师生关系与同伴欺凌之间的关联：一个多重中介模型

《Frontiers in Psychology》：Relationship between teacher-student relationship and peer victimization: a multiple mediator model

　　摘要
引言：越来越多的证据表明师生关系（TSR）与同伴欺凌之间存在密切联系，但其背后的机制仍不清楚。
方法：本研究利用65,868名四年级学生（平均年龄9.56岁，男性占53.60%）的数据，通过多重中介模型来探讨这些关联。所有参与者均完成了四份问卷调查。
结果：研究发现，师生关系仅通过间接路径与同伴欺凌相关（直接效应不显著），其中三个显著的中介变量是：（1）同伴关系（标准化间接效应=-0.135）；（2）抑郁（-0.040）；以及（3）通过同伴关系和抑郁的连续路径（-0.070）。同伴关系表现出最强的中介效应，并且先于情绪因素，表明同伴关系作为技能或行为模式的溢出效应，可能对同伴欺凌产生更稳定和持久的影响。
结论：这些发现表明，同伴欺凌与同伴关系的质量有着根本性的联系，这突显了以关系为中心的干预措施的必要性。针对同伴欺凌的干预越早进行，效果越佳，尤其是在自尊心形成的关键时期。

1 引言
同伴欺凌是一个全球性挑战，定义为同伴之间反复、有意的攻击性行为，这种行为涉及到实际或感知到的权力不平衡，导致受害者遭受身体、言语或关系上的伤害（Olweus, 1993）。受害者往往难以摆脱欺凌情境（Olweus, 1993）。全球范围内，遭受欺凌的小学生和初中生的比例从21%（Shojaei et al., 2009）到60%（Qiu et al., 2024; Xing et al., 2023）不等。同伴欺凌对受害者的身体、心理和行为结果有明显的负面影响，即使欺凌行为停止后，这些负面影响仍然存在。与未受欺凌的个体相比，受欺凌者表现出更高的抑郁、焦虑和孤独感，以及较低的自尊心（Ireland and Qualter, 2008; Wang et al., 2021）。此外，受到欺凌还可能引发儿童的高风险行为，如睡眠障碍（van Geel et al., 2016）、学业成绩下降，甚至辍学（Wei and Williams, 2004）。在严重的情况下，同伴欺凌会增加自伤行为（Bento et al., 2021）和自杀尝试及行为（Gini and Espelage, 2014）。此外，曾在学校遭受欺凌的学生在未来的工作场所也更有可能再次成为受害者（Sch?fer et al., 2004）。尽管有相关法律，但解决同伴欺凌问题仍然困难重重。研究人员呼吁基于证据的解决方案，并需要更多关于师生关系等因素的研究（Bjereld et al., 2017）。实际上，73%的教师报告在处理欺凌问题上面临重大挑战（Zhang, 2002），这表明需要更好地了解师生关系如何帮助预防同伴欺凌。

1.1 师生关系与同伴欺凌
学校里儿童的主要人际关系之一是师生关系，这是一种学生与其教师之间具有不同程度亲密性、冲突和依赖性的双边关系（Hamre et al., 2001; Pianta, 1999）。它作为关键的中观系统链接，影响着儿童在课堂和同伴群体中的体验。支持性的师生关系能够提高儿童的学业适应能力、集中注意力的能力以及处理社会和学术挑战的能力（Hughes and Kwok, 2006）。教师的关怀可以直接保护儿童免受欺凌（Fang et al., 2023）。儿童与教师之间的亲密关系与减少身体攻击有关（Troop-Gordon and Kopp, 2011）。另外，师生关系的质量可以预测5个月后儿童是否会被欺凌（Demol et al., 2020）。有支持性教师关系的儿童遭受欺凌的情况较少，而冲突性的师生关系则会增加受欺凌的风险（Fang et al., 2023; Marengo et al., 2021）。尽管师生关系非常重要，但在研究和反欺凌项目中，其对同伴欺凌的影响尚未得到充分探索，例如Olweus欺凌预防计划。Sulkowski等人认为，健康的师生关系在未探索的方面（如通过技能或情绪）对同伴欺凌具有显著的负向预测作用（Sulkowski and Simmons, 2018）。

