中學生父母教養(yǎng)方式與欺凌行為之間的關系：同伴關系的中介效應

II引言近些年來校園欺凌行為頻發(fā)，2019年聯(lián)合國教科文組織對全球的校園欺凌行為進行調查發(fā)現(xiàn)，世界各地學校里三分之一左右的學生至少每月遭受一次校園欺凌（DanOlweus,2013）；在2020年度，我國最高人民檢察院披露的數(shù)據(jù)表明，針對未成年人的校園欺凌與暴力犯罪案件，已對583名涉案者實施了逮捕措施，并對另外1314名涉案者提起了公訴程序。校園欺凌事件對學生的身心健康造成威脅，遭受欺凌的學生對學校生活失去興趣與安全感，恐懼、擔憂、抑郁及焦慮情緒不斷產生（莫家琪，2017）。青少年時期作為個體生理發(fā)育和心理發(fā)育的關鍵時期，對個體未來的成長和發(fā)展都是十分重要的階段。因此，無論是為了維護和諧健康的校園氛圍還是為了保障青少年的身心健康，以促進其健康成長，加大校園欺凌的治理與相關研究都尤為重要。在探討校園欺凌的風險與保護性因素時，家庭因素始終受到研究者的密切關注，被視為一個極具解釋力的變量（ZhuXiaowen,2020）。家庭在個體的社會化過程中發(fā)揮著至關重要的作用，與中學生的成長歷程緊密相連。父母的教養(yǎng)方式，既體現(xiàn)其教育理念，也反映在實際行動中，對家庭環(huán)境具有深刻影響。國內研究揭示，父母的教養(yǎng)方式在塑造欺凌者行為習慣方面扮演關鍵角色，其不同面向對欺凌行為具有顯著的預測作用（高杉，任延濤，2023）。同伴關系，指的是年齡相仿、心理發(fā)展水平相近的青少年之間在互動過程中建立起來的一種聯(lián)系，它對青少年的心理成長和社會適應起到重要的調節(jié)作用（楊宇，2021）。在從家庭走向社會的過渡階段，與同齡群體建立并維護良好的友誼關系成為青少年面臨的重要社會任務。科爾曼在《青少年社會》一書中強調，同伴群體在青少年社會化的過程中扮演著越來越重要的角色，其影響力有時甚至超越父母。隨著青少年的成長，他們逐漸減少對父母的依賴，轉而向朋友和同齡人尋求社會支持。通過與同齡人相處，青少年學會了認識和接受自己，尊重和欣賞他人，與他人相互幫助和合作，并根據(jù)社會規(guī)范在人際關系中培養(yǎng)良好的品德，促進人際關系的和諧。（轉自朱曉文等人《家庭教育的力量：父母教養(yǎng)方式如何影響校園欺凌》，《中國青年研究》，2023年第3期，108頁）眾多研究一致表明，學生的同伴關系越融洽，其參與欺凌行為的可能性就越??；對同伴群體的依賴程度越高，發(fā)生偏差行為的風險也相應降低（DodgeKennethAetal.,2003）。家庭作為影響個體同伴關系的重要因素，通過家庭互動教導孩子與他人相處的技巧，這些技巧隨后在同伴關系中得以應用。進一步研究表明，校園欺凌與青少年不良的同伴關系之間存在密切關聯(lián)，同伴關系處理不當可能導致青少年出現(xiàn)焦慮、自卑、孤獨等心理問題，進而干擾其正常的生活和學習。相反，良好的同伴關系有助于青少年建立自信、保持樂觀，并提升幸福感，從而促進其身心健康的全面發(fā)展（朱曉文等，2023）。因此，基于上述文獻可知，父母教養(yǎng)方式以及同伴關系都對中學生的欺凌行為有重要影響。但在以往的研究中更多的是把這三個因素作為獨立的影響因素進行分析，且在對分析欺凌行為角色中更多的是關于欺凌者與被欺凌者的分析，缺少對其他欺凌角色的分析。本研究的目的在于探討父母的教養(yǎng)方式、同伴關系與欺凌行為之間的相互影響，為創(chuàng)造和諧健康的校園氛圍以減少校園欺凌行為提供理論依據(jù)。此外，還將探討同伴關系在父母教養(yǎng)方式與欺凌行為之間的中介作用，以便了解通過改善父母的教養(yǎng)方式如何幫助中學生建立積極的同伴關系，并減少校園欺凌行為。1文獻綜述父母教養(yǎng)方式在子女教育過程中，父母所持有的一種價值觀和行為傾向，即父母教養(yǎng)方式，會直接或間接地影響孩子的心理發(fā)展與人格特征，且相對穩(wěn)定，具有方向性和持久性（楊涵舒等，2020）。已有研究結果顯示，父母消極的教養(yǎng)方式潛移默化的影響著孩子與他人消極的相處方式，增加了其成為欺凌者的可能性。權威型父母對孩子的管教較為嚴格，他們的孩子往往表現(xiàn)出較少的欺凌行為。而采用溫暖情感的教養(yǎng)方式則能讓孩子感受到溫暖和愛，他們也傾向于以相似的方式對待他人，從而減少攻擊行為的發(fā)生。不同父母教育方式的霸凌者行為差異達到顯著水平，父母教養(yǎng)方式為專制型和權威型的學生的霸凌行為顯著高于開明權威型（姚紫燕，2018）。因此，父母的教養(yǎng)方式在校園欺凌行為的發(fā)生時起著重要的影響作用，而父母采取的何種教養(yǎng)方式與孩子在欺凌行為中充當什么樣的角色有很大關系。欺凌行為欺凌行為被視作一種特殊的攻擊形式，其在校園內的表現(xiàn)尤為引人關注。具體而言，校園欺凌指的是一群或單個學生反復、蓄意地對無法有效報復的受害者施加長期的身體或心理傷害（胡春光，2023）。