青少年同伴侵害與抑郁情緒之間的關系：一個有調節的中介模型

高毓婕　展望

摘要：為探討同伴侵害與青少年抑郁情緒之間的關系，以及孤獨感和線下/線上友誼質量在上述關系中起到的作用，采用兒童欺負問卷、兒童孤獨感問卷、流調中心用抑郁量表及友誼質量量表，對陜西省西安市245名中學生進行調查。結果發現：（1）同伴侵害能顯著正向預測青少年的抑郁情緒;（2）孤獨感在同伴侵害和青少年抑郁情緒之間起部分中介作用;（3）線下友誼質量和線上友誼質量均在上述中介機制中起調節作用，當青少年感知到的線上友誼和線下友誼質量水平較高時，孤獨感對抑郁情緒的正向預測作用變弱。

關鍵詞：同伴侵害;抑郁情緒;孤獨感;友誼質量

中圖分類號：G44文獻標識碼：B文章編號：1671-2684（2022）18-0015-06

一、引言

抑郁作為青少年常見的情緒障礙之一，全球每年的發病率在4%～5% [1]。抑郁對青少年的學習和生活造成了嚴重影響，在影響抑郁的諸多因素中，同伴侵害受到越來越多的關注。研究表明，遭受同伴侵害的青少年往往會出現抑郁等情緒問題[2-3]。厘清同伴侵害和抑郁情緒的關系，探究其中的影響機制，能夠為相關干預計劃的制定提供依據。

（一）同伴侵害對青少年心理健康的不良影響

同伴侵害指來自同伴在身體、語言和人際關系中的傷害和騷擾（如毆打、辱罵和社會排斥）[4]。同伴侵害作為一個普遍存在的世界性問題，已被美國醫學協會列為公共健康憂慮[5]。聯合國教科文組織發布的關于同伴欺凌的報告顯示，全球每年有2.4億青少年因為各種原因受到同伴欺負。國內同伴侵害的相關數據表明，我國16.5%的青少年經常受到欺負[6]。值得注意的是，同伴侵害對青少年的發展有著廣泛而深刻的不利影響[7]。根據人際風險模型（interpersonal risk model），來自不良同伴關系的壓力是導致個體抑郁情緒產生的主要原因[8]。壓力性人際體驗不僅會阻礙個體某些能力的發展（如積極的自我認知和有效的自我調節），還會帶來消極的自我評價和無價值感，從而引發抑郁等消極情緒[9]。綜上，本研究提出假設1：同伴侵害正向預測青少年的抑郁情緒。

（二）孤獨感的中介作用

除了直接引發抑郁情緒之外，同伴侵害還會通過引起青少年的孤獨感進而誘發抑郁情緒。受到同伴欺凌的青少年通常會遭到特定同伴的孤立和排斥，缺少來自其他同伴的社會支持[10-12]。已有研究表明，受到同伴欺凌的青少年孤獨感水平更高，對社交網絡的評價更消極[13]。此外，孤獨感作為來自人際壓力的一種消極體驗，其在抑郁的發生和發展過程中發揮著重要作用。孤獨感可能會導致兒童產生適應不良的認知偏見和應對策略，使他們更容易罹患抑郁[14]。一項來自英國的長達八年的追蹤研究表明， 兒童在5歲時感知到的孤獨感，能夠正向預測13歲時的抑郁水平[15]。由此本研究提出假設2：孤獨感在同伴侵害和抑郁之間起中介作用。

（三）友誼的調節作用

友誼能夠保護青少年免受同伴侵害的影響，因為友誼為青少年提供了親密、獲得接納和認可的機會，并有助于提升他們的總體幸福感[16]。對于受欺負的青少年來說，無論是擁有的朋友的數量，還是友誼的質量，都能緩解欺負帶來的不良后果。不過Hartup[17]認為，相對于友誼的數量，友誼的質量，尤其是來自朋友的親密與支持，對青少年的發展更為重要。友誼的質量之所以能緩解人際壓力事件（如同伴侵害）的不良后果，是因為高質量的友誼能夠提高受欺負青少年的自尊水平，提供有效的應對策略和社交關系中的安全感[18]，從而使得青少年感知到更少的孤獨感和抑郁情緒。因此，本研究提出假設3a：友誼質量可以在“同伴侵害—孤獨感—抑郁情緒”這一中介機制中起到調節作用，具體見圖1。