1.2 师生关系、同伴关系与同伴欺凌之间的关系
研究人员认为，将师生关系与同伴层面的过程结合起来可以显著加强反欺凌干预措施（Bouchard and Smith, 2017; Demol et al., 2020）。研究表明，支持性的师生关系通过多种相互连接的机制改善儿童的同伴互动（Bouchard and Smith, 2017）。教师组织集体活动并提供社交技能培训，而师生互动的质量本身则起到了关系模板的作用。通过敏感的反馈和支持，教师帮助塑造儿童的期望、核心信念和互动行为，这些行为随后会传递到他们的同伴关系中（Bouchard and Smith, 2017; Luckner and Pianta, 2011; Troop-Gordon and Kopp, 2011）。在本研究中，同伴关系质量被定义为儿童对其在同伴中的社交联系和接纳程度的主观评价，通过反向评分的孤独感量表进行评估（Asher et al., 1984）。我们认识到，这一衡量标准捕捉的是同伴关系的感知情感体验（即与感知到的社交孤立相关的痛苦），而不是同伴接纳、同伴地位或友谊质量的客观指标。虽然孤独感在概念上与这些概念不同，但在童年时期它们之间存在强相关性（Asher and Paquette, 2003; Ladd and Ettekal, 2013），并且代表了同伴关系质量的一个发展上重要的方面——即儿童的主观归属感。高质量的同伴关系提供了归属感和社交支持。尽管Hughes等人证明师生关系与同伴关系之间存在双向关系（Hughes and Chen, 2011），但一项为期5年的纵向研究表明，从发展的角度来看，儿童早期与教师的非父母权威人物的关系会影响他们带入同伴环境中的技能、期望和社会行为（Howes, 2010）。此外，Pianta认为师生关系与个人社交能力的发展密切相关（Pianta, 1999）。这表明师生关系可能是儿童同伴互动质量的基础因素。此外，支持的同伴关系可以降低受欺凌的风险（Godleski et al., 2015）。Godleski等人发现，有同伴支持的儿童不太可能受到欺凌（Godleski et al., 2015）。同伴关系可以通过提供强大的社交支持和促进群体接纳来减轻欺凌（Flaspohler et al., 2009），而这又与同伴欺凌呈负相关（de Bruyn et al., 2009）。Malcolm等人发现，拥有互惠最佳朋友的儿童在一年后遭受欺凌的情况较少（Malcolm et al., 2006）。Fang等人（2023）证明，师生关系主要通过间接路径与同伴欺凌相关（Fang et al., 2023），师生关系中的高冲突水平和依赖性与学校适应问题有关，包括学校回避、同伴攻击和社交退缩，而这些又与较低的同伴地位相关（Fang et al., 2023）。因此，我们提出假设1：同伴关系可能作为师生关系与同伴欺凌之间的中介因素。

1.3 师生关系、抑郁与同伴欺凌之间的关系
抑郁表现为持续的悲伤、兴趣丧失以及相关的认知和躯体症状，这些症状会损害功能（Kovacs, 1992）。根据自我决定理论，儿童的健康发展依赖于满足三个基本需求：人际关联、自主性和能力（Deci and Ryan, 1985）。如果儿童的需求长期得不到满足，可能会导致内化问题，如抑郁。教师的支持，表现为鼓励、温暖和关怀，满足了学生对有意义联系的需求。当教师支持自主性时，他们能够增强儿童的自我决定能力，并提高师生关系的质量，其关键的保护结果是减轻抑郁（Zhang et al., 2022）。此外，支持性的师生关系还能提高学生的社会认知能力和自我价值感，促进强大的社交能力（Lim, 1989; Sween, 2023），从而缓解学生的内化痛苦（Lester et al., 2013）并降低他们患抑郁的风险（Chen et al., 2020）。此外，支持学生自主性的教师有助于随着时间的推移减少儿童的抑郁症状（Zhang et al., 2022）。因此，师生关系可能通过满足儿童的基本需求来缓解他们的抑郁症状，进而减少与其抑郁相关的行为模式。同伴欺凌可以通过抑郁来预测（Kochel et al., 2012; Kochel and Rafferty, 2020）。抑郁水平的每一点增加都会使直接受欺凌的风险增加20%（Boel-Studt and Renner, 2014）。Kochel及其同事证明，儿童的社交无助行为是他们抑郁症状的重要预测因素，最终导致后续的同伴欺凌经历（Kochel and Rafferty, 2020）。然而，一项元分析表明抑郁与同伴欺凌之间存在双向关系，相关系数没有差异（Christina et al., 2021）。这些变量之间的关系可能因年龄组和文化而异，尤其是在小学阶段——这是自我概念发展的关键时期（Juan et al., 2011）。这种双向性质突显了它们关系的复杂性。因此，需要进一步的研究来明确这种关系的方向。本研究探讨了这一互惠循环中的一个理论推导的方向：作为人际困难的后果，抑郁如何随后增加欺凌风险。这一观点与人际风险模型（Patterson and Capaldi, 1990）一致。两项纵向研究表明，抑郁可以预测未来的同伴欺凌事件（Bilsky et al., 2013; Sentse et al., 2017）。因此，我们提出假设2：师生关系与同伴欺凌之间的关联可能是通过抑郁来实现的。