這種行為并非學生間的短暫沖動或一時失誤，而是一種持續(xù)的、有預謀的傷害行為。對于涉及欺凌行為的個體，無論是主動施暴的欺凌者還是被動受害的受害者，他們都不可避免地會經歷一系列深刻且復雜的身心困擾。這些困擾往往以消極情緒的形式顯現(xiàn)出來，包括但不限于暴躁易怒、焦慮不安、自卑心理以及情緒抑郁等。這些負面情緒不僅嚴重影響了他們的日常生活和心理健康，更可能進一步導致一系列行為問題，諸如失眠難以入眠、注意力難以集中等。在更為極端的情況下，這些個體可能會因為無法承受身心的雙重折磨，而萌生出自殺或犯罪的念頭。因此，我們必須深刻認識到欺凌行為對個體身心健康的嚴重危害，積極尋求有效的預防和干預措施，以保障每一個學生的健康成長（孫錦露，劉海驊，2022）。同伴關系Rubin等人深入研究了同伴關系，將其細化為接納與拒絕兩種截然不同的類型。其中，同伴接納這一維度，實際上反映了個體在其所屬的社會群體中，受到其他成員喜愛與接納的程度。換言之，同伴接納體現(xiàn)了個體在同伴中的受歡迎程度（張榮榮，2019）。而與之相對的同伴拒絕，則是指個體在其同伴群體中遭受排斥或不被其他伙伴所喜的程度。這種拒絕可能源自各種因素，包括個性差異、行為方式或社交技巧等（Rubinetal.,1998）。多項研究均指出，父母的情感溫暖與孩子的同伴關系之間存在著密切的正相關關系。當父母給予孩子足夠的情感溫暖和支持時，孩子的同伴關系往往更為融洽和諧；反之，若父母缺乏情感溫暖，孩子的同伴關系則可能變得緊張甚至疏離。此外，父母過度的保護行為也被認為是阻礙孩子同伴關系發(fā)展的一個重要因素。這種過度保護可能導致孩子缺乏獨立性和自信心，從而難以在同伴群體中建立穩(wěn)定的關系。而父母的高拒絕水平，尤其是針對高中生的拒絕，更是對他們的同伴關系發(fā)展構成了嚴重障礙（張譯月，2019）。因此，我們可以得出結論，積極的父母教養(yǎng)方式對于促進孩子同伴關系的健康發(fā)展具有至關重要的作用。在這樣的教養(yǎng)方式下，中學生更容易被同伴所接納和喜歡，從而建立起良好的同伴關系。相反，消極的父母教養(yǎng)方式則可能導致中學生難以融入同伴群體，增加被同伴拒絕的風險。進一步的研究還發(fā)現(xiàn)，同伴接納程度高的個體在同伴關系中通常表現(xiàn)出更多的保護者行為，即他們更樂于幫助和支持同伴；而同伴拒絕程度高的個體則更容易展現(xiàn)出局外者行為，即他們可能更傾向于保持獨立和疏離的態(tài)度（張榮榮，2019）。雖然我國已經進行了充分的研究，但這些研究往往傾向于將它們視為獨立的影響因素，而對三者之間的內在邏輯關系進行分析的研究相對較少。王夢雅（2016）研究發(fā)現(xiàn)中職生同伴關系在父親教養(yǎng)方式與總暴力之間存在中介效應。2研究方法2.1研究意義研究中基于父母的教養(yǎng)方式，詳細分析了其對中學生校園欺凌行為發(fā)生及其影響的作用機制。同時，我們認識到同伴關系在這一過程中扮演著重要的中介角色，其影響不容忽視。通過對這些因素的深入研究，我們不僅能夠更全面地理解校園欺凌行為的成因和演變過程，還能夠為構建和諧健康的校園環(huán)境、有效預防校園欺凌提供有力的理論支撐和實踐指導。2.2研究對象研究采用隨機抽樣的方式，共發(fā)放了470份問卷，數(shù)據(jù)來自海南省和天津市兩所中學的學生。經過篩查和整理，剔除了47份無效問卷，最終得到了423份有效問卷，有效率為90%。對被試的信息進行整理后，得到了他們的基本情況，詳見表1。表1被試基本情況（N=423)基本信息類別頻數(shù)百分比性別男22252.50%女20147.50%年級高一15536.60%高二12429.30%高三14434%獨生子女是12429.30%否29970.70%擔任班干部是28366.90%否14033.10%2.3研究工具2.3.1父母教養(yǎng)方式問卷本研究采用中文版教養(yǎng)方式評價量表簡版，簡稱s-EMBU-C（蔣獎等，2010）。該量表題目數(shù)量內容和維度都相同，父、母親量表各21題，共42題，分為拒絕、情感溫暖和過度保護三個維度。采用4點計分，其中15題為反向計分題。各個維度分別進行計算，得分越高意味著父母采用該種教養(yǎng)方式的頻率越高。在本研究中，問卷的克倫巴赫α系數(shù)為0.819，三個維度的克倫巴赫α系數(shù)分別為0.845、0.909和0.812。2.3.2同伴關系問卷本研究選用鄒泓修訂的同伴關系問卷，包含同伴接納以及同伴恐懼與自卑兩個維度。問卷采用李克特4點計分。共30個題目，其中有14個反向計分題，各分量表得分越高表示該行為傾向越明顯。在本研究中同伴關系總量表克倫巴赫α系數(shù)為0.762，兩個維度的克倫巴赫α系數(shù)分別為0.912和0.887，具有較好的信度。2.3.3欺凌行為問卷本問卷選取由張倩等人（2021）修訂的欺凌參與角色行為量表，共40個題目，包括欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者、局外人５個因子。量表采用李克特5點計分，各因子總分得分越高，表示該行為越嚴重。