مقدمه

پیشرفت شبکه­های اجتماعی علاوه بر خلق فرصت­های تعامل اجتماعی، زمینه­ساز شکل تازه­ای از قلدری شده است که بر بستر این شبکه­ها صورت می­گیرد و قلدری سایبری نامیده می­شود (ژانگ، هانگ، لام، اوانس، ژو[1]، 2022). بطور کلی قلدری سایبری به مجموعه­ای از رفتارهای پرخاشگرانه در میان همسالان اطلاق می­شود که با هدف آسیب رساندن به قربانی از طریق بسترهای ارتباط الکترونیکی انجام می­شود (اجاز، رازی و چادهوری[2]، 2024). این رفتارها که به شکل­های گوناگون مثل ارسال پیام‌ها یا تصاویر توهین‌آمیز، نقض حریم خصوصی، و حذف از پلتفرم‌ها یا گروه‌های آنلاین رخ می­دهد می­تواند پیامدهای وخیم روان­شناختی و اجتماعی برای قربانیان داشته باشد (نظیر و تبسم[3]، 2021).

در تحقیقات داخلی نیز اهمیت قلدری سایبری نشان داده شده است. نتایج پژوهش انواری و منصوری (1402) نشان داد بین قربانی­شدن در فضای سایبری با خودزنی و خودکشی رابطه وجود دارد. نتایج پژوهش ورعی، ممدوحی، محصب و تقی­پور (1401) نیز نشان داد بزه­دیدگی ناشی از قلدری سایبری اثر مستقیم بر خودجرحی و ناامیدی داشت. همچنین نتایج پژوهش سرآبادانی و مروتی (1401) نشان داد قربانیان قلدری سایبری نسبت به گروه کنترل نمره بالاتری در افسردگی، اضطراب، و اختلال خواب داشتند.

نتایج یک نظرسنجی در بهمن 1402 نشان داد نزدیک به 47 درصد ایرانیان از شبکه­های اجتماعی استفاده می­کردند درعین­حال که پژوهش­ها حاکی از پیامدهای منفی آن بر سلامت عمومی است (اخوان، قاسمی­نژاد، فروزانفر، 1403). اهمیت مطالعه قلدری سایبری برای ایران حتی می­تواند بیشتر باشد. یافته­های پژوهش تطبیقی جاغوری، بیورکویست و استرمان[4] (2015) نشان داد هم قربانی­شدن و هم ارتکاب انواع قلدری سایبری در ایران در مقایسه با فنلاند به وضوح بیشتر بود. یافته­های پژوهش تطبیقی خلیلی، ناگار، لدوک و تالوار[5] (2022) نیز نشان داد ایرانی­ها نسبت به کانادایی­ها هم از رفتارهای ناظران منفعل کمتر انتقاد ‌کردند و هم از رفتارهای دفاعی قربانی کمتر حمایت کردند.

اکثریت افراد حاضر در یک رویداد قلدری سایبری در نقش ناظر قرار می­گیرند (آلیسون و باسی[6]، 2016). تحقیق درباره ناظران قلدری سایبری به دلیل تأثیرگذاری بالقوه آنان اهمیت بیشتری دارد زیرا قلدر صرفاً دنبال آزار قربانی نیست بلکه هدف اصلی او جلب­توجه تعداد هرچه بیشتری ناظر و تخریب روابط اجتماعی قربانی است (وبر، کهلر و اشناوبر[7]، 2019). رفتار جامعه­پسندانه ناظران برای حمایت از قربانیان قلدری سایبری ممکن است به شکل مستقیم (مثل مقابله با قلدر یا دلداری قربانی) یا غیر­مستقیم (مثل گزارش حادثه به افراد مسئول) به عمل درآید. ناظران ممکن است جایگاه قلدر را به چالش بکشند، تلاش کنند قلدری را متوقف کنند و از اثرات منفی آن بر قربانی بکاهند (سالمیوالی[8]، 2010). ناظرانی که مداخله می­کنند احتمال الگوبرداری سایر ناظران از رفتار حمایتی را افزایش می­دهند (باستیانسنس[9] و همکاران، 2014).  

تحقیقات در زمینه رفتار ناظران قلدری سایبری تأثیر عوامل موقعیتی و فردی متعددی را به عنوان متغیرهای اثرگذار بر قصد یاری­رسانی ناظران به بررسی و آزمون گذاشته­اند. عمده­ترین عواملی که تأثیرشان به عنوان متغیرهای موقعیتی در تحقیقات مورد بررسی قرار گرفته­اند شامل هنجارهای گروهی، ادراک وخامت موقعیت، ادراک مسئولیت، ابهام موقعیت، فاصله زمانی حضور در موقعیت قلدری، اثر حضور دیگر ناظران و رابطه قبلی قربانی و قلدر بوده است (آلیسون و باسی، 2020) و در مقابل متغیرهای شخصی شامل عواملی نظیر مسئولیت اخلاقی، باورهای خودکارایی، تکانش گری، جنیست نقش های درگیر و سن آنها، همدلی، اضطراب اجتماعی، و ادراک تقصیر قربانی بوده است (دومینگوئز، بونل و مارتینز[10]، 2018). گرچه مطالعات بیشتری برای تبیین اهمیت عوامل زمینه‌ای/محیطی در مقابل عوامل شخصی/فردی مورد نیاز است، برخی بر این باورند که عوامل شخصی می­تواند وزن بیشتری در واکنش ناظران قلدری سایبری داشته باشد (دزمت[11] و همکاران، 2016).