1.4 师生关系、同伴关系、抑郁与同伴欺凌之间的关系
对父母和同伴的依恋都是预测抑郁的风险因素，随着与父母冲突的增加，对同伴的依恋变得更为重要（Cyranowski et al., 2000; Holmbeck and Hill, 1991; Kullik and Petermann, 2013）。许多研究发现抑郁与同伴关系呈负相关（Franzen et al., 2024; Jiang et al., 2025; Sulkowski and Simmons, 2018）。对同伴的依恋通过功能失调的情绪调节机制与抑郁呈负相关（Allen et al., 2007; Kullik and Petermann, 2013），以及由于在同伴中地位低下而导致的归属感或关联感的减弱（Baumeister and Leary, 1995; Slavich and Irwin, 2014）。因此，我们推测师生关系可能通过影响同伴关系的质量间接影响抑郁。尽管存在其他模型（例如症状驱动模型）（Nolen-Hoeksema et al., 1992），但本研究与人际风险模型（Patterson and Capaldi, 1990）在概念上是一致的，该模型认为持续的人际困难，如同伴拒绝或低质量的友谊，构成了一种长期的压力源，可能导致抑郁症状的发展。支持这一观点的纵向研究表明，即使控制了先前的抑郁情况，儿童中期同伴关系问题也会导致抑郁症状的增加（Chen et al., 2012; Jiang and Wang, 2020; Panak and Garber, 1992; Zimmer-Gembeck et al., 2009）。因此，在探讨学校环境中同伴欺凌起源的背景下，我们研究了不良同伴关系（与师生关系相关）如何导致抑郁，进而可能增加受欺凌风险。因此，我们提出假设3：同伴关系和抑郁可能在师生关系与同伴欺凌之间发挥链式中介作用。

目前，同伴欺凌的趋势在年幼的学生中越来越普遍（Xing et al., 2023）。遭受欺凌的小学生人数远远超过青少年（Boel-Studt and Renner, 2014）。四年级学生处于中童期的末期和晚童期的初期。这两个阶段对同伴欺凌具有特殊的重要性。首先，同伴欺凌在中童年时期达到高峰（Finkelhor et al., 2013）。中童年时期对同伴互动的需求逐渐增加。儿童更加关注同伴关系和他们的社会地位。为了维持这些关系，他们常常使用关系性攻击行为，这加剧了关系性欺凌（Zhang et al., 2009）。其次，随着中童年时期同伴互动的增加，儿童开始形成社会角色身份（Boel-Studt and Renner, 2014）。如果儿童长时间受到欺凌，他们可能在同伴环境中形成负面的社会角色身份和行为模式，从而在晚童年时期形成负面的自我概念（Juan et al., 2011）。一旦社会角色身份模式融入儿童的自我概念，它可能会对其同伴欺凌经历产生长期的负面影响。例如，Schafer等人发现，在小学和中学期间经历过受害的学生在未来更有可能在工作场所受到欺凌（Sch?fer等人，2004年）。因此，当前研究针对四年级学生的目标可能在预防和干预受害轨迹方面具有最大的潜力。本研究整合了依恋理论、自我决定理论（SDT）和人际风险模型（Bronfenbrenner，1979年），并将其置于一个发展生态学框架内。根据依恋理论，支持性的师生关系（TSR）会培养出积极的内在工作模式，从而影响儿童在同伴情境中的期望和行为（Bowlby，1969年）。SDT认为TSR能够满足社交需求，从而防止抑郁（Deci和Ryan，1985年）。人际风险模型进一步指出，长期的人际关系困难会导致抑郁症状的出现（Patterson和Capaldi，1990年）。最后，溢出假说（Edwards和Rothbard，2000年）解释了技能和情绪模式是如何从师生系统传递到同伴系统的，最终导致受害的发生。尽管有大量证据证实同伴受害和抑郁之间存在双向、互惠的关系（Christina等人，2021年），但本研究的主要目的是阐明远端关系背景（TSR）如何最终影响受害风险。我们提出，TSR主要通过影响更近端的因素与受害相关：首先是通过影响同伴关系的质量（一种社会行为路径），然后是通过影响情绪调节（一种情感路径）。这种序列模型（TSR → 同伴关系 → 抑郁 → 受害）综合了上述理论：TSR满足社交需求（SDT）并塑造工作模式（依恋），这有助于建立更好的同伴关系；而不良的同伴关系则是导致抑郁的人际风险因素（人际风险模型）；抑郁症状通过相关的社会行为缺陷（如退缩、无助感）可能增加受害的脆弱性（Kochel和Rafferty，2020年）。这代表了欺凌这一复杂生态系统中的一种可能路径，同时承认受害也可能加剧抑郁并损害所有关系。虽然我们依赖发展理论（如依恋理论、人际风险模型）提出了一个理论推导的序列模型（TSR → 同伴关系 → 抑郁 → 受害），但我们承认横断面设计排除了任何因果或时间上的推断。我们的模型测试了这种理论规定的关联模式的统计合理性，但其他方向（如受害导致抑郁，或所有变量之间的互惠关系）同样有可能，需要纵向数据来确认。