在本研究中總量表的克倫巴赫α系數(shù)0.907，五個維度的克倫巴赫α系數(shù)分別為0.794，0.761，0.892，0.915，0.913，具有較好的信度。2.4施測過程及數(shù)據(jù)處理先確定以中學生為研究對象，在此基礎上與教師進行溝通確定測試時間與被試人數(shù)，施測過程中強調保密原則?；厥諉柧砗?，對存在空白值、不符合邏輯、多次選項重復的問卷進行剔除，使用Excel對剩余問卷進行數(shù)據(jù)錄入，為后續(xù)分析奠定基礎。在數(shù)據(jù)分析階段，使用SPSS和Amos兩款軟件。首先，通過SPSS對數(shù)據(jù)進行共同方法偏差檢驗、描述性統(tǒng)計和差異檢驗，以揭示數(shù)據(jù)的基本特征和潛在問題。隨后，通過Amos構建中介模型，并在此基礎上進行路徑顯著性分析。3研究結果3.1共同方法偏差檢驗由于采用問卷調查單一方法收集數(shù)據(jù)，有可能出現(xiàn)共同方法偏差，因此需要檢驗是否存在共同方法偏差。使用Harman單因子檢測對數(shù)據(jù)進行計算和檢驗，檢驗結果得出最大因子方差解釋率為13.159%，小于40%。說明共同方法偏差不能解釋變量間的大部分變異。3.2父母教養(yǎng)方式、欺凌行為與同伴關系的描述性統(tǒng)計對中學生父母教養(yǎng)方式、欺凌行為以及同伴關系進行描述性統(tǒng)計，根據(jù)表2可以看出，同伴接納得分高于理論中值，說明同伴接納程度較高；同伴恐懼自卑得分低于理論中值，同伴恐懼與自卑程度較為一般；欺凌行為中各維度得分均是低等；父母教養(yǎng)方式中情感溫暖程度較高，拒絕程度較低，過度保護維度中等。表2各變量描述性統(tǒng)計變量平均值標準差同伴接納2.990.51同伴恐懼自卑2.360.66欺凌者1.780.68幫手1.270.43被欺凌者1.740.78保護者1.670.74局外人1.460.69拒絕1.500.52情感溫暖2.700.68過度保護2.130.493.3各變量人口統(tǒng)計學差異檢驗3.3.1各變量在性別上的差異采用獨立樣本t檢驗檢驗各變量是否存在性別差異，具體結果見表3。結果表明，在同伴接納維度上，性別差異不顯著（p>0.05）；而在同伴恐懼與自卑維度上，性別差異顯著（p<0.05），女生得分高于男生；另外，在欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者和局外人這五個維度上，男生的得分均高于女生（p均<0.05）。此外，不同教養(yǎng)方式維度之間的性別差異均顯著。表3各變量在性別上的差異變量性別平均值標準差tp同伴接納男2.970.54-0.7970.426女3.010.49同伴恐懼與自卑男2.300.64-2.1960.029女2.440.66欺凌者男1.860.732.5940.01女1.690.61幫手男1.350.514.0480.001女1.180.31被欺凌者男1.830.862.4680.014女1.640.66保護者男1.760.792.4560.014女1.580.67局外人男1.570.733.5340.001女1.340.62拒絕男1.510.540.7930.428女1.470.50情感溫暖男2.640.65-1.9230.055女2.770.70過度保護男2.120.48-0.4420.659女2.140.513.3.2各變量在是否獨生上的差異采用獨立樣本t檢驗檢驗各變量是否存在是否獨生子女差異，具體結果如表4所示。在同伴接納維度上，獨生子女與非獨生子女之間存在顯著差異（p<0.001），非獨生子女的同伴接納得分更高；而在同伴恐懼與自卑維度上，獨生子女與非獨生子女之間不存在顯著差異（p>0.05）。在欺凌行為的幫手維度上，獨生子女與非獨生子女之間存在顯著差異（p<0.05），但在其余四個維度上，均不存在顯著差異（p>0.05）。在父母的教養(yǎng)方式中，父母的過度保護對是否獨生的差異不顯著（p>0.05），但父母的拒絕和情感溫暖維度存在顯著差異（p<0.05）。在父母的拒絕維度上，獨生子女得分更高；而在情感溫暖維度上，非獨生子女得分更高。表4各變量在是否獨生上的差異變量是否為獨生子女平均值標準差tP同伴接納是2.730.51-6.855<0.001否3.090.48同伴恐懼與自卑是2.400.660.7190.473否2.350.65欺凌者是1.780.71-0.1660.868否1.790.67幫手是1.360.502.4430.015否1.240.40被欺凌者是1.830.791.6410.102否1.700.77保護者是1.690.730.2820.778否1.670.74局外人是1.540.651.4970.135否1.430.70拒絕是1.610.552.9790.003否1.440.50情感溫暖是2.590.65-2.1150.035否2.750.68過度保護是2.160.450.7440.457否2.120.513.3.3各變量在是否班干上的差異采取獨立樣本t檢驗檢驗各變量是否存在班干差異，結果如表5所示，結果表明，在是否擔任過班干部方面，各變量均不存在顯著差異（p均>0.05）。