اثر جنسیت بر جنبه­های مختلف موقعیت­های قلدری سایبری توجه زیادی در تحقیقات دریافت کرده است. بحث­انگیزترین جنبه در این تحقیقات اثر تفاوت جنسیتی در رفتار ناظران در مواجهه با قلدری سایبری بوده است. عمده تحقیقات انجام­شده به تأثیر جنسیت قربانی بر واکنش ناظران پرداخته­اند. معدودی دیگر جنسیت ناظر و تحقیقات نادری اثر تعاملی جنسیت قربانی و قلدر و ناظر را بررسی کرده­اند. با این حال نتایج تحقیقات در این زمینه ناسازگار بوده­اند. برای مثال  بارلینسکا، شوستر و وینیوسکی[12] (2015) رابطه­ای بین جنسیت و قصد یاری­رسانی ناظر مشاهده نکرده­اند ولی در مقابل اولنیک، هیمن و ادن[13] (2015) ، دزمت و همکاران (2016)، و باستیانسنس و همکاران (2015) نتیجه گرفته­اند ناظران مونث انگیزه بیشتری برای کمک به قربانیان قلدری سایبری دارند. با این حال در هیچ یک از این تحقیقات اثر تعاملی بین جنسیت ناظر، جنسیت قربانی و جنسیت قلدر مشاهده نشده است. تحقیقات نادری که درخصوص اثر تعاملی جنسیت ناظر و جنسیت قربانی و قلدر انجام شده­اند نتیجه گرفته­اند برخلاف اهمیتی که جنسیت قربانی بر واکنش ناظر دارد تأثیر تعاملی جنسیت ناظر با جنسیت قلدر و قربانی اثری بر قصد یاری­رسانی او ندارد (مور و دوئل[14]، 2020؛ وبر، کهلر و اشناوبر، 2019). این ناسازگاری­ها نشان­دهنده آن است که متغیرهایی در نقش میانجی، تعدیل­کننده یا کنترل نادیده مانده­اند یا ترکیب درستی از آنها بکار گرفته نشده است (دومینگوئز، بونل و مارتینز، 2018).

موقعیت­های قلدری سایبری از چندین جهت مستعد بروز سوگیری­های انگیزشی هستند. سرنوشت قربانی که می­تواند شامل بدنامی، طرد، تمسخر، یا رسوا شدن باشد موقعیت دردناکی است که زمینه عاطفی برای اسناد تقصیر به خود قربانی برای وقوع رویداد پرخاشگرانه را در خود دارد (کریمر، نوبلس، آماکر و داود[15]، 2013). دو نظریه جهت­گیری دنیای عادلانه و جهت­گیری اسناد دفاعی برای توضیح پدیده مقصرشناسی قربانی پیشنهاد شده­اند و ممکن است توان بالقوه­ای برای توصیف رابطه جنسیت ناظر و قربانی و قلدر در یک موقعیت قلدری خاص را داشته باشند (هودک، بانیک، وربوا و هایک[16]، 2024).

جهت­گیری دنیای عادلانه بر این اساس قرار دارد که افراد معتقدند اتفاقاتی که برای دیگری رخ می­دهد آن چیزی است که لیاقتش را دارند و سزاوار آن هستند یا به عبارت دیگر، پاداش و مجازات در دنیا عادلانه توزیع می­شود (نودلمن و اوتو[17]، 2021). یک نظریه مکمل نظریه جهت­گیری اسناد دفاعی است که برای توضیح گرایش به اسناد مسئولیت به افراد درگیر هنگام وقوع یک رویداد مخرب ارائه شد. در این نظریه مقصرشناسی قربانی ناشی از آگاهی فرد از آسیب‌پذیری خویش است. براین اساس مقصرشناسی قربانی احساس بد شباهت به او و در نتیجه نگرانی از قربانی شدن را کاهش می­دهد (پینسیوتی و اورکات[18]، 2019).

ناسازگاری نتایج پژوهش­ها در زمینه مطالعه اثر جنسیت ناظر و تعامل آن با جنسیت قلدر و قربانی در موقعیت­های قلدری سایبری مانع از یافتن تبیینی بوده است که اهمیت آن محدود به جنبه­های نظری نیست و ضرورت برنامه­های پیشگیری و مداخله­ای موثر نیز هست. هدف این پژوهش این بود که در یک موقعیت قلدری سایبری با زمینه روابط رمانتیک که جنسیت در آن بروز برجسته­تری از موقعیت­های دیگر دارد و از انواع قلدری سایبری ترکیبی از جعل هویت و فریبکاری است فرض اثر تعاملی جنسیت ناظر، جنسیت قلدر و جنسیت قربانی قلدری سایبری بر مقصرشناسی قربانی و قصد یاری­رسانی ناظر را آزمون کند. بر این اساس فرضیه­های زیر تدوین شد:

فرضیه 1 : در یک موقعیت قلدری سایبری قصد ناظران مونث و مذکر برای یاری­رسانی به قربانی بسته به جنسیت قربانی و قلدر متفاوت است.

فرضیه 2 : در یک موقعیت قلدری سایبری تقصیری که ناظران مونث و مذکر به قربانی نسبت می دهند بسته به جنسیت قربانی و قلدر متفاوت است.