在上面概述的整合理论框架指导下，本研究旨在探讨师生关系与四年级学生同伴受害之间的具体机制。我们假设TSR并非直接与受害相关，而是通过中间心理社会过程间接相关。具体来说，我们测试了一个多重中介模型，以评估两条平行路径和一条序列间接路径：（1）假设1：同伴关系质量将介导TSR与同伴受害之间的关联（TSR → 同伴关系 → 受害）；（2）假设2：抑郁将介导TSR与同伴受害之间的关联（TSR → 抑郁 → 受害）；（3）假设3：同伴关系质量和抑郁将依次介导这种关联（TSR → 同伴关系 → 抑郁 → 受害）。该模型验证了支持性TSR通过促进更好的同伴关系（满足社交需求并提供社交技能）从而防止抑郁（减少人际风险）的命题。较低的抑郁水平与更适应性的社交行为相关，进而假设这会降低受害的脆弱性。通过测试这一链条，我们试图澄清学校生态系统中不同层面（成人与儿童、儿童之间）的关系体验和情绪调节如何共同导致同伴受害的风险（图1）。

**图1** 一个理论模型。箭头的方向基于理论推导，但由于数据是横断面的，它仅表示关联而非因果关系。

**材料与方法**

2.1 参与者
本研究采用横断面学校调查方法，针对2015年9月至10月间中国两座城市的四年级学生进行。在郑州市，所有280所城市小学都参与了调查，涵盖了所有四年级学生。在石家庄市，采用了三阶段抽样方法：（1）随机选择10个城区；（2）从这些城区中随机选择50所学校；（3）纳入所选学校的全部四年级学生。初始样本包含65,868名参与者（53.60%为男性），在排除缺失数据的案例（N=1,819；占2.76%）和超出±3个标准差的单变量异常值（N=2,260；占3.43%）后，最终有效样本为61,789名四年级学生。所有调查在课堂环境中进行，在获得家长同意后进行数据收集，并由教师讲解研究目的。学生在保密条件下自愿完成6个标准量表，所有站点采用统一协议。

2.2 测量工具
2.2.1 修订版同伴关系量表
该量表是从原始的儿童孤独量表（Asher等人，1984年）改编而来的10项量表，用于测量同伴关系质量。我们采用报告的孤独感的反向得分作为同伴关系质量的代理指标。这种做法基于已建立的理论和实证证据：孤独感被概念化为由于感知到的社交关系质量或数量不足而产生的痛苦情绪体验（Asher和Paquette，2003年）。在儿童和青少年群体中，孤独感与同伴接纳度、友谊质量和社交满意度等直接指标呈强烈负相关（Ladd和Ettekal，2013年；Asher和Paquette，2003年）。因此，虽然不是观察到的同伴互动的直接测量，但较低的孤独感（及其反向得分）可以作为儿童对其在同伴中的社交联系和接纳程度的主观评估的有效指标——这是同伴关系质量的核心方面。参与者在4点李克特量表上对每个项目进行评分（1=完全匹配；4=完全不匹配）。总分是10个反向得分项目的平均值，较高的得分表示较低的孤独感，从而间接表明更好的同伴关系质量。在本研究中，Cronbach’s alpha值为0.926。CFA的拟合指数为χ2(34) = 490.18，p ≤ 0.001，CFI = 0.92，TLI = 0.90，SRMR = 0.04，RMSEA = 0.09。虽然CFI和TLI接近常规阈值，但RMSEA超过了推荐的0.08临界值（Hu和Bentler，1999年），表明因子结构可能存在一些不规范之处。

2.2.2 儿童抑郁量表：简版（CDI: S）
儿童抑郁量表：简版（CDI: S；Kovacs，1992年）是一个10项目自评量表，用于评估4至9年级儿童的抑郁症状。参与者根据过去2周的感受在3点量表上对每个项目进行评分。总分是10个项目得分的平均值。较高的得分表示抑郁程度较高。在本研究中，Cronbach’s alpha值为0.822。CFA的拟合指数为χ2(34) = 225.44，p < 0.001，CFI = 0.94，TLI = 0.92，SRMR = 0.03，RMSEA = 0.06。

2.2.3 同伴受害问卷
同伴受害问卷是从Bully/Victim问卷（Olweus，1993年）改编而来的7个项目量表，用于评估学生上学期经历的受害频率和形式。参与者在5点量表上对每个项目进行评分（0=从未，1=1次，2=2次，3=3-4次，4=5次以上），反映他们的近期经历。总分（7个项目之和）表示受害的严重程度，较高的得分表示发生频率更高。在本研究中，Cronbach’s alpha值为0.790。CFA显示拟合不佳，χ2(14) = 1146.09，p ≤ 0.001，CFI = 0.93，TLI = 0.90，SRMR = 0.04，RMSEA = 0.13。较高的RMSEA表明我们样本中这个改编量表的因子结构可能存在问题。

