近年来，同伴侵害事件在校园内频繁发生，已成为社会关注的热点问题。同伴侵害(peer victimization) 是指个体遭受同伴攻击的经历(Mynard & Joseph, 2000)，通常包括身体侵害、言语侵害、关系侵害与网络侵害等形式。不同地区、学校同伴侵害发生的程度不同。在国际上的已有研究中，学生报告遭受侵害的比例从8.6%到53%不等，承认曾欺凌(bullying) 过他人的比例在5%-13%之间(Altomare, McCrimmon, & Beran, 2013; Hemphill, Tollit, & Herrenkohl, 2014; Nansel et al., 2001; Perkins, Craig, & Perkins, 2011; Undheim & Sund, 2010)。国内的最新研究结果显示，我国校园内同伴侵害现象相对较少，检出率(prevalence) 不到5%(Wu et al., 2015; 赵景欣, 杨萍, 赵喜佳, 张文新, 2016)。但这一数据主要来自非寄宿制学校，在寄宿制学校，学生全天24小时相互接触，同伴侵害问题可能更为严重。

自2001年国务院颁布《关于基础教育改革与发展的决定》以来，我国的农村寄宿制学校大量建立，寄宿学生急剧增加。2011年教育部统计的数据显示，义务教育阶段寄宿生有3276.51万人，占在校生总数的21.85%(教育部, 2012)。农村寄宿制学校的建立一定程度上解决了偏远地区教育资源不足的问题，但寄宿可能使学生面临更严重的同伴侵害问题，这会给学生的成长与发展带来一些不利影响。国外的一些研究表明，与非寄宿制学校学生相比，寄宿制学校学生遭遇的同伴侵害更多，其生活满意度及心理健康水平更低(Mander et al., 2015; Pfeiffer & Pinquart, 2014)。当前，我国农村寄宿制学校的研究主要集中在政策及管理方面，关于同伴侵害问题及其可能带来的消极效应的研究较少。因此，非常有必要了解我国农村寄宿制学校同伴侵害问题的现状及其对学生心理健康的影响。

大量研究显示，同伴侵害会严重影响儿童的身心健康(Barchia & Bussey, 2010; Barker et al. 2008; Kretschmer et al., 2015)。Hawker和Boulton (2000)、Reijntjes等人(2010)通过元分析发现，遭受侵害的学生存在较严重的心理问题，如抑郁、孤独和焦虑。严重者更会出现自伤、自杀意图甚至是自杀行为(Barker et al., 2008; Klomek et al., 2009)，有的还会产生精神病性症状，如幻听和妄想(Lataster et al., 2006; Schreier et al., 2009)。童年期遭受侵害给受害者带来的负面影响并不是短暂的，有的会延续到青少年甚至成年以后(Klomek et al., 2008; Lund et al., 2009)。因此，童年遭受同伴侵害被视为青少年出现内化行为的指示器(Schwartz et al., 2015)。同时，来自寄宿制学校的研究显示，寄宿生表现出更高程度的抑郁、焦虑和压力症状，也出现了更多的适应问题(Lester & Mander, 2015; Mander et al., 2015)。一种可能的解释是农村寄宿制学校存在较严重的同伴侵害，从而导致学生内化行为的增加。基于此，本研究提出第一个假设H1：在农村寄宿制学校，同伴侵害能预测学生的内化行为。

同伴侵害是内化行为的风险因素，它对内化行为的影响机制较为复杂。有研究发现，心理弹性在中间起着重要的作用(Bowes et al., 2010; Yeung & Leadbeater, 2010)。心理弹性(resilience) 是指个体应对巨大挑战、逆境或风险的适应能力(Dyer & McGuinness, 1996)。但这种能力并不是稳定的，它会随着时间和环境的改变而改变(Vanderbilt-Adriance & Shaw, 2008)。Rutter (2006, 2012) 认为，在过多的压力性事件下个体易发生敏化效应(sensitizing effect)，即压力性事件会增加个体的脆弱性，降低其心理弹性的水平，从而削弱其保护效应。压力易损性假设也证实，在高压环境下个体的积极特质往往会失去缓冲作用(Vanderbilt-Adriance & Shaw, 2008)。孙仕秀等(2013)、叶艳等(2014)、朱清等(2012)的研究进一步发现，低心理弹性与内化行为密切相关。基于此，本研究提出第二个假设H2：心理弹性也能中介同伴侵害与内化行为。