فرضیه 3 : در یک موقعیت قلدری سایبری قصد یاری­رسانی ناظران مونث و مذکر به واسطه مقصرشناسی قربانی بسته به جنسیت قربانی و قلدر متفاوت است.

نمودار 1 . مدل مفهومی

روش

فرضیه­های این تحقیق با استفاده از یک سناریوی قلدری سایبری با لحاظ کردن سطوح جنسیت قربانی و جنسیت قلدر به عنوان متغیرهای مستقل دستکاری شده و جنسیت ناظر به عنوان متغیر مستقل دستکاری نشده در یک طرح بین­گروهی عاملی مستقل 2 x 2  x 2 و بصورت پس­آزمون با گروه تجربی آزمون شد. برای آزمون فرض اول و دوم تحلیل واریانس سه­طرفه اجرا شد. برای آزمون فرضیه سوم با توجه به اینکه به ترتیب مستلزم تحلیل اثر میانجی، تعدیل­کننده و میانجی تعدیل­شده است از یک مدل عمومی که توسط مولر، جاد و ایزربیت[19] (2005) پیشنهاد شده است استفاده شد. تحلیل داده­ها با استفاده از نرم­افزارهای SPPS و AMOS انجام شد. سطح معناداری در 0.05=p لحاظ شد.

جامعه آماری تحقیق دانشجویان دانشگاه­های تهران و هرمزگان بود که در نیمسال تحصیلی دوم 1403-1402 مشغول به تحصیل بوده­اند. برای نمونه­گیری از روش نمونه­گیری در دسترس استفاده شد. با توجه به بزرگ بودن جامعه برای تعیین حجم نمونه موردنیاز از حد بالای فرمول کوکران استفاده شد و هدف دستیابی به 400 مورد تعیین شد. برای برآورده کردن شرط قضیه حد مرکزی در خصوص نرمال بودن توزیع متغیر وابسته در هر زیرگروه هدف دستیابی به حداقل 30 مورد تعیین شد. ملاک­های ورود شامل تمایل به مشارکت در پژوهش، حداقل سن 18 سال، ملیت ایرانی، داشتن دسترسی و مهارت استفاده از اینترنت، و داشتن تجربه استفاده از شبکه­های اجتماعی و اپلیکیشن­های پیام­رسان خارجی بود. عدم تمایل به مشارکت و عدم پاسخگویی کامل ملاک خروج بود.

روش اجرای پژوهش به این صورت بود که ابتدا چهار سناریو مشابه که یک رویداد قلدری سایبری در محیطی آموزشی را به تصویر می­کشید با اختصاص تصادفی اسامی مختلف برای دستکاری جنسیت قربانی و جنسیت قلدر (متغیرهای مستقل) ساخته شد. متن سناریوی اول که در آن قلدر و قربانی هر دو بطور ضمنی مذکر معرفی شده­اند به شرح زیر بود:

در یک دورهمی دوستانه بین دانشجویان هم­رشته­ای در یک دانشگاه پارسا داستانی از تلاش ناموفق خودش برای برقراری دوستی با یک نفر از جنس مخالف در یک برنامه پیام­رسان تعریف می­کند. دیگران با اظهارنظر درباره دلیل ناکامی پارسا یا شوخی درخصوص جسارت و ساده­لوحی او به داستان واکنش نشان می­دهند. یک هفته بعد دانشجویی به نام کیان که داستان پارسا را از بقیه شنیده است پروفایلی جعلی حاوی اطلاعات فردی خیالی به اسم آیدا در همان برنامه پیام­رسان ایجاد می­کند و  پیام­هایی مبنی بر تمایل به آشنایی و قرار ملاقات برای پارسا ارسال می­کند. مدتی بعد کیان از پاسخ­های پارسا و عکس او ویدئویی تهیه می­کند و آن را بصورت ناشناس در برنامه پیام رسان برای دانشجویان دیگر  به اشتراک می­گذارد.

پس از آن یک دامنه (وب­سایت) در یک درگاه اینترنتی[20] که خدمات اجرای پژوهش آنلاین ارائه می­کند ساخته شد و کلیه فرم­های معرفی پژوهش، رضایت­نامه شرکت در پژوهش، فرم اطلاعات جمعیت­شناختی، سناریوها و مقیاس­های اندازه­گیری در آن وارد شد. برای جلب همکاری شرکت­کنندگان به شرکت در تحقیق با پرداخت حق­الزحمه به دو پژوهشگر دانشگاهی که خدمات انتشارات علمی به دانشجویان دانشگاه­های تهران و هرمزگان ارائه می­کنند و همچنین صاحب حساب­های کاربری در شبکه­های اجتماعی هستند که دنبال­کننده­های زیادی عمدتاً از بین دانشجویان دانشگاه­های مزبور دارند آگهی تبلیغی برای جلب مشارکت در پژوهش سفارش داده شد. لینک وب­سایت پژوهش در این آگهی قرار داده شد. برای ترغیب به شرکت در پژوهش یک قرعه کشی با مبلغ 2 میلیون تومان بین شرکت­کنندگان اعلام شد.