2.2.4 师生关系问卷
师生关系问卷是从PISA学生问卷修订而来的，包含5个项目，采用5点量表评分（1=完全不同意；5=完全同意）。通过平均这5个项目来生成响应。较高的得分表示儿童对师生关系的满意度较高。本研究分别测量了儿童与中国语、数学和科学教师的师生关系。在本研究中，这三个量表的Cronbach’s alpha系数分别为0.880、0.904和0.879。与中国语教师的师生关系相关的CFA结果显示良好的拟合，χ2(5) = 534.11，p < 0.001，CFI = 0.98，TLI = 0.97，SRMR = 0.02，RMSEA = 0.09。科学与教师的师生关系相关的CFA结果也良好，χ2(5) = 603.65，p < 0.001，CFI = 0.99，TLI = 0.97，SRMR = 0.02，RMSEA = 0.09。在对师生关系的后续分析中，三种类型的师生关系被视为可观测变量。通过Mplus 7.0综合这三个可观测变量创建了师生关系的潜在变量，CFA显示拟合指数为χ2(14) = 127.93，p < 0.001，CFI = 0.99，TLI = 0.97，SRMR = 0.02，RMSEA = 0.05。

2.3 数据分析
分析使用SPSS 26.0和Mplus 7.0进行，统计显著性设置为p ≤ 0.05。分析分为三个阶段：
- 第1阶段：初步分析和数据筛选。从初始数据集（N = 65,868）中排除了任何研究变量缺失数据的案例（N = 1,819；2.76%）和超出±3个标准差的单变量异常值（N = 2,260；3.43%），最终分析样本为61,789（保留率 = 93.81%）。计算了所有研究变量的描述性统计量和双变量相关性，并使用Cohen的指导原则（Cohen，1988）解释相关效应大小：小（r = 0.10）、中等（r = 0.30）和较大（r = 0.50）。
- 第2阶段：验证性因子分析（CFA）。我们对每个量表进行了CFA以验证因子结构。使用比较拟合指数（CFI；≥ 0.90）、Tucker-Lewis指数（TLI；≥ 0.90）、近似均方根误差（RMSEA；≤ 0.08）和标准化均方根残差（SRMR；≤ 0.08）来评估模型拟合度（符合Hu和Bentler，1999年的指导原则）。
- 第3阶段：多重中介分析。在Mplus 7.0中使用最大似然估计和稳健标准误差（MLR）测试了多重中介模型。该模型检查了：(a) 从TSR到同伴受害的直接路径；(b) 通过同伴关系的间接路径（H1）；(c) 通过抑郁的间接路径（H2）；以及(d) 通过同伴关系和抑郁的序列间接路径（H3）。使用偏差校正的自助法置信区间（5,000次重采样）（Preacher和Hayes，2008）评估间接效应的统计显著性。如果95%置信区间不包含零，则认为效应显著。

**结果**
3.1 描述性分析
表1展示了7个变量的均值、标准差和相关性。三种师生关系测量（中国语、数学和科学）与同伴受害和抑郁呈负相关，但与同伴关系和性别呈正相关。同伴受害与抑郁呈正相关，但与同伴关系和性别呈负相关。抑郁与同伴关系和性别呈负相关，而同伴关系与性别呈正相关。独立样本t检验显示6个变量存在显著的性别差异（p < 0.05）。因此，后续分析将性别作为协变量纳入。

**表1** 变量
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
|----------|----------|----------|----------|----------|----------|
| 性别 | 同伴受害 | TSR-C | TSR-M | TSR-S | 同伴关系 | 抑郁 |
| | ?0.15** | 0.07** | ?0.19** | 0.01 | ?0.20** | 0.51** |
| | 1 | ?0.03** | ?0.16** | 0.47** | 0.54** |
| | 1 | 0.12** | ?0.49** | 0.36** | 0.27** |
| | ?0.07** | 0.46** | ?0.29** | ?0.30** | ?0.23** |
| | 1 | 1.46 | 0.87 | 4.05 | 3.95 | 3.28 |
| | 0.50 | 0.92 | 0.83 | 0.90 | 0.54 | 3.11 |
| 描述性统计量和五个变量之间的相关性 | **p < 0.01**; | TSR-C（与中国语教师的师生关系）| TSR-M（与数学教师的师生关系）| TSR-S（与科学教师的师生关系）|