值得注意的是，在當今互聯網高速發展的時代，基于網絡的線上交往正在與基于面對面的線下交往逐漸融合，成為青少年同伴交往與社會性發展的另一重要背景[19]。線上交往的匿名性和低門檻等特征增加了個體的自我表露，高自我表露會促進親密感，也使個體更容易與交往對象建立關系，從而具有和線下友誼類似的親密屬性和支持性意義[20]。除此之外，線上交往具有積極的心理效應。例如，線上交往可以顯著地降低孤獨和抑郁，提高個體自尊和知覺到的社會支持[21]。在互聯網這一虛擬空間里，青少年更容易找到和自己經歷相似、興趣相投的人做朋友，并且通過線上交流或者線下交流更好地溝通、分擔憂愁、減輕壓力。基于此，我們提出研究假設3b：與線下友誼類似，線上友誼質量同樣能在“同伴侵害—孤獨感—抑郁情緒”中起到調節作用，具體見圖2。

二、研究方法

（一）研究對象

受到疫情的影響，本研究通過線上調查，采用滾雪球的方式，選取陜西省西安市的初中和高中學生共282名作為研究對象。刪除極端數據后，獲得有效樣本245份，平均年齡15.50歲。其中男生82人（占總樣本的33.5%），女生163人（占總樣本的66.5%）;初中生84人（占總樣本的34.3%），高中生161人（占總樣本的65.7%）。為了減少性別和年級的比例不均衡可能帶來的影響，我們在后續分析中控制了性別和年級。

（二）研究工具

1.兒童欺負問卷

采用張文新、武建芬[22]修訂的Olweus兒童欺負問卷（初中版）里的6個題目調查被試受同伴欺負的狀況。這6個題目分別是：（1）我在學校里被叫難聽的外號，被取笑，被惡意地戲弄;（2）我在學校里被人踢打，被推搡;（3）學校里的其他同學故意冷落我，將我排除在他們的朋友圈外，或者完全忽視我;（4）學校里的一些同學散布關于我的虛假謠言，讓其他人不喜歡我;（5）在學校里，我被威脅或強迫做我不愿意做的事情;（6）在學校里，因為家庭背景，我被人叫外號或被人評論。采用5級計分，1表示“從未發生過”，2表示“較少發生”，3表示“有時發生”，4表示“經常發生”，5表示“總是發生”，得分越高，表明學生受同伴欺負的程度越高。在本研究中，該量表的內部一致性α系數為0.92。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

2.兒童孤獨感問卷

采用Asher等[23]編制的兒童孤獨感問卷（Loneliness Scale）中文版測量被試的孤獨感水平。該量表由16個項目組成，采用5點計分，其中有6個反向計分題，反向題轉換之后，16道題目的平均分即代表個體的孤獨感得分。均分越高，表明孤獨感越強烈。本研究中，該量表的內部一致性α系數為0.88。

3.流調中心用抑郁量表

采用美國國立精神衛生研究所Radloff[24]編制的流調中心用抑郁量表（Center for Epidemiologic Studies Depression Scale，CES-D）測量被試的抑郁情緒。該量表主要用于評價個體當前（一周內）的抑郁情緒，著重考察抑郁情感或心境，常用于不同時間斷面調查結果的比較，也廣泛用于流行病學調查，初步篩查出具有抑郁情緒的對象。該量表共20個題目，其中4個題目為反向計分題，要求被試回答最近一周內癥狀出現的頻度。題目反映了抑郁狀態的六個側面：抑郁心情、罪惡感和無價值感、無助與絕望感、精神運動性遲滯、食欲喪失、睡眠障礙。采用4級計分，1代表“沒有或幾乎沒有”（少于一天），2代表“很少時間”（1～2天），3代表“有時或中等時間”（3～4天），4代表“大部分或所有時間”（5～7天）。得分越高，表明抑郁水平越高。本研究中，該量表的內部一致性α系數為0.83。

4.友誼質量量表

采用Parker和Asher[25]編制的友誼質量量表（Friendship Quality Questionnaire，FQQ）測量被試的友誼質量。該量表共有6個題目，包括親密坦露與交流、沖突兩個維度。其中第（1）（2）（5）題測量友誼質量。本研究中，該量表的內部一致性α系數分別為0.90（線下友誼）和0.92（線上友誼）。

（三）施測程序與數據處理

問卷由教師在班級群內發放，學生自愿填寫。 問卷回收后，采用 SPSS 26.0 對數據進行錄入和整理，采用 Mplus對問卷進行共同方法偏差檢驗，采用 SPSS 26.0 及 PROCESS 宏程序進行描述統計及有調節的中介模型檢驗。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