自尊对个体的保护作用已被很多研究证实(Mann, 2004; Raskauskas, Rubiano, Offen, & Wayland, 2015; Soler et al., 2013)。所谓自尊，是指个体对自我的整体评价，它是心理健康和生活质量的重要影响因素。研究发现，积极的自尊/高自尊是抵制负性影响、促进个体健康的缓冲器(Mann, 2004)，它能缓和同伴侵害带来的不良影响(Grills & Ollendick, 1991; Raskauskas et al., 2015)。而低自尊通常与抑郁、焦虑、社会退缩、适应障碍等心理问题有关(Donnellan et al., 2005; Rosenberg, Schooler, & Schoenbach, 1989; Sprott & Doob, 2000)。Baumeister (2000)指出，低自尊的个体更容易受伤害，因为他们认为自己有更少的资源来应对威胁和挑战。由此可见，自尊水平的高低能调节个体的心理健康状况。最近的研究也证实了自尊在心理健康中的调节作用。如Soler等(2013)从自尊的两方面--自我悦纳(self-liking) 和自我能力(self-competence)--出发分析了多种侵害对心理健康的影响，发现对男生而言，自我悦纳能调节多种侵害对心理健康的影响。因此，本研究拟进一步探讨自尊如何影响同伴侵害与内化行为间的关系，并提出第三个假设H3:自尊在心理弹性中介同伴侵害与内化行为中起调节效应。

综上所述，在农村寄宿制学校，同伴侵害影响学生的内化行为，在此过程中心理弹性起着桥梁作用，而自尊可能是影响心理弹性与内化行为的调节因素。基于此，本研究拟建立一个有调节的中介模型(图 1)。

图 1

图 1 有调节的中介模型图

采用整群抽样的方法，在华北和西部两省五个县的137所农村寄宿制学校以班级为单位抽取四、五年级学生17841个样本。剔除由数据缺失、规律作答等原因造成的无效数据，最终保留有效数据16835份，有效率达94.36%。其中，男生8289人，女生8359人, 性别变量缺失数据187个；四年级学生8543人，五年级学生8292人；农村户口15190人，城镇户口783人，无户口135人，户口变量缺失数据727个。学生平均年龄为10.09岁(SD=0.90)。

采用Cheng等(2011)编制的欺凌问卷中同伴侵害分量表施测。该分量表共14个项目，分别考察了身体侵害、言语侵害、关系侵害和网络侵害四个方面的内容。问卷要求被试根据最近半年内在校的经验报告遭受同伴侵害的情况。量表采用5级计分，“0”代表“完全没有”，“1”代表“半年内1-2次”，“2”代表“每月2-3次”，“3”代表“每周1次”，“4”代表“每周数次”。结果由所有项目均分来表示，被试得分越高，表示遭受侵害越严重。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.91。

内化行为量表(Lee & Park, 2010) 包含18个项目，包括焦虑、抑郁和退缩三个因子。被试自评相关描述与自身情况的符合程度。量表采用4级计分，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1-4分。计算所有项目均分，得分越高表明内化行为越严重。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.78。

自尊量表(Rosenberg, 1965) 共10个项目。量表采用4级计分，从“很不符合”到“非常符合”分别计1-4分。计算所有项目的总分，得分越高说明自尊程度越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.64。