根据Cohen的效应大小指南（Cohen，1988），相关性0.10、0.30和0.50分别被视为小、中等和较大。同伴受害与抑郁呈较大正相关（r = 0.48，p ≤ 0.001），与同伴关系呈较大负相关（r = ?0.49，p ≤ 0.001）。TSR测量值与同伴受害呈小到中等负相关（rs范围从?0.16到?0.20），与抑郁呈中等正相关（rs范围从?0.23到?0.30），与同伴关系呈中等正相关（rs范围从0.27到0.36）。

3.2 多重中介效应测试
中介分析分四步进行。首先，我们检查了TSR对同伴受害的总效应，未纳入中介变量时，该效应显著（c = ?0.253，p ≤ 0.001）。其次，我们添加了中介变量以评估直接和间接效应。第三，我们使用偏差校正的自助法（5,000次样本）生成95%置信区间来计算间接效应（Preacher和Hayes，2008）。第四，我们计算了中介效应的比例，即间接效应除以总效应，尽管我们认识到这种指标应谨慎解读，特别是在直接效应不显著时（Preacher和Kelley，2011）。

#### 自助法（样本 = 5,000次）方法用于验证同伴关系和抑郁中介了师生关系与同伴受害之间的关联。不包含零的95%置信区间（95% CI）表明效应显著。在原始数据集（N=61,789）中，结果显示模型拟合度良好[χ2(11) = 201.16, p ≤ 0.001, CFI = 0.98, TLI = 0.96, RMSEA = 0.06]。间接效应和效应大小（中介比例）显示在表2中。在多重中介模型（图2）中，师生关系对同伴欺凌的直接影响不显著，c’ = ?0.008, p > 0.05。师生关系与同伴关系呈正相关，β = 0.449, p < 0.001。同伴关系与同伴欺凌呈负相关，β = ?0.301, p < 0.001。同伴关系完全中介了师生关系与同伴欺凌之间的关联。师生关系与抑郁呈负相关，β = ?0.139, p < 0.001。抑郁与同伴欺凌呈正相关，β = 0.287, p < 0.001。抑郁也起到了完全中介的作用。此外，同伴关系与抑郁呈负相关，β = ?0.542, p < 0.001。因此，师生关系—同伴关系—抑郁—同伴欺凌的链式中介效应是显著的。师生关系越差，同伴关系越差，越容易抑郁，遭受同伴欺凌的风险越高。

表2 模型路径 β（估计值） 效应大小 总间接效应比率 95% CI
直接效应 ?0.008 ?0.026, 0.003
总间接效应 ?0.245 ?0.245/?0.253 = 96.838% ?0.250, ?0.239
TSR → 同伴关系 → 同伴欺凌 0.449* ?0.301 = ?0.135 ?0.135/?0.253 = 53.359% ?0.135/?0.245 = 55.102%
TSR → 抑郁 → 同伴 → 欺凌 ?0.139* 0.287 = ?0.040 ?0.040/?0.253 = 15.811% ?0.040/?0.245 = 16.327% ?0.043, ?0.037
TSR → 同伴关系 → 抑郁 → 同伴欺凌 0.449* ?0.542* 0.287 = ?0.070 ?0.070/?0.253 = 27.668% ?0.070/?0.245 = 28.571% ?0.073, ?0.067

对间接效应的幅度和统计显著性的自助法分析。标准误差和测试系数是标准化估计值。TSR表示师生关系。

图2 师生关系通过同伴关系和抑郁与同伴欺凌之间关联的多重中介模型。路径上提供了标准化回归系数和中介比例（***p < 0.001）。所提出的方向路径基于理论框架（例如人际风险模型、溢出理论）和具体支持链段的证据。然而，本研究中使用的横截面数据只能检验关联，不能确定因果方向。其他路径（例如，欺凌 → 抑郁）在理论上也是合理的，需要进行纵向研究。

间接效应与师生关系和同伴欺凌总效应的比率 c = ?0.253, p < 0.001。同伴关系在师生关系和同伴欺凌之间的中介效应的95% CI为（?0.140, ?0.130），表示中等至较大的间接效应（标准化β = ?0.135）。抑郁的中介效应的95% CI为（?0.043, ?0.037），表示较小但显著的间接效应（标准化β = ?0.040）。同伴关系和抑郁的链式中介效应的95% CI为（?0.073, ?0.067），表示较小至中等的间接效应（标准化β = ?0.070）。所有三个间接效应都具有统计显著性，它们的组合效应解释了TSR和同伴欺凌之间大部分的关联。

4. 讨论
本研究调查了师生关系与同伴欺凌之间的中介机制。我们发现师生关系对同伴欺凌有负面影响，这与现有研究结果一致（Bouchard和Smith, 2017；Demol等人, 2020）。拥有良好师生关系的学生在面对欺凌时 tend to 得到及时和有效的支持和帮助（Shin和Ryan, 2017）。这些关系为学生提供了社交技能支持和学术指导，从而降低了他们受到欺凌的可能性。相比之下，师生之间的冲突可能与同伴欺凌呈正相关（Marengo等人, 2021）。有两个可能的原因。首先，由于教师的权威性，学生可能会避免与与教师有冲突的孩子建立关系（Bouchard和Smith, 2017）。其次，孩子们可能无法从教师那里获得支持，在受到欺凌时也不太可能抵抗或报复，使他们成为欺凌的目标。