表5各變量在是否班干上的差異變量是否擔任過班干部平均值標準差tP同伴接納是3.000.500.5060.613否2.970.54同伴恐懼與自卑是2.380.670.6150.539否2.340.62欺凌者是1.770.66-0.4930.622否1.810.72幫手是1.260.45-0.7250.469否1.290.39被欺凌者是1.770.781.3160.189否1.670.77保護者是1.700.761.1240.262否1.620.68局外人是1.440.64-0.8680.386否1.500.78拒絕是1.470.50-1.5730.116否1.550.55情感溫暖是2.740.701.7750.077否2.620.62過度保護是2.130.510.0370.97否2.130.463.3.4各變量在年級上的差異對各變量的年級差異進行單因素方差分析，根據(jù)年級差異分析結果（表6）可以得出，在同伴接納、欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者、局外人、情感溫暖、過度保護維度方面均不存在顯著差異（p均>0.05），在同伴恐懼與自卑維度上存在存在顯著差異（p<0.05），事后檢驗的結果表明，在同伴恐懼與自卑維度上，高一顯著大于高二，高三顯著大于高二。在父母拒絕維度上，高二顯著大于高三。表6各變量在年級上的差異變量年級平均值標準差FP事后檢驗LSD同伴接納高一2.930.491.7020.184—高二3.020.54—高三3.020.51—同伴恐懼與自卑高一2.400.613.8110.023高一>高二高二2.230.70高三>高二高三2.440.65欺凌者高一1.850.702.1360.119—高二1.680.68—高三1.800.66—幫手高一1.210.332.410.091—高二1.320.52—高三1.290.44—被欺凌者高一1.770.760.5430.581—高二1.680.76—高三1.760.81—保護者高一1.680.792.7450.065—高二1.780.73—高三1.570.68—局外人高一1.400.541.7490.175—高二1.440.63—高三1.540.86—拒絕高一1.510.533.3590.036高二1.570.55高二>高三高三1.410.47情感溫暖高一2.740.701.1690.312—高二2.740.67—高三2.630.65—過度保護高一2.170.522.8460.059—高二2.170.47—高三2.050.47—3.4父母教養(yǎng)方式、同伴關系和欺凌行為的關系3.4.1父母教養(yǎng)方式、同伴關系和欺凌行為的相關分析為了進一步探索各個維度間的關系，對父母教養(yǎng)方式，同伴關系，欺凌行為三者進行皮爾遜相關分析，結果如下表所示（表7）表7父母教養(yǎng)方式、同伴關系和欺凌行為的相關分析12345678910112-.460**13-.241**.185**14-0.041-0.014.340**15-.285**.264**.304**.261**160.018-.120*0.052.191**.397**17-.106*0.012.191**.283**.206**.185**18-.229**.216**.161**.262**.305**.126**.170**19.318**-.243**-.123*-.096*-.129**.162**-0.047-.375**110-.200**.148**.156**.193**.194**0.0240.037.504**-.143**1（注：**p<0.01*p<0.051代表同伴接納，2代表同伴恐懼與自卑，3代表欺凌者，4代表幫手，5代表被欺凌者，6代表保護者，7代表局外人，8代表父母拒絕，9代表父母情感溫暖，10代表父母過度保護。）結果顯示，同伴接納與欺凌者角色、被欺凌者角色、父母拒絕、父母情感溫暖、父母過度保護因素相關顯著（P<0.01)，與局外人角色相關顯著（P<0.05)，與其他因素無顯著相關；同伴拒絕與自卑維度與欺凌者、被欺凌者、父母拒絕、父母情感溫暖、父母過度保護維度相關顯著（P<0.01)，與保護者相關顯著（P<0.05)，與其他因素無顯著相關；父母拒絕與欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者、局外人間正相關顯著（P<0.01)；父母情感溫暖與欺凌者、幫手負相關顯著（P<0.05)，與被欺凌者、幫手相關顯著（P<0.01)，與其他因素無顯著相關；父母過度保護與欺凌者、幫手、被欺凌者正相關顯著（P<0.01)，與其他因素無顯著相關。且由上圖可以看出相關系數(shù)均小于0，4，所以各維度間的相關性均為低度相關。說明父母教養(yǎng)方式、同伴關系與欺凌行為之間存在相關關系，但程度均較低。