شرکت­کنندگانی که روی لینک درج شده در آگهی کلیک کردند وارد وب­سایت اختصاصی پژوهش شدند. در ابتدا فرم معرفی پژوهش به آنان ارائه شد و سپس فرم رضایت­نامه برای تائید ارائه شد. در چند فرم متوالی اطلاعات جمعیت­شناختی از شرکت­کنندگان خواسته شد. تنظیمات سایت به صورتی طراحی شد که در این مرحله به هر شرکت­کننده بصورت تصادفی یکی از چهار سناریوی پژوهش ارائه شد. پس از مطالعه سناریو از شرکت­کنندگان خواسته شد خودشان را در جایگاه یکی از ناظران موقعیت قلدری سایبری توصیف­شده قرار دهند و سپس مقیاس­های پس­آزمون شامل مقیاس مقصرشناسی قربانی و مقیاس قصد یاری­رسانی ناظر برای پاسخگویی به آنها ارائه شد.

ابزارهای پژوهش

الف) قصد یاری رسانی ناظر (BHI[21]): از مقیاسی که توسط لوین و کراوسر[22] (2008) تدوین و هنجاریابی شد استفاده شد. این آزمون شامل 3 ماده است که از شرکت­کننده می­خواهد بر روی یک مقیاس لیکرت 9 گویه­ای از 1 (بسیار محتمل) تا 9 (بسیار نامحتمل) یکی از گویه­ها را در خصوص قصد خود برای مداخله در سناریوی قلدری سایبری انتخاب کند. از شرکت­کننده پرسیده می­شود «اگر در زندگی واقعی با موقعیت مشابهی روبرو شوید، به احتمال زیاد کدام یک از اقدامات زیر را انجام خواهید داد؟" گویه­ها شامل این موارد است: (الف) به هیچ وجه کمک نمی­کنم، سعی می­کنم درگیر موقعیت نشوم؛ (ب) سعی می­کنم به یک مقام مسئول اطلاع دهم؛ (ج) با قلدر رودر رو می­شوم. نمرات آزمودنی­ها در مقیاس قصد یاری­رسانی ناظر می­تواند بین 3 تا 27 متغیر باشد که نمرات پایین به معنای قصد کمتر برای یاری­رسانی به قربانی قلدری سایبری و نمرات بالاتر به معنای قصد بیشتر است. در پژوهش لوین و کراوسر (2008) مقیاس آلفای کرونباخ برای این ابزار 76/0 گزارش شد ولی روایی گزارش نشده است. در پژوهش حاضر اعتبار آزمون به روش ضریب آلفای کرونباخ 61/0 محاسبه شد. از آنجایی که آلفای کرونباخ به تعداد آیتم­ها حساس است مقدار آلفای حداقل 60/0 برای کمتر از چهار عبارت قابل­قبول در نظر گرفته می­شود (پترسون[23]، 1994).  کمترین ضریب همبستگی بین گویه‌های پرسشنامه از بین ضرایب 0.33 بود که بزرگتر از مقدار بحرانی پیرسون برای نمونه های بزرگتر از 300 یعنی 0.09 بود. نتایج تحلیل عاملی تائیدی برای روایی سازه نیز نشان داد معیارهای برازش گویه­ها در مقیاس در محدوده قابل قبول قرار داشتند (1 = NFI، 1= IFI، 1 = GFI، 0.1 = RMSEA).

ب) مقصر شناسی قربانی (VB[24]) : از مقیاسی که توسط وبر، زیگل و اشناوبر[25] (2013) تدوین و هنجاریابی شد و شامل دو خرده­مقیاس جهت­گیری اسناد دفاعی (DAO[26]) و جهت­گیری دنیای عادلانه (JWO[27]) است استفاده شد. در خرده­مقیاس جهت­گیری دنیای عادلانه از چهار گویه برای سنجش تمایل پاسخ­دهندگان به مقصر دانستن مستقیم قربانی برای این حادثه استفاده شد: " [نام قربانی در سناریو] باید می­دانست اینطور می­شود"، "[نام قربانی در سناریو] این اتفاق را شروع کرد"، "[نام قربانی در سناریو] خودش مقصر بود" یا "[نام قربانی در سناریو] می­توانست جلوی این اتفاق را بگیرد". این گویه­ها عامل «سرزنش مستقیم قربانی» را تشکیل می‌دهند و بر اساس نظریه جهت­گیری دنیای عادلانه هستند. به همین ترتیب، در خرده­مقیاس جهت­گیری اسناد دفاعی از دو گویه برای اندازه‌گیری مقصر دانستن غیرمستقیم قربانی استفاده شد. ابتدا در مورد وخامت موقعیت سوال شد (مقیاس پنج گویه­ای: 1 «اصلاً وخیم نبود» تا 5 «بسیار وخیم بود»). گویه دوم در مورد شدت مجازات عادلانه برای قلدر سوال می­کرد (مقیاس پنج گویه­ای: 1 «به هیچ وجه مجازات لازم نیست» تا 5 «مجازات بسیار سخت لازم است»). این دو گویه در نظر گرفته شده عامل «سرزنش غیرمستقیم قربانی» را تشکیل می­دادند. نمرات آزمودنی­ها در مقیاس مقصرشناسی قربانی می­تواند بین 6 تا 30 متغیر باشد که نمرات پایین به معنای اسناد تقصیر کمتر به قربانی قلدری سایبری و نمرات بالاتر به معنای اسناد تقصیر بیشتر است. در پژوهش وبر و همکاران (2013) ضریب اعتبار آلفا گزارش نشده بود اما برای روایی ضریب تعیین (R2) 29/0 و برای خرده­مقیاس دنیای عادلانه ضریب بتا 44/0 در سطح معناداری 001/0 و برای خرده­مقیاس اسناد دفاعی ضریب بتا 20/0 در سطح معناداری 001/0 گزارش شد. در پژوهش حاضر اعتبار کل آزمون به روش ضریب آلفای کرونباخ 63/0 محاسبه شد. ضریب مزبور برای خرده­مقیاس جهت­گیری دنیای عادلانه 76/0 و برای خرده­مقیاس جهت­گیری اسناد دفاعی 50/0 محاسبه شد. کمترین ضریب همبستگی بین گویه‌های پرسشنامه از بین ضرایب 0.54 بود که بزرگتر از مقدار بحرانی پیرسون برای نمونه های بزرگتر از 300 یعنی 0.09 بود. نتایج تحلیل عاملی تائیدی برای سنجش روایی سازه نیز نشان داد معیارهای برازش گویه­ها در مقیاس در محدوده قابل قبول قرار داشتند (0.88 = NFI، 0.89= IFI، 0.95= GFI، 0.09 = RMSEA).