我们的结果还发现，师生关系仅通过两个完全中介变量——同伴关系和抑郁——与同伴欺凌显著相关。首先，同伴关系完全解释了从TSR到同伴欺凌的路径，支持了假设1，表明同伴关系是两个主要变量之间的关键因素。先前的研究表明，师生关系通过多种方式塑造同伴关系：（1）积极的师生关系可以为孩子提供安全感和归属感，帮助他们建立健康的同伴关系；（2）教师的社交技能培训有助于孩子解决同伴间的冲突；（3）同伴关系可以通过教师的社交推荐来塑造。同伴可能会观察教师与孩子之间的互动，然后决定是否与该孩子建立同伴关系。因此，同伴对孩子的态度可能受到孩子与教师关系的影响。与同时被教师和同伴排斥的孩子相比，教师与只被同伴排斥的孩子之间更积极的互动有助于减少被欺凌的情况（Taylor, 1989）。最近的研究还表明，积极的师生关系可以缓冲同伴排斥并促进亲社会行为，从而降低被欺凌的风险（Fang等人, 2023；Gao等人, 2022）。此外，为了减少被群体排斥的风险，欺凌者通常会针对那些同伴关系较差的孩子（Salmivalli, 2010）。如果孩子们在早期就建立了友谊，即使这种友谊后来破裂，他们也不太可能受到欺凌（Boulton等人, 1999）。受欢迎程度越高，在同伴中的影响力越大，被欺凌的可能性就越小（de Bruyn等人, 2009）。积极的同伴关系代表了同伴支持以及在同伴群体中的较高地位，这可以对欺凌者产生威慑作用，降低被欺凌的可能性。总的来说，这些发现表明同伴欺凌与同伴关系质量密切相关，表明解决同伴动态应该是反欺凌干预的核心组成部分。

其次，抑郁完全中介了师生关系对同伴欺凌的影响。这与现有文献和假设3一致。研究人员认为，教师的支持可以降低抑郁风险（Lester等人, 2013）。抑郁的人际风险模型强调了人际关系在抑郁中的关键作用（Patterson和Capaldi, 1990）。例如，与不良人际关系相关的持续压力往往难以通过短期干预解决，显著增加了抑郁的脆弱性（Kochel等人, 2012）。抑郁通过多种方式加剧了被欺凌的脆弱性：首先，社交缺陷——如抱怨、批评或社交焦虑——以及不适应的关系选择会吸引欺凌者并增加被欺凌的风险（Reijntjes等人, 2010）。此外，受害者可能会表现出攻击性和破坏性等负面行为模式，这可能会引发同伴的攻击（Tzeletopoulou等人, 2018）。最后，由于抑郁症状，受害者倾向于以退缩、被动和恐惧的方式回应欺凌，而不是反击或报复（Zhou等人, 2003）。这不仅无法解决问题，反而会引发进一步的欺凌，形成一个难以改变的恶性循环。研究还指出，儿童的抑郁症状与社会信息处理偏见（例如敌意归因）和表达能力不足有关，使他们更难以抵御欺凌（Fang等人, 2023；Keenan等人, 2010；Rantanen等人, 2021）。因此，社交行为和关系处理的缺陷使儿童更容易受到欺凌。

第三，本研究发现同伴关系和抑郁不仅对师生关系与同伴欺凌之间的关系有独立的中介效应，还显示了链式中介效应。溢出理论假设个体嵌入在多个相互依存的社会系统中，一个系统中的经历可能与另一个系统的功能有关（Kaufman等人, 2020）。Edwards和Rothbard将溢出分为技能、行为和情绪等领域（Edwards和Rothbard, 2000）。应用于我们的情境，这表明在师生互动中发展出的关系模式和社交能力可能会转移到同伴领域，可能影响同伴关系的质量。随后，与同伴关系质量相关的情感状态（例如抑郁）可能与被欺凌的风险进一步相关。这一理论框架支持了我们模型中提出的顺序，即师生关系通过同伴关系和抑郁与同伴欺凌相关联。