心理弹性量表由Song (2003)编制，共44个项目，包括乐观、自我效能、与成人关系、同伴关系、人际敏感和情绪控制六个因子。被试根据相关描述与自身情况的符合程度进行自评。量表采用4级计分，“1”表示“完全不同意”，“4”表示“完全同意”。计算所有项目的均分，被试得分越高，表示心理弹性水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.86。

课题组在华北和西部三省市招募心理学、教育学、社会学硕士研究生100余人作为主试，对他们进行专业培训。每班两名主试。主试向被试详细介绍指导语和例题。问卷完成时间约为60分钟，所有问卷当场收回。数据由专业录入公司录入，采用SPSS 19. 0软件进行数据处理。

在描述性统计中，采用Chen和Cheng (2013)的方法，以“每月2-3次”遭遇侵害作为临界值(cut-off point)，计算样本检出率。同时采用卡方检验分析不同性别、年级在检出率上的差异。卡方检验通常易受样本量的影响，因此需进一步计算效应量(effect size) 的大小。Cohen认为，当Φ=0.1时，效应量较小；Φ=0.3时，效应量适中；Φ=0.5时，效应量较大(胡竹菁, 2010)。

有调节的中介模型依据温忠麟和叶宝娟(2014)建议的Bootstrap方法对回归系数的显著性进行检验，该方法更精确、检验力更高。本研究共建构1000批数据，每批数据的样本容量为16835人，获得参数的稳健标准误和置信区间，若置信区间不包含零则表示有统计显著性(Erceg-Hurn & Mirosevich, 2008)。

为控制共同方法偏差带来的影响，本研究在问卷设计中采用指导语、匿名调查、随机排列题目顺序及正反向设计等措施进行了程序控制。数据收集后，采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行检验(周浩, 龙立荣, 2004)。结果发现，特征值大于1的因子共有19个，且第一个因子解释的变异量为13.73%，小于40%的临界标准，说明共同方法偏差不明显。

研究发现，样本的同伴侵害检出率为16.03%，其中男生的检出率为18.46%，女生检出率为13.42%。四年级学生同伴侵害的检出率为17.12%，五年级的检出率为14.75%。这一结果远高于Wu等人(2015)、Chen和Cheng (2013)的发现，表明我国寄宿制学校的同伴侵害问题比非寄宿制学校严重得多。进一步采用卡方检验发现，不同性别(χ²(1)=86.8, p < 0.001, Φ=0.07) 及不同年级(χ²(1)=18.9, p < 0.001, Φ=0.03) 学生的同伴侵害检出率无显著差异。

表 1给出了各变量的描述性统计结果和相关系数。数据显示，同伴侵害与自尊和心理弹性均呈显著负相关，说明同伴侵害越严重，学生的自尊和心理弹性水平就越低。同伴侵害与内化行为均呈显著的正相关，说明同伴侵害越严重，学生越容易出现内化行为。自尊、心理弹性均和内化行为呈显著的负相关，说明自尊与心理弹性的水平越高，学生的内化行为越少。

表 1

表 1 各变量描述性统计及其相关系数 M SD 1 2 3 4 1.同伴侵害 0.932 0.827 1 2.自尊 2.760 0.447 -.175** 1 3.心理弹性 2.957 0.357 -.277** .564** 1 4.内化行为 1.952 0.412 .278** -.135** -.181** 1 注：**p < .001, **p < .01, *p < .05。

表 1 各变量描述性统计及其相关系数

我们将性别和户口转化为虚拟变量，将同伴侵害、心理弹性和自尊变量进行标准化处理，再将这几个Z分数分别相乘作为交互项。然后采用分层回归分析，考察控制性别、户口、年龄、父母受教育水平等人口学变量后，自尊和心理弹性在同伴侵害与农村寄宿生内化行为之间的内在影响机制。