یافته­ها

پس از انتشار آگهی تحقیق در مدتی یک­ماهه مجموعاً 805 نفر بر روی لینک وبسایت پژوهش کلیک کرده و وارد سایت شدند که از این تعداد 601 نفر مواد تحقیق را کامل کردند. تعداد شرکت­کنندگان زن 452 نفر (%75) و شرکت­کنندگان مرد 149 نفر (%25) بود. 78 درصد شرکت­کنندگان تحصیلات کارشناسی و بالاتر داشتند و میانگین سنی شرکت­کنندگان 23 سال بود. در آزمون آماری مشخص شد گروه­های آزمایشی از نظر متغیرهای جمعیت­شناختی تفاوت معناداری با یکدیگر نداشتند (جنسیت 75/0 = p 18/1= χ² ، سن (61/0 = p، 71/0 = (593، 5)F ، آشنایی با شبکه های اجتماعی 96/0 = p 27/0= χ² ، باورهای مذهبی (76/0 = p، 12/2 = (593، 4)F ).

شاخص­های توصیفی برای گروه­های آزمایشی در جدول 1 آمده است. میانگین کلی نمرات شرکت­کنندگان در مقیاس قصد یاری­رسانی ناظر 61/16 است که بالاتر از میانه نمره آزمون (15) در حالت فرض نرمال بودن توزیع نمرات بود. میانگین نمره قصد ناظران برای کمک به قربانی مونث 25/17 و میانگین نمره قصد ناظران برای کمک به قربانی مذکر 06/16 است. میانگین کلی نمرات شرکت­کنندگان در مقیاس مقصرشناسی قربانی 17 بود که پایین­تر از میانه نمره آزمون (18) بود.

جدول 1. شاخص های توصیفی برای گروه های آزمایشی

آزمون فرضیه اول: ابتدا شروط آزمون پارامتری بررسی شد. برای آزمون وجود داده­های پرت غیرعادی نمودار جعبه­ای ترسیم شد. با توجه به تعداد کم داده­های پرت در تحلیل حفظ شدند. برای آزمون فرض نرمال بودن تقریبی مقادیر متغیر وابسته مقدار چولگی 1/0 و کشیدگی 09/0 محاسبه شد که با توجه به قرار داشتن در بازه نرمال (2،2-) برای چولگی و بازه نرمال (7،7-) برای کشیدگی حاکی از توزیع تقریبی نرمال مقادیر متغیر وابسته بود.

نمودار 2. نمودار جعبه ای توزیع داده های متغیر وابسته

برای آزمون همسانی واریانس از تست لوین استفاده شد. نتایج نشان داد فرض تفاوت واربانس مقادیر متغیر وابسته بین گروه­ها معنادار نبود (36/0 = p، 09/1 = (593، 7)F.

نتایج تحلیل واریانس سه­طرفه بین­عاملی نشان داد اثر تعاملی بین جنسیت ناظر، قلدر و قربانی با قصد یاری رسانی ناظر به قربانی رویداد قلدر مجازی معنادار نبود. تنها اثر معنادار مشاهده­شده مربوط به اثر جنسیت قربانی بر متغیر وابسته بود (01/0 = p، 12/2 = (593، 7)F. برای بررسی اثر یافت­شده در خصوص معنادار بودن اثر سطوح جنسیت قربانی بر متغیر وابسته نمودار میانگین حاشیه­ای ترسیم شد. از نمودار 3 این گونه استنباط می­شود که ناظران قصد بیشتری برای یاری­رسانی به قربانی مونث در مقایسه با قربانی مذکر اظهار می­کنند.

نمودار 3. میانگین حاشیه ای برای قصد یاری رسانی ناظر به قربانی بر حسب جنسیت قربانی

در خصوص اثر تعاملی بین جنسیت شرکت­کننده و جنسیت قربانی نیز اثر نزدیک به معنادار مشاهده شد (09/0 = p، 73/2 = (593، 7)F. برای بررسی اثر یافت­شده در خصوص معنادار بودن اثر تعاملی بین جنسیت شرکت­کننده و جنسیت قربانی بر متغیر وابسته نمودار میانگین حاشیه­ای ترسیم شد. از نمودار 4 این گونه استنباط می­شود که ناظران وقتی قلدر از جنس مخالف خودشان است قصد یاری رسانی بیشتری به قربانی اظهار می­کنند.