这项大规模研究的结果为将师生关系与同伴欺凌通过同伴关系质量和抑郁联系起来的综合理论模型提供了有力支持。我们的结果在几个关键理论上扩展了先前的研究：（1）通过同伴关系的最强中介路径（β = ?0.135）强烈支持了从师生二元关系到同伴群体的关系模式和社交能力的溢出（Edwards和Rothbard, 2000）。这与依恋理论的前提一致，即最初由主要照顾者塑造的内部工作模型后来由教师修改，指导了其他关系中的期望和行为（Bouchard和Smith, 2017；Bowlby, 1969）。与短暂的情绪状态不同，这些关系模式涉及相对稳定的技能、行为模式和期望（Song, 2016），这可能解释了它们较大且更稳定的中介效应。这一发现强调了被欺凌从根本上是一个基于孩子在同伴社会生态中的位置的关系问题，而这又受到他们与权威人物关系的影响；（2）显著的顺序中介（TSR → 同伴关系 → 抑郁 → 被欺凌；β = ?0.070）为学校环境中抑郁的人际风险模型提供了实证验证（Patterson和Capaldi, 1990）。它展示了长期的人际逆境（表现为不良的同伴关系）如何导致抑郁症状，进而通过相关的社交行为缺陷（如退缩或社交无助）增加被欺凌的脆弱性。这一链条阐明了一种具体的机制，说明抑郁和被欺凌之间频繁观察到的双向联系可能是从关系环境开始的（Christina等人, 2021）；（3）TSR对欺凌的微弱直接影响强调了这种关联的间接性质。这强化了生态视角（Bronfenbrenner, 1979），表明一个系统（师生关系）对另一个系统（同伴欺凌）的影响主要通过中介系统（同伴关系和个体情感）的近端过程实现。

当前研究揭示了师生关系、同伴关系和抑郁情绪是学童同伴欺凌的风险因素，表明针对欺凌的干预不仅应关注个体因素，还应重视师生关系（Poling等人, 2022）和同伴关系（Dai等人, 2022）。特别是，早期童年是培养支持性的师生和同伴互动的关键时期，因为这一形成阶段的积极关系模式可能作为防止后续同伴欺凌的保护因素。如本文研究的早期干预对于防止负面关系模式和情感模式的固化至关重要。因此，这些发现提倡采取一种以关系为中心的、多系统的方法来预防童年时期的欺凌。干预措施应超越仅关注欺凌者-受害者二元关系的范围，积极加强师生关系和同伴关系的质量。学校项目可以培训教师建立亲密关系和减少冲突的实践（例如，留出时间）（Poling等人, 2022），同时实施由同伴主导的倡议，以培养包容的课堂氛围和社交情感技能（Dai等人, 2022）。

这项研究有几个局限性。首先，当前研究的数据全部来自学生的自我报告，收集的数据可能存在共同的方法偏差。在未来的研究中，结合多来源报告（教师、同伴和家长）和社交网络分析可以提供更加客观和细致的同伴动态图景。其次，横截面研究无法确定变量之间的时间先后顺序。需要未来的纵向或实验设计来验证这些路径的时间先后顺序，并检查潜在的双向效应。第三，所有参与者都是四年级学生。然而，同伴欺凌可能在整个小学阶段都存在。仅选择四年级学生可能会略微降低样本对所有小学年级的代表性。在未来的研究中，可以从小学的所有年级中抽取样本，以提高样本的代表性。其次，某些量表的测量模型拟合指数（特别是同伴受害量表，RMSEA=0.13）不佳。尽管大样本可能会使得χ2统计量增大，并且在某些标准下看起来拟合得当，但同伴受害量的RMSEA值超出了公认的可接受范围（Hu和Bentler，1999年）。这表明在这个中国四年级学生样本中，Olweus量表的因子结构可能存在问题。未来的研究应采用更为可靠的测量工具，或采用多来源信息的方法（如同伴提名、教师评价）来更准确地评估受害情况。第三，虽然我们控制了性别变量，但数据集中没有包括其他可能造成混淆的变量，如家庭社会经济地位（SES）和之前的受害经历。这些变量的缺失限制了我们可以做出的因果推断。第四，通过反向评分的孤独感来衡量同伴关系质量存在概念上的局限性。孤独感反映了由感知到的社交隔离引起的主观情绪困扰，而不是客观的社交地位（如同伴接纳度、同伴地位或友谊质量）（Asher和Paquette，2003年；Maes等人，2019年）。虽然孤独感与这些因素相关，但在概念上是不同的，并且由于孤独感与抑郁症状之间的情感重叠，可能会人为地夸大观察到的抑郁与孤独感之间的关联。这可能会在我们的模型中加强了“教师-学生关系→同伴关系（孤独感）→抑郁”的路径。未来的研究应采用多维度的同伴关系测量方法，包括同伴对接纳/拒绝的提名、友谊质量量表以及社交网络分析，以区分同伴关系中这些不同方面的独特贡献和共同作用。

总之，本研究探讨了教师与学生关系对同伴侵害的影响机制，并验证了同伴关系和抑郁之间的中介作用。在实践中，干预措施应着重培养儿童的心理适应能力和情绪调节能力，以增强他们在各种关系中的人际协调能力，尤其是同伴关系。干预越早，效果越好。