模型1考察了同伴侵害和自尊对内化行为的影响。由表 2可知，回归方程显著(F_{(11, 14640)}=151.795，p < 0.001)，因变量内化行为10.2%的变异能被解释。其中，同伴侵害显著正向预测内化行为(B_同伴侵害=0.259, p < 0.01)，本研究假设1得到证实。自尊显著负向预测内化行为(B_自尊=-0.128, p < 0.01)，二者的交互项对内化行为的预测显著(B_{同伴侵害*自尊}=-0.013, p < 0.05)。但值得注意的是，交互项的回归系数和置信区间都接近0，统计上的显著可能仅仅是由于样本量较大造成的，表明自尊并不能直接调节同伴侵害与内化行为间的关系。

表 2

表 2 同伴侵害、自尊预测内化行为的回归分析 预测变量 B SE p 95% CI 1.年级 0.12 0.019 < 0.01 [0.084, 0.158] 2.性别 0.024 0.015 0.112 [-0.003, 0.058] 3.户口 -0.018 0.038 0.642 [-0.091, 0.055] 4.父亲教育水平 -0.008 0.010 0.408 [-0.027, 0.012] 5.母亲教育水平 -0.038 0.010 < 0.01 [-0.059, -0.02] 6.年龄 0.013 0.010 0.198 [-0.007, 0.032] 7.同伴侵害 0.259 0.009 < 0.01 [0.241, 0.276] 8.自尊 -0.128 0.010 < 0.01 [-0.146, -0.108] 9.同伴侵害×自尊 -0.013 0.010 0.187 [-0.034, 0.006] 9. R2 0.102 10. F 151.795*** 注：**p < .001, * **p < .01, *p < .05。

表 2 同伴侵害、自尊预测内化行为的回归分析

模型2考察了同伴侵害、自尊和心理弹性的关系。由表 3可知，回归方程显著(F_{(11, 14647)}=712.173，p < 0.001)，心理弹性34.8%的变异可以被解释。其中，同伴侵害显著负向预测心理弹性(B_同伴侵害=-0.176, p < 0.01)，自尊显著正向预测寄宿生的心理弹性(B_自尊=0.488, p < 0.01)。两者的交互项虽然也显著负向预测心理弹性(B_{同伴侵害*自尊}=-0.011, p < 0.05)，但回归系数接近0，统计上的显著可能是由于样本量较大造成的，表明自尊并不能直接调节同伴侵害与心理弹性间的关系。

表 3

表 3 同伴侵害、自尊预测心理弹性的回归分析 预测变量 B SE p 95% CI 1.年级 0.091 0.015 < 0.01 [0.059, 0.121] 2.性别 0.171 0.013 < 0.01 [0.146, 0.196] 3.户口 -0.135 0.084 0.108 [-0.316, 0.026] 4.父亲教育水平 0.013 0.008 0.116 [-0.003, 0.028] 5.母亲教育水平 -0.01 0.008 0.207 [-0.027, 0.005] 6.年龄 -0.018 0.008 < 0.05 [-0.035, -0.003] 7.同伴侵害 -0.176 0.007 < 0.01 [-0.189, -0.162] 8.自尊 0.488 0.009 < 0.01 [0.470, 0.506] 9.同伴侵害×自尊 -0.011 0.008 0.187 [-0.028, 0.004] 10. R2 0.348 11. F 712.173*** 注：**p < .001, **p < .01, *p < .05。