نمودار 4. میانگین حاشیه­ای برای قصد یاری­رسانی ناظر به قربانی بر حسب جنسیت ناظر و قلدر

آزمون فرض دوم: برای آزمون فرض نرمال بودن مقادیر متغیر وابسته هم مقدار چولگی 39/0 و مقدار کشیدگی 08/0 - محاسبه شد که با توجه به قرار داشتن در بازه استاندارد (2،2-) برای چولگی و بازه نرمال (7،7-) برای کشیدگیحاکی از توزیع تقریبی نرمال مقادیر متغیر وابسته بود. برای آزمون همسانی واریانس از تست لوین استفاده شد. نتایج نشان داد فرض تفاوت واریانس مقادیر متغیر وابسته بین گروه­ها معنادار نبود.

از آنجا که خرده­مقیاس جهت­گیری دنیای عادلانه از ضریب پایایی بالاتری برخوردار بود آزمون فرضیه دوم هم بر اساس نتایج مقیاس کامل مقصرشناسی قربانی و هم تنها بر اساس نتایج خرده­مقیاس جهت­گیری دنیای عادلانه انجام شد. نتایج تحلیل واریانس سه­طرفه بین­عاملی بر اساس نتایج مقیاس کامل مقصرشناسی قربانی نشان داد اثر تعاملی بین جنسیت ناظر، قلدر و قربانی با مقصرشناسی قربانی رویداد قلدری مجازی معنادار نبود. تنها اثر معنادار مشاهده شده مربوط به اثر جنسیت قربانی بر متغیر وابسته بود (03/0 = p، 45/4 = (593، 7)F. برای بررسی اثر یافت­شده در خصوص معنادار بودن اثر سطوح جنسیت قربانی بر متغیر وابسته نمودار میانگین حاشیه­ای ترسیم شد. از نمودار 4 این گونه استنباط می­شود که ناظران تقصیر بیشتری به قربانی مونث در مقایسه با قربانی مذکر نسبت می­دهند.

      نمودار 54. میانگین حاشیه­ای مقصرشناسی قربانی بر حسب جنسیت قربانی

گرچه نتایج تحلیل واریانس سه­طرفه بین­عاملی بر اساس نتایج خرده­مقیاس جهت­گیری دنیای عادلانه نیز حاکی از فقدان اثر تعاملی معنادار بین جنسیت ناظر، قلدر و قربانی با مقصرشناسی قربانی بود با این حال در خصوص جنسیت شرکت­کننده نیز اثر معنادار مشاهده شد (04/0 = p، 49/4 = (593، 7)F. برای بررسی اثر یافت شده در خصوص معنادار بودن اثر سطوح جنسیت ناظر بر متغیر وابسته نمودار میانگین حاشیه­ای ترسیم شد.  از نمودار 5این گونه استنباط می­شود که ناظران مذکر در مقایسه با ناظران مونث تقصیر بیشتری به قربانی نسبت می­دهند.

نمودار 5. میانگین حاشیه­ای مقصرشناسی قربانی بر حسب جنسیت ناظر

آزمون فرضیه سوم: نتایج مدل­سازی رابطه میانجی با استفاده از رگرسیون خطی چندگانه نشان داد ضرایب مدل رگرسیون برای اثر کل، اثر مستقیم متغیر مستقل بر متغیر میانجی و اثر مستقیم متغیرهای مستقل و میانجی بر متغیر وابسته معنادار نبود.  

بحث و نتیجه‌گیری

هدف این پژوهش بررسی اثر تعاملی بین جنسیت قلدر، قربانی و ناظر قلدری سایبری بر قصد یاری­رسانی ناظر و مقصرشناسی قربانی بود. یافته­های این پژوهش در خصوص فقدان اثر تعاملی جنسیت نقش­های درگیر بر قصد یاری رسانی ناظر با نتایج تنها تحقیق نسبتاً مشابه پیشین یعنی پژوهش وبر، کوهلر و اشناوبر (2019) همخوانی داشت. درعین­حال نتیجه این پژوهش مبنی بر فقدان اثر یک­سویه جنسیت ناظر بر قصد یاری­رسانی او به قربانی با نتایج برخی پژوهش­های پیشین همخوانی داشت. برای مثال نتایج این پژوهش با پژوهش بارلینسکا، شوستر و وینیوسکی (2013) و پژوهش چان، چونگ، بنباست، ژیائو و لی[28] (2022) همخوانی داشت. همزمان فقدان اثر یک­سویه جنسیت ناظران بر قصد یاری­رسانی ناظر با نتایج برخی از تحقیقات دیگر ناهمخوانی داشت. برای مثال نتایج این پژوهش با پژوهش دزمت و همکاران (2016) و لامب، هادسون، کریگ و پپلر[29] (2017) همخوانی نداشت.