3.4.2同伴關系在父母教養(yǎng)方式與欺凌行為角色之間的中介效應檢驗根據(jù)中介效應的檢驗程序（溫忠麟等，2004），先檢驗父母教養(yǎng)方式對欺凌行為的直接效應，然后檢驗加入中介變量后模型的擬合情況及各路徑系數(shù)變化的顯著程度。采使用結構方程模型對父母的教養(yǎng)方式直接影響欺凌行為角色的模型以及同伴關系在父母的教養(yǎng)方式影響欺凌行為角色中的中介作用模型進行數(shù)據(jù)擬合。模型擬合的指標詳見表8。表8結構方程的模型擬合指數(shù)表x2/dfGFICFINFIIFIRMSEA直接作用模型3.770.970.910.890.910.08欺凌者中介作用模型3.160.9740.9230.9080.9240.09幫手中介作用模型5.2220.9740.9220.9070.9230.100被欺凌者中介作用模型5.3780.9730.9260.9120.9280.102保護者中介作用模型9.10.9580.8510.8390.8540.139局外人中介作用結構模型6.5060.9700.9020.8870.9040.109從表8中可以看出，欺凌者角色的中介作用模型數(shù)據(jù)與模型的擬合程度較好，可以構建結構方程模型圖。其他欺凌行為角色的數(shù)據(jù)與模型擬合不佳。所以僅需構建同伴關系在父母教養(yǎng)方式與欺凌者間的中介作用結構模型圖，并進行中介效應檢驗。結果如圖1和表9所示。圖1父母教養(yǎng)方式對欺凌者的影響：同伴關系的中介作用（圖中實線表示顯著路徑，虛線表示不顯著路徑）由圖1可知，顯著的路徑有4條，父母情感溫暖正向預測同伴接納（β=0.21，p＜0.05），父母過度保護負向預測同伴接納（β=-0.14，p＜0.05），父母情感溫暖負向預測同伴恐懼與自卑（β=-0.19，p＜0.05），同伴接納負向預測欺凌者（β=-0.23，p＜0.05）。根據(jù)前文假設，本研究認為父母教養(yǎng)方式不僅會直接影響欺凌者，還會通過同伴關系對欺凌者產生影響。而由上述結構方程模型路徑顯著性可知，只有同伴接納在父母情感溫暖和欺凌者之間的影響。繼續(xù)進行中介效應檢驗，采用Bootstrap方法檢驗同伴關系的中介效應，設置Bootstrap次數(shù)為5000，置信區(qū)間為95%，若間接效應95%的置信區(qū)間內不包括0，則說明中介效應存在，若直接效應95%的置信區(qū)間內包括0，則說明為完全中介效應（滕艷，2021）。結果如表9所示。表9中介檢驗結果表格EstimateSEZ95%CI占比情感溫暖-同伴接納-欺凌者0.04830.014.83[0.015,0.056]70.72%情感溫暖-欺凌者0.020.0092.22[-0.014,0.057]29.28%總效應0.06830.0332.06[0.021,0.082]由表9可知：間接效應的95%置信區(qū)間不包含0，但直接效應的95%置信區(qū)間包含0，說明中介效應存在，且同伴接納為完全中介。4討論4.1中學生父母教養(yǎng)方式、欺凌行為與同伴關系的總體特點4.1.1中學生父母教養(yǎng)方式的特點經過研究分析發(fā)現(xiàn)，中學生在評價父母教養(yǎng)方式時，對情感溫暖的評分顯著高于對拒絕和過度保護的評分，這說明溫暖關愛是父母主要采取的教養(yǎng)方式。而父母教養(yǎng)方式的性別差異以及孩子是否擔任班干部的差異并不顯著，但獨生子女與非獨生子女之間的差異卻相當明顯。具體而言，獨生子女家庭中的父母拒絕方式得分較高，而非獨生子女家庭則在情感溫暖方面得分更高。這可能是由于獨生子女家庭中的父母對孩子要求更為嚴格，進而可能忽視了孩子的情感需求，減少了關愛。這一結論與徐羽茜（2023）的研究相吻合。此外，在年級差異方面，父母拒絕方式在高二和高三年級之間存在顯著差異，高二年級的得分明顯高于高三年級。這一趨勢與張琳（2022）的研究結果一致?？紤]到高二年級是高中階段的一個重要轉折點，它既是對高一知識的深化，又是對高三沖刺的鋪墊，因此，此階段的父母可能更傾向于采取更為嚴格的教養(yǎng)方式。高二年級的學生面臨著更大的升學壓力，因此他們更能感受到父母在學業(yè)上對他們的嚴厲要求（劉均宇，2022）。這表明，隨著年級的升高，父母教養(yǎng)方式的變化與孩子的學業(yè)壓力及成長階段密切相關。4.1.2中學生欺凌行為的特點中學生欺凌行為各因子得分均小于理論中值3，除了欺凌者與被欺凌者兩個角色外，從其他三個欺凌行為角色來看，保護者因子得分最高，幫手因子得分最低，說明中學生在遇到與自己無關的欺凌行為時，更多情況下會選擇成為保護者而不是幫手。在人口學變量差異上，從欺凌行為的性別差異來看，欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者和局外人五個因子上，男生得分都顯著高于女生。說明欺凌行為發(fā)生在男生群體的幾率更大，并且其在欺凌行為中扮演著不同的角色。青春期的男生比女生更容易沖動，自我控制能力較弱，當沖突發(fā)生時，更偏向用武力來解決問題。這可能是由于男生更傾向于通過欺凌等外化的不良行為來掩飾其低自尊和同伴交往壓力等心理問題，且男生比女生更愿意報告他們的欺凌經歷（周凡，2022）。