表 3 同伴侵害、自尊预测心理弹性的回归分析

最后，模型3考察了同伴侵害、自尊、心理弹性对内化行为的影响。由表 4可知，回归方程显著(F_{(13, 14638)}=204.025，p < 0.001)，内化行为15.3%的变异能被解释，与模型1相比，R²增加了4.1%。模型3中，心理弹性对内化有显著负向预测作用(B_心理弹性=-0.223 p < 0.01)，结合模型1与模型2的结果可知，心理弹性在同伴侵害与内化行为间起部分中介作用(假设2被证实)，中介效应占总效应的15.11%。进一步分析发现，自尊与心理弹性的交互项能够显著负向预测内化行为(B_{自尊*心理弹性}=-0.126 p < 0.01)，这说明自尊调节了心理弹性中介过程的后半路径(假设3部分被证实)，中介效应为0.033。为清楚地揭示自尊与心理弹性交互效应的实质，需进行简单斜率检验。分别取心理弹性和自尊正负一个Z分绘制简单效应分析图(见图 2)。结果发现，低自尊的学生(Z=-1)，在心理弹性增加时，内化行为表现出显著的下降趋势(b=-0.097, t=-3.475, p < 0.01)，心理弹性增加一个标准差，内化行为就会减少0.097个标准差。高自尊的学生(Z=1)，在心理弹性增加时，内化行为表现出显著的下降趋势(b=-0.349, t=-9.148, p < 0.01)，心理弹性增加一个标准差，内化行为就会减少0.349个标准差。也就是说，心理弹性对内化行为的影响，随着自尊的增加而增加。

表 4

表 4 同伴侵害、自尊、心理弹性预测内化的回归分析 预测变量 B SE p 95% CI 1.年级 0.131 0.018 < 0.01 [0.096, 0.165] 2.性别 0.049 0.016 < 0.01 [0.02, 0.081] 3.户口 -0.094 0.097 0.340 [-0.29, 0.097] 4.父亲教育水平 -0.004 0.010 0.694 [-0.022, 0.016] 5.母亲教育水平 -0.038 0.010 < 0.01 [-0.057, -0.018] 6.年龄 0.009 0.009 0.311 [-0.009, 0.029] 7.同伴侵害 0.217 0.009 < 0.01 [0.2, 0.235] 8.自尊 -0.020 0.010 0.054 [-0.04, 0] 9.同伴侵害×自尊 -0.054 0.009 < 0.01 [-0.073, -0.035] 10.心理弹性 -0.223 0.012 < 0.01 [-0.248, -0.201] 11.自尊×心理弹性 -0.126 0.009 < 0.01 [-0.142, -0.11] 12. R2 0.153 13. F 204.025*** 注：**p < .001, **p < .01, *p < .05。

表 4 同伴侵害、自尊、心理弹性预测内化的回归分析

图 2

图 2 自尊对心理弹性与内化行为间关系的调节

同伴侵害已然成为许多国家和地区校园内的一个普遍问题(Due et al., 2005)，它对学生的心理健康、情感发展和人际关系造成了不可忽视的负面影响(Lester, Cross, Dooley, & Shaw, 2012)。本文在调查我国农村寄宿制学校同伴侵害现状的同时，进一步探讨了同伴侵害对学生内化行为的影响及其内在机制。研究发现，农村寄宿制学校同伴侵害的检出率为16.03%。其中，男女生的同伴侵害检出率分别为18.46%、13.42%，四、五年级学生的同伴侵害检出率分别为17.12%和14.75%，但不同性别和不同年级的检出率差异不显著。相比非寄宿制学校，本研究中的农村寄宿制学校同伴侵害现象较为严重。农村寄宿制学校是一个相对封闭的环境，它为学生的教育、住宿与饮食提供了一个暂时性的场所，但同时也为同伴侵害现象的发生提供了更多的机会和场合。

同伴侵害会给学生的身心健康带来多方面的负面效应。本研究聚焦于同伴侵害对学生内化行为的影响。结果显示，同伴侵害能正向预测内化行为，这与来自非寄宿制学校的结果相一致(Barchia & Bussey, 2010; Kretschmer et al., 2015)。但是在寄宿制学校，由于学生更长时间暴露在侵害实施的环境中，且他们的自我调节能力和各种生理心理机能尚未达到成熟稳定的水平，因此内化问题显得更为严重。