ناتوانی در یافتن تفاوت معنادار در قصد یاری­رسانی ناظر به قربانی قلدری مجازی که وابسته به تعامل جنسیت ناظر، قربانی و قلدر باشد ممکن است بدلیل متغیرهای کنترل متفاوتی باشد که تحقیقات متفاوت استفاده کرده­اند. برای مثال سن ناظران به عنوان متغیر کنترل در بسیاری تحقیقات استفاده شده است ولی تحقیقات مختلف از گروه­های سنی متفاوتی استفاده کرده­اند که مقایسه نتایج را دشوار می­کند. این موضوع در خصوص سطح تحصیلات، خاستگاه اقتصادی و اجتماعی، جایگاه شغلی، و هویت گروهی نیز صدق می­کند. با لحاظ کردن تفاوت ناظر با قلدر و ناظر با قربانی در این ابعاد پیچیدگی موضوع ممکن است بیشتر هم باشد.

از سوی دیگر موقعیت­های نمونه­ای که در کاربندی­های آزمایشی برای سنجش رفتار ناظران بالقوه استفاده شده­اند یکسان نبوده­اند. موقعیت­های قلدری سایبری انواع متفاوتی دارند و طبقه­بندی­های موجود فقط زمینه­های مشترک را، هر چند نه بطور کامل، پوشش می­دهند و اکثر اوقات واقعیت یک موقعیت نمونه قلدری سایبری ترکیبی از این انواع را شامل می­شود. از آنجا که قضاوت­های مربوط به جنسیت وابسته به موقعیت هستند (وو، پارک و داسگوپتا[30]، 2020) ممکن است تفاوت نتایج مربوط به این مسئله باشد.

در خصوص آمادگی بیشتر ناظران برای یاری­رسانی به قربانی مونث نسبت به قربانی مذکر، یافته­های این پژوهش با نتایج تنها تحقیق قابل­مقایسه پیشین که به بررسی تأثیر جنسیت قربانی بر قصد یاری­رسانی ناظر قلدری سایبری پرداخته بود - پژوهش وبر، کوهلر و اشناوبر (2019) - همخوانی داشت. تفاوت معنادار در آمادگی ناظران قلدری سایبری برای یاری­رسانی به قربانی مونث نسبت به قربانی مذکر را شاید بهتر از هر چیز وجود تصورات قالبی جنسیتی توضیح دهد. محتملاً یک حادثه قلدری که متوجه یک قربانی زن می­شود، به عنوان موقعیتی تفسیر می­شود که در آن قربانی به یاری­رسانی دیگران نیاز دارد.

تفاوت مشاهده­شده در تمایل ناظران به یاری­رسانی بیشتر به قربانی قلدری از جنس مخالف می­تواند بدلیل شکسته شدن معیارهای کلیشه­ای جنسیتی در موقعیت­های قلدری سایبری باشد. بر اساس کلیشه­های جنسیتی از زنان انتظار نمی­رود که در نقش­های پرخاشگرانه ظاهر شوند و متقابلاً از مردان انتظار نمی­رود زنان را که ضعیف تلقی می­شوند مورد قلدری قرار دهند. تخلف از کلیشه­های جنسیتی با طرد و تنبیه مواجه می­شود (کندی، مک­دانل و استفنس[31]، 2016).

یافته­های این پژوهش در خصوص فقدان اثر تعاملی جنسیت نقش­های درگیر در قلدری سایبری بر مقصرشناسی قربانی با نتایج دو تحقیق متناظر پیشین - مائر و دوئل (2020) و وبر، کوهلر و اشناوبر (2019)- همخوانی داشت. همزمان نتیجه این پژوهش مبنی بر اینکه ناظران قربانی مونث را در مقایسه با قربانی مذکر بیشتر مقصر می­دانند برخلاف نتایج هر دو پژوهش وبر، کوهلر و اشناوبر (2019) و مائر و دوئل (2020) بود که چنین رابطه­ای را معنادار نیافتند.

تفاوت معنادار بین مقصرشناسی قربانیان مونث در مقایسه با قربانیان مذکر نزد ناظران قلدری سایبری ممکن است در ابتدا خلاف شهود بنظر برسد چون مردان بیشتر مشکوک به رفتار رقابتی یا پرخاشگرانه و در نتیجه مقصر وقوع قلدری تلقی می­شوند اما تحقیقاتی که درباره نسبت دادن تقصیر به قربانیان خشونت انجام شده است نتایج مشابهی گزارش کرده­اند (برای مثال: کلارک[32]، 2021). توضیح این پدیده ممکن است این باشد که در تصورات قالبی جنسیتی که بین هر دو جنسیت مشترک است زنان ضعیف، آسیب­پذیر، سلطه­پذیر، غیرمنطقی، و احساساتی و مردان پرخاشگر، ریسک پذیر، سلطه­گر و رقابت­جو دیده می­شوند (سولیوان، سیوسیلو، موس راسوسین[33]، 2022). طبق این تصورات قالبی زنان بیش از مردان در خطر قربانی­شدن دیده می­شوند. به همین دلیل ظاهراً منطق حکم می­کند کسانی که احتمال قربانی­شدن آنان بیشتر است محتاط­تر باشند تا از چنین اتفاقاتی جلوگیری کنند.