欺凌行為角色中的幫手因子獨生子女得分顯著高于非獨生子女得分，說明在欺凌行為發(fā)生時，獨生子女更容易發(fā)展成為幫手角色。這可能是由于在獨生子女的成長過程中，身邊的家人全部是圍繞自己的，從而會加重獨生子女以自我為中心的思想，共情能力弱等特點，從而更容易在欺凌行為中發(fā)展為幫手（趙叢叢，2023）。在班干差異和年級差異上，欺凌行為各因子均不存在顯著差異。校園欺凌行為的發(fā)生并不受年級高低或身份差異的影響，而是普遍存在于各個年級和身份之間。無論是高年級還是低年級，無論是學生領袖還是普通學生，都有可能成為欺凌行為的參與者。在校園欺凌行為中，每個學生都在扮演著不同的角色，他們或是主動發(fā)起欺凌，或是被動地成為欺凌的受害者，或是選擇袖手旁觀，但無論何種角色，都在一定程度上推動著欺凌行為的發(fā)展。因此，我們不能忽視校園欺凌行為對每個學生的負面影響，無論是直接的受害者，還是間接的參與者，都需要我們給予足夠的關注和重視（張倩，蔣曼玲，2021）。4.1.3中學生同伴關系的特點對同伴關系各因子的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，同伴接納因子均分為2.99，高于理論中值2.5，同伴恐懼與自卑因子均分為2.36，低于理論中值，說明中學生群體表現(xiàn)出的同伴接納行為更多，以積極同伴關系為主。女生的同伴恐懼與自卑得分顯著高于男生，說明女生在同伴交往過程中感受到了更多的恐懼與自卑，青少年早期的女生可能更易遭到同伴拒絕（張靜，2013）。原因可以在于女生比男生情感更加細膩、豐富，更容易感受到自己人際關系的變化，更容易感受到同伴關系細微的變化，如果未能妥善處理，更容易滋生同伴恐懼與自卑的情緒體驗。這一現(xiàn)象或許可以解釋為何在某些情境下，女生更容易受到同伴關系變動的影響，進而產生負面情感反應。非獨生子女的同伴接納顯著高于獨生子女，說明非獨生子女更容易被同伴接納和認可，這與以往的研究結論是一致的。非獨生子女的宜人性和人際和諧程度更高，所以非獨生子女同伴接納程度也更高(Yangetal.,2017)。非獨生子女在和兄弟姐妹相處的過程中會鍛煉出關心他人的能力，這種能力也會遷移到與同伴相處之間，因而能更好的處理同伴關系，更多的產生同伴接納。同伴關系在班干差異間不存在顯著差異，這與王書梅（2020）的研究結果不一致，可能是由于同伴關系會更多地受到個體之間的性格、興趣愛好、社交技能等因素的影響，即使在同一個班級中，不同的同學之間可能存在著不同程度的友誼，這與是否班干并無直接關系。在年級差異方面，高一和高三年級同伴恐懼與自卑得分顯著高于高二年級，說明在高一、高三年級更容易產生同伴恐懼。這與馮所望（2019）的研究不一致，但與郭偉玲的研究一致。高二的學生們，經過一段時間的相處與磨合，形成了穩(wěn)定且深厚的友誼關系。這段時間的共同生活，讓他們對彼此有了更深入的了解，從而建立起互相之間的信任感。這種信任感的增強是在日常點滴的相處中逐漸累積起來的。隨著信任感的增強，他們之間的孤獨感和疏離感也相應地得到了緩解，彼此之間更加親近和融洽。這種良好的人際氛圍使得他們的人際安全感相對較高，能夠在學習和生活中更加從容和自信地面對各種挑戰(zhàn)。相比之下，高三學生由于面臨高考的巨大壓力，他們的注意力更多地集中在學業(yè)上，對人際關系的關注自然減少；而高一新生剛進入新的學習環(huán)境，部分學生由于適應能力有限，未能迅速與同伴建立起穩(wěn)定的關系，因此更容易感受到同伴恐懼（郭偉玲，2022）。4.2中學生父母教養(yǎng)方式與欺凌行為的關系研究結果表明，父母教養(yǎng)方式與欺凌行為之間存在顯著的相關關系，父母情感溫暖與欺凌者、幫手、被欺凌者之間都呈顯著負相關，與保護者呈顯著正相關，與局外人之間相關性不顯著；父母拒絕與欺凌者、幫手、被欺凌者、保護者、局外人之間呈顯著正相關；父母過度保護與欺凌者、幫手、被欺凌者間呈顯著正相關，與保護者、局外人之間相關不顯著。說明父母對孩子給與的情感溫暖越多，孩子在欺凌行為發(fā)生時會更勇敢的站出來充當保護者的角色而非欺凌者、幫手類的角色，會向同伴釋放善意與保護的能力。家庭生態(tài)系統(tǒng)理論認為整個家庭系統(tǒng)的功能發(fā)揮對孩子的成長有重要的影響，具體而言，家庭功能水平越高，家庭成員的身心健康和適應水平也越高（王玉龍等，2017）。父母對孩子的拒絕行為、過度保護行為越多，更多的機會會讓孩子參與到欺凌行為中。家庭實現(xiàn)其功能的過程越不順暢時，父母會傾向于采用拒絕的教養(yǎng)方式，中學生更易卷入到欺負等不良行為（賴燕群等，2021）。中學生正值青春期，自我意識的不斷發(fā)展，使得他們更加追求獨立，與父母間的相處也更擅于和父母唱反調，甚至用某種過激的行為方式來證明自己的能力。同時，父母在家庭中處事的方式也會讓中學生有樣學樣，父母嚴苛的方式可能會讓孩子照搬到同伴相處中，從而產生欺凌行為。這也與以往研究一致。