除探讨同伴侵害对内化行为的直接影响外，本研究还进一步考察了心理弹性在同伴侵害与内化行为间的中介效应。研究发现，同伴侵害不仅会直接影响学生的内化行为，还会通过削弱学生的心理弹性间接诱发内化行为。一般认为，心理弹性作为一种保护性因素，能减缓负性事件带来的危害(Hjemdal et al., 2006)。但过多的逆境及创伤(如同伴侵害) 会导致个体更脆弱(Rutter, 2012)，心理弹性水平降低，进而引发内化行为。针对农村寄宿制学校的研究表明，在学生全天在校、无法避免与侵害实施者接触的情况下，长期暴露在这种压力性事件中会使得个体的自我调节系统不堪重负，自我调节失败(心理弹性水平降低)，继而引发一系列的内化行为(孙仕秀等, 2013; 叶艳等, 2014; 朱清等, 2012)。因此，提高农村寄宿制学校学生心理弹性水平，对抵御同伴侵害引起的内化行为具有重要意义。

在引入心理弹性作为中介变量证实同伴侵害对学生内化行为的影响机制后，本研究进一步检验了自尊在这一中介过程中的调节效应。结果发现：(1) 自尊并不直接调节同伴侵害与内化行为间的关系，这与以往的研究不一致(董会芹, 2015)。(2) 自尊无法调节同伴侵害对心理弹性的影响。(3) 自尊与心理弹性的交互作用能显著负向预测内化行为，即自尊能调节心理弹性中介过程的后半路径。简单斜率检验发现，高自尊学生的心理弹性对内化行为的缓和作用更加明显。根据自尊对心理弹性与内化行为之间调节关系的模型，提高个体的自尊水平能使心理弹性较高的学生受益更多，提高个体的心理弹性水平，能使高自尊的学生受益更多。这反映了自尊的调节器作用。

我国目前农村寄宿制学校的管理是以看管学生为主，对学生的心理状况缺少关注和引导(叶敬忠 & 潘璐, 2007)。本研究试图了解农村寄宿制学校学生的同伴侵害现象及其对学生内化行为的影响机制，研究结果对提高农村寄宿制学校学生的心理健康水平具有重要意义。由于同伴侵害检出率偏高，农村寄宿制学校一方面要尽量减少校园欺凌事件的发生，另一方面可以通过提高学生的心理弹性和自尊水平，来减少同伴侵害带来的负面影响。

此外，本研究对心理弹性的中介作用和自尊的调节作用的讨论在一定程度上能丰富同伴侵害对内化行为的影响机制理论。当然，本研究提出的有调节的中介模型仍然存在一定的局限性。有研究认为同伴侵害与内化行为间的作用是双向的，即同伴侵害既可以作为内化行为的因，又可以作为内化行为的果(Reijntjes et al., 2010)。由于数据原因，本研究仅探讨了同伴侵害与内化行为间的单向关系。未来可以通过纵向研究，在控制学生原有的内化行为、自尊水平的基础上，更好地阐释同伴侵害、自尊、调节与内化行为间相互作用的内在机制。

最后，在本研究中，我们仅讨论了面对同伴侵害时学生个人层面可能的保护因素，而家庭的因素也同样不可忽视。有研究表明，父母与儿童的关系是抵抗不利环境对儿童影响的重要保护因素(Wallen & Rubin, 1997)，父母的支持能够缓和同伴侵害对适应不良的影响(Stadler et al., 2010)。在寄宿制学校，学生缺少父母的引导监管，在面对同伴侵害时，可能面临更大的心理压力。因此，未来的研究和学校相关实践工作有必要关注父母和家庭在缓解同伴侵害中的作用。

本研究得到如下四个主要结论：

(1) 在农村寄宿制学校，16.03%的学生报告曾遭受过侵害，不同性别和不同年级学生的同伴侵害检出率无显著差异。

(2) 在控制性别、年龄、户口类型及父母受教育水平后，同伴侵害能显著正向预测学生的内化行为。

(3) 心理弹性在同伴侵害与内化行为间起部分中介作用。

(4) 自尊能显著调节心理弹性对内化行为的影响。