توضیح دیگری که می­توان لحاظ کرد توجه به این نکته است که وقتی قربانی زن سوژه اغواگری می­شود و نشانه­ای از پذیرش اغواگری نشان می­دهد و تا حدی با قلدر همراه می­شود بیشتر مقصر دانسته می­شود (روژالین و ادیسون[34]، 2023). می­توان گفت گرچه کلیشه­های جنسیتی ممکن است ریشه تمایل بیشتر ناظران برای یاری­رسانی به قربانی مونث باشد وقتی رویداد قلدری سایبری زمینه­ای رمانتیک یا جنسی دارد و قربانی مونث به اغواگری اولیه پاسخ مثبت می­دهد همزمان بیشتر مقصر دانسته می­شود.

اثر مشاهده­شده در خصوص گرایش ناظران مذکر به مقصرشناسی بیشتر قربانی نسبت به ناظران مونث با نتایج پژوهش مائر و دوئل (2020) همخوان بود. در عین حال یافته­های این پژوهش برخلاف نتایج پژوهش وبر، کوهلر و اشناوبر (2019) بود که چنین رابطه­ای را معنادار نیافتند. با توجه به اینکه ناظران قلدری سایبری فارغ از جنسیت خود قربانیان زن را بیشتر مقصر دانستند در اینجا ممکن است سطح پایین­تر مهارت­های شناخت اجتماعی و همدلی یا سطح بالاتر جنسیت­گرایی ناظران مذکر که در تحقیقات مستند شده است (برای مثال روشات[35]، 2023 و لافلر و گریتمیر[36]، 2023) باعث چنین تفاوتی شود.

می توان مشارکت اصلی این پژوهش را این گونه بیان کرد که بر اساس یافته­های این پژوهش علیرغم اینکه ناظران قلدری سایبری قربانی مونث را بیشتر مقصر می­شناسند با این حال قصد بیشتری برای یاری­رسانی به او نیز ابراز می­کنند. این موضوع را شاید بتوان اینگونه توضیح داد که طبق باورهای قالبی جنسیتی که در هر دو جنس وجود دارد زنان احساساتی و در نتیجه ساده­لوح ولی در عین حال ضعیف و نیازمند کمک هستند.

محدودیت ها و پیشنهادهای پژوهش

تجربیات متفاوت شرکت­کنندگان در خصوص قلدری سایبری می­تواند بر پاسخ آنها تأثیر بگذارد. در تحقیقات آتی تجربیات گذشته شرکت­کنندگان می تواند در تعریف گروه­های آزمایشی لحاظ شود. با توجه به فرضی بودن موقعیت قلدری سایبری عمق رابطه ناظر با قلدر و قربانی نامعلوم است و این موضوع می­تواند بر پاسخ­ها موثر بوده باشد. در پژوهش­های آتی سطح آشنایی ناظر با قربانی و قلدر می­تواند در سناریوها متفاوت تعریف شود و اثرات آن سنجیده شود. برای بررسی علت ناسازگاری نتایج پژوهش­ها درباره نقش جنسیت در قلدری سایبری متغیرهای کنترلی نظیر خاستگاه اقتصادی­اجتماعی و انواع هویت گروهی می تواند در بررسی­های آتی لحاظ شود.

یافته های این پژوهش نشان داد مردانی که قربانی قلدری سایبری می­شوند کمتر مورد حمایت قرار می­گیرند و ممکن است از مزیت­های حمایت اجتماعی که می­تواند اثرات مخرب قلدری سایبری را مهار کند محروم شوند. آموزش تأثیرات بالقوه مخرب و وخیم قلدری سایبری بر مردان می­تواند بر مقابله با کلیشه­های جنسیتی موجود در این زمینه و در نتیجه کاهش اثرات مزبور موثر باشد. با توجه به نادیده گرفته شدن قربانیان مذکر از سوی همسالان این موضوع می تواند در رسیدگی­هایی که به قربانیان انجام می­شود برای جبران فقدان حمایت اجتماعی لحاظ شود.

تعارض منافع

هیچ گونه تعارض منافع توسط نویسندگان بیان نشده است.

کد اخلاقی پژوهش

طرحنامه این تحقیق به کمیته اخلاق در پژوهش دانشگاه علامه طباطبایی ارائه و با دریافت کد IR.ATU.REC.1402.127 برای اجرا تصویب شد.

[1].  Zhang, Huang, Lam, Evans, & Zhu

2. Ejaz, Razi, & Choudhury
3. Nazir & Thabassum
4. Björkqvist, Österman
5. Nagar, Leduc, Talwar
6. Allison, Bussey
7. Weber, Koehler, Schnauber
8. Salmivalli
9. Bastiaensens
10. Domínguez, Bonell, Martinez
11. DeSmet
12. Barlińska, Szuster, Winiewski
13. Olenik, Heiman. Eden

1. Marr , Duell
2. Cramer, Nobles, Amacker, Dovoedo
3. Houdek, Bahník, Vrbová, & Hájek,
4. Nudelman & Otto
5. Pinciotti & Orcutt
6. Muller, Judd, Yzerbyt
7. www.limesurvey.com
8. Bystander Helping Intention
9. Levine, Crowther
10. Peterson
11. Victim Blaming
12. Weber, Ziegele, Schnauber
13. Defensive Attribution Orientation
14. Just World Orientation
15. Chan, Cheung, Benbasat, Xiao, Lee
16. Lambe, Hudson, Craig, Pepler
17. Wu, Park, Dasgupta
18. Kennedy, McDonnell, Stephens
19. Clark
20. Sullivan, Ciociolo, & Moss-Racusin
21. Rogalin & Addison
22. Rochat
23. Löffler & Greitemeyer