若父母采用溫暖的教育方式教育子女，則子女產生行為問題的可能性會降低；而若父母采用懲罰、拒絕、過度保護的教育方式教育子女，則子女產生行為問題的可能性會增加（高杉,任延濤，2023）。4.3同伴關系在父母教養(yǎng)方式與欺凌行為的中介作用由結構方程模型及中介效應檢驗結果可知，同伴接納在父母情感溫暖和欺凌者起到重要的中介作用，其他各維度之間的中介作用不顯著。表明父母教養(yǎng)方式不僅能直接影響欺凌行為，更能通過對同伴關系的影響進而影響欺凌行為且主要影響欺凌者角色，在這一過程中，父母情感溫暖這一教養(yǎng)維度尤為關鍵，它通過促進同伴接納，進而對欺凌者角色產生深遠影響。進一步的研究表明，當個體面臨如同伴關系適應不良等外部壓力時，他們可能會尋求通過攻擊行為來釋放由此產生的負面情緒。這種攻擊行為在欺凌行為中常表現(xiàn)為欺凌者的角色。相反，擁有積極健康的同伴關系則能有效降低個體成為欺凌者的可能性。因此，同伴關系被視為欺凌者角色的重要預測因素（李慧等，2023）。這與本研究的結果一致。因此可以通過減少父母消極的教養(yǎng)方式、提升父母溫暖的教養(yǎng)方式來幫助孩子建立良好的同伴關系，促進孩子的同伴接納，進而使之減少成為欺凌者的可能性。同伴關系在父母教養(yǎng)方式與幫手、被欺凌者、局外人、保護者四個因素間的中介作用不顯著?？赡苁俏宸N欺凌行為角色中不同維度間題目較為容易分辨，學生在答題過程中由于自尊的作用會較少如實暴露自己。自尊在同伴壓力與欺凌行為之間縱向中介作用顯著（李爽，2023）。被廣泛接受的“同伴保護假說”支持了同伴多的青少年更不容易實施欺凌，而也有研究發(fā)現(xiàn)青少年如果有很強的同伴交往優(yōu)勢，也會“以多欺少”，擁有一些反社會的朋友更是會增強欺凌他人的可能性（朱曉文等，2023）。這能為我們的研究提供一定借鑒，因為不同性格的人在面對欺凌行為時也會表現(xiàn)出不同的態(tài)度。人格特質與校園欺凌之間可能存在一定的關聯(lián)（胡康等，2022）。這些因素都會對我們探究同伴關系的中介作用產生一定影響。綜上，家庭作為孩子社會化的起點，父母對青少年的個性發(fā)展、人際交往能力等都有著重要的影響。因此，首先家長要樹立正確的育兒觀念，注意在家庭中教育孩子的方式方法。對孩子采取更加溫暖、尊重、和諧的方式，尊重孩子的自我意識，陪伴孩子一同成長，發(fā)揮作為父母的榜樣作用，使孩子能夠在未來的成長道路上更加自信從容，從而讓孩子能夠發(fā)展出更積極的同伴關系，進而減少欺凌行為的發(fā)生。4.4不足與展望（1）由于自身能力和客觀現(xiàn)實的原因，研究被試大多來自海口，結果的推論范圍有限。未來的研究如果有可能的話，可以進一步擴大取樣范圍，是結果更具代表性。（2）在研究方法上，只采用了問卷調查法，由被試進行自我報告，但在有關欺凌行為的問卷上，有一些較為消極的題目，盡管在答題前已與學生強調不會向第三方展示，但仍無可避免學生會更多的選擇積極行為。后續(xù)應增加多角度的評判來確保研究的客觀。（3）雖然有很多理論都證明欺凌行為的影響因素，但欺凌行為仍頻繁發(fā)生，甚至造成的傷害也在一步一步加深，在做理論探究的同時也應該進行切實有效的治理方式，需要社會各界的廣泛努力來減少欺凌行為的發(fā)生。5結論同伴關系中同伴恐懼與自卑，欺凌行為各維度在性別上存在顯著差異；同伴關系中同伴接納，欺凌行為中幫手因子，在父母的教養(yǎng)方式中，父母的情感溫暖和拒絕在是否獨生方面存在顯著差異；在同伴關系中，同伴恐懼與自卑以及父母拒絕在年級上存在顯著差異。父母情感溫暖負向預測欺凌者、幫手、被欺凌者，正向預測保護者；父母拒絕正向預測欺凌行為；父母過度保護正向預測欺凌者、幫手、被欺凌者。父母情感溫暖正向預測同伴接納，負向預測同伴恐懼與自卑；父母拒絕和父母過度保護負向預測同伴接納，正向預測同伴恐懼與自卑間。同伴接納負向預測欺凌者、被欺凌者、局外人；同伴恐懼與自卑正向預測欺凌者、被欺凌者，負向預測保護者。同伴接納在父母情感溫暖與欺凌者之間中介效應顯著。參考文獻林細英,林煒.(2024).父母教養(yǎng)方式對青少年交往焦慮的影響：家庭適應性的調節(jié)作用.中小學心理健康教育(8),14-18.胡春光.(2023).同伴關系對校園欺凌行為的影響研究——以長沙市高年級小學生的實證調查為例.江漢大學學報(社會科學版)(6),34-46.劉晨旭,趙獻梓.(2023).家庭教養(yǎng)方式與校園欺凌的中介因素綜述.心理月刊(15),215-217.張云霞,駱學鋒.(2023).欺凌視角下家庭教養(yǎng)方式、同伴關系對初中生校園欺凌的影響——來自“中國教育追蹤調查”的證據(jù).中小學心理健康教育(14),10-16.趙從從.(2023).初中生父母教養(yǎng)方式、同伴關系與欺凌行為的關系研究(碩士學位論文).河北師范大學.杜方蕾.(2023).初中生父母教養(yǎng)方式、自我控制與校園欺凌的關系及干預研究(碩士學位論文).青海師范大學.高杉,任延濤.(2023).父母教養(yǎng)方式對初中生欺凌行為的影響——特質反芻思維的中介作用.內蒙古師范大學學報(自然科學漢文版)(2),207-213.