的不道德传染源，易通过社会学习过程改变学生对于公正等道德价值的判断和行为倾向。此外，结果公平通常被视为对某种特定情况的即时反应，具有偶然性的特点；程序公平因其持久性更能代表群体价值观而具有象征意义（Tyler&Lind,1992），因此，关注师生交往中教师日常行为的公正性，尤其是程序公平，对于预防校园欺凌可能尤其重要。

第二，班级群体规范在群体成员互动中产生，是群体成员理解的显性或隐性的规则和标准，在没有法律力量的情况下通过群体制裁来指导与约束社会行为（Cialdini&Trost,1998,p.152）。《中小学生守则（征求意见稿）》中明确中学生应遵守明礼守法、合作共处、诚实守信等显性指令性规范（中华人民共和国教育部,2015），其中隐含着诚实、公平、互惠、合作和信任等隐性规范内容。青少年为何不遵守规范？这与其规范内化过程有关，群体规范转化为个人规范需要两个心理前提：权威公正性与群体归属感。首先，根据社会规范激活模型，在特定社会环境中激活个体遵守规范有三个必要且充分条件：知道规范存在并适用于当前情境（偶然条件）；相信足够多的人会遵守规范（经验预期条件）；相信足够多的人期望遵守规范并愿意制裁不遵守规范的行为（规范预期条件）。指令性规范的遵守至少需要经验预期与规范预期两个条件，经验期望与描述性规范遵守相关（Bicchieri,2006,p.38）。青少年如果仅仅知道规范存在，却可能由于教师作为群体权威的不公正引发对多数人会遵守或期望遵守规范的质疑而不遵守（指令性）规范，将不公正行为作为描述性规范的标准辩护为群体内多数人的普遍行为，激活将责任归咎于权威或强调群体决策的道德推脱机制，从而选择不公正等违规行为。其次，个体通过自我分类过程将自己归类于某个群体，如果与其他成员态度和价值观相悖则会产生一种不确定感，而这种不确定感促使个体遵守群体规范、与同类其他人的观点保持一致（Hogg,2012,pp.62-80）。只有当个体认同规范所属的群体时才会遵守群体规范，而认同感薄弱时规范将失效甚至可能适得其反（Wenzel,2004）。群体参与模型认为程序公平塑造了人们在群体中的社会认同，社会认同反过来又影响态度、价值观和行为，而影响程序公平的主要来源是对执行规范的权威公正性、群体规范公正性的判断（Tyler&Blader,2003）。教师作为班级群体中的权威，其行为公正与否不仅会影响学生对群体规范公正性的判断，还会影响学生对程序公平的感知进而影响认同与归属感，学生由此决定是否愿意遵守规范做出合作行为。