楊宇.(2021).初中生父母教養(yǎng)方式與心理適應的關系:同伴關系的中介和感知校園氛圍的調節(jié).中小學心理健康教育(4),19-24.陳科宇.(2020).父母教養(yǎng)方式對青少年校園欺凌的影響(碩士學位論文).曲阜師范大學.莫家琪.(2017).大學生欺負行為、自尊與社交焦慮的現(xiàn)狀及其關系研究(碩士學位論文).廣西師范大學.朱曉文,王凱麗,任圍.(2023).家庭教育的力量：父母教養(yǎng)方式如何影響校園欺凌.中國青年研究(3),108-118.胡達振,饒裕蓮,王璐,周凡,劉智潔,鄭紫薇...黃鵬.(2022).中學生不同被欺凌類型的特征及其與求助行為的關系.南昌大學學報(醫(yī)學版)(3),60-67.孫錦露,劉海驊.(2022).青少年校園欺凌行為量表編制.心理與行為研究(2),255-260.張倩,蔣曼玲.(2021).欺凌參與者角色行為量表中國初中生版的修訂.內江師范學院學報(4),1-7.陳世民,張瑩,陸文春.(2020).父母教養(yǎng)方式的影響因素綜述.中國臨床心理學雜志(4),857-860.楊涵舒,巫靜怡,劉文敬,楊志,程文紅,肖澤萍.(2020).父母教養(yǎng)方式對社交焦慮障礙青少年焦慮水平的影響.中國兒童保健雜志(5),521-524.張譯月.(2019).父母教養(yǎng)方式對高中生同伴關系的影響(碩士學位論文).陜西師范大學,西安.張榮榮.(2019).初中生同伴關系、道德脫離和校園欺凌中旁觀者行為的關系(碩士學位論文).新疆師范大學.姚紫燕.(2018).中職生校園霸凌行為、父母教育方式與同伴影響相關研究(碩士學位論文).貴州師范大學,貴陽.蔣獎,魯崢嶸,蔣苾菁,許燕.(2010).簡式父母教養(yǎng)方式問卷中文版的初步修訂.心理發(fā)展與教育(1),94-99.溫忠麟,.張雷,侯杰泰,劉紅云.(2004).中介效應檢驗程序及其應用.心理學報(5),614-620.鄒泓.(1998).同伴關系的發(fā)展功能及影響因素.心理發(fā)展與教育(2),39-44.李慧,黃夏宇,常馨,趙陵波.(2023).父母教養(yǎng)方式與中職生網(wǎng)絡欺負的影響：道德推脫與同伴關系的鏈式中介作用.中國健康心理學雜志(1),114-123.張靜.(2021).構建區(qū)域性中小學防治校園欺凌長效機制.基礎教育課程(20),18-23.楊衛(wèi)敏.(2014).中學生受欺負行為的影響因素研究(碩士學位論文).浙江師范大學,金華.張靜,田錄梅,張文新.(2013).同伴拒絕與早期青少年學業(yè)成績的關系:同伴接納、友誼支持的調節(jié)作用.心理發(fā)展與教育(4),353-360.徐羽茜.(2023).父母教養(yǎng)方式對初中生利他行為的影響：一個有調節(jié)的中介效應及干預研究(碩士學位論文).江西師范大學,南昌.莫林桂,曾玲娟,莫曉瓊,劉韻曦.(2023).父母教養(yǎng)方式和學校適應的交互作用對初中生被欺凌狀況的影響.兵團教育學院學報(2),37-43.胡艷蓉.(2022).高中生同伴關系的發(fā)展研究.中小學心理健康教育(1),13-16.趙明玉,洪新偉,陳燕鈴,劉燊,張林.(2021).父母教養(yǎng)方式與親欺凌行為的關系：同輩群體的作用.(eds.)第二十三屆全國心理學學術會議摘要集（上）(pp.317-318).曹娉.(2020).父母教養(yǎng)方式對初中生校園暴力行為的影響：沖動性人格的中介作用(碩士學位論文).湖南科技大學,湘潭.溫忠麟,侯杰泰,馬什赫伯特.(2004).結構方程模型檢驗:擬合指數(shù)與卡方準則.心理學報(2),186-194.YangJunyi,HouXin,WeiDongtao,WangKangcheng,LiYadan&QiuJiang.(2017).Only-childandnon-only-childexhibitdifferencesincreativityandagreeableness:evidencefrombehavioralandanatomicalstructuralstudies..Brainimagingandbehavior(2),493-502.NazifiMorteza,AlamiNaelH.&SorkhabiNadia.(2023).Fathers’parentingstyleandacademicachievementofemergingadultsinLebanon:Mediatingrolesofpsychologicalcontrol,self-esteem,andself-construal.ChildrenandYouthServicesReviewAnDandan&ZhangXiaoyong.(2023).IntergenerationalTransmissionofPsychologicalFlexibility:TheMediatingRoleofParentingStyleandtheModeratingRoleofTeacherSu