由于本研究所有變量的數據均來自被試的自我報告，可能存在共同方法偏差，因此需要進行共同方法偏差檢驗。使用 Harman 單因子檢驗法對所有變量進行探索性因子分析，結果顯示，特征值大于 1 的因子共有4個，第一個因子解釋的變異量為 21.3%，小于 40% 的臨界標準，故可認為不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）描述統計和相關分析

相關分析結果顯示，同伴侵害、孤獨感、抑郁情緒、友誼質量（線上和線下）這四個變量間均存在顯著相關，各變量均值、標準差及相關矩陣見表 1。

（三）孤獨感的中介作用檢驗

將被試的性別和年齡作為控制變量，使用SPSS26.0宏程序PROCESS模型4進行中介效應檢驗。結果顯示，同伴侵害和孤獨感分別能顯著正向預測青少年的抑郁情緒;當同時納入同伴侵害和孤獨感的預測作用時，同伴侵害正向預測抑郁情緒，孤獨感正向預測抑郁情緒，具體結果見表2。間接效應檢驗結果顯示，孤獨感在同伴侵害對抑郁情緒的預測中起到部分中介作用，95%的Bootstrap置信區間不包含0，中介效應為0.16，占總效應的53.3%。

（四）友誼質量的調節作用檢驗

為了檢驗線下友誼質量和線上友誼質量是否在“同伴侵害—孤獨感—抑郁情緒”這一中介機制中起到調節作用，我們采用SPSS26.0宏程序PROCESS中的模型8分別對其進行有調節的中介模型檢驗。如表3所示，線下友誼質量與孤獨感的交互作用對青少年抑郁情緒的預測作用顯著，線上友誼質量與孤獨感的交互作用對青少年抑郁情緒的預測作用也顯著。由此可知，線下友誼質量和線上友誼質量均在上述中介模型的后半段起調節作用。

隨后，分別將線上/線下友誼質量得分正負一個標準差作為高低兩組，進行簡單效應分析（見圖3 和圖4）。由圖3可知，線下友誼質量越高的青少年，其孤獨感對抑郁情緒的預測作用越弱（β= 0.30，t=8.36，p<0.001）;同樣的結果也出現在線上友誼質量較高的青少年群體中（β= 0.33，t=8.47，p<0.001），詳見圖4。總體來說，無論是線下友誼質量還是線上友誼質量，均能緩解孤獨感對抑郁情緒的不良影響。

四、討論

本研究考察了同伴侵害對青少年心理健康的影響，結果顯示，同伴侵害能正向預測青少年的孤獨感和抑郁情緒，這與以往的研究結果一致[8-9]。在此基礎上，本研究還從線上和線下雙重視角，通過構建有調節的中介模型，探討了同伴侵害如何影響青少年的抑郁情緒（孤獨感的中介作用），以及在何種情況下影響青少年的抑郁情緒（友誼質量的調節作用）。本研究的結果有助于更全面地了解青少年同伴侵害的作用機制，為預防和干預同伴侵害對青少年心理健康的不良影響提供依據。

首先，本研究發現孤獨感在同伴侵害和抑郁情緒之間起中介作用，這與假設2一致。受到同伴欺負的青少年通常被認為是比較“怪異”的，同時他們也容易在社交情境中受到他人的拒絕。社交機會的減少不僅使得青少年體驗到更多的孤獨感[26]，同時也使得他們在獨處時情緒更低落，甚至產生消極的自我評價，從而引發抑郁[27]。本研究結果不僅為青少年抑郁情緒的影響因素及其機制提供了實證研究依據，對深化青少年抑郁研究具有一定的理論意義，同時對幫助青少年緩解受到同伴侵害后的抑郁情緒、更好地適應同伴群體和校園生活具有一定的現實意義。

其次，本研究還發現，無論是高質量的線下友誼還是線上友誼，都能緩解受到同伴侵害后引起的孤獨感，進而減少抑郁情緒，這與假設3a和3b一致。在青少年早期，很多人已經有了很好的朋友，親密的友誼對他們心理適應的影響很大。在面對同伴欺負時，高友誼質量（例如親密、安慰和陪伴）可以降低個體的抑郁體驗。除此之外，朋友有可能在青少年被其他人欺負時挺身而出，為受欺負的青少年解困或提供更多的陪伴，減輕其孤獨感;來自朋友的鼓勵也能夠使受欺負的青少年樹立正確的自我觀念，減少自我苛責及抑郁的產生。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

除此之外，本研究還發現，線上友誼與線下友誼具有類似的緩解同伴侵害的不良影響的作用。線上友誼也具有為個體提供幫助和親密性的功能，能夠減少受欺負的青少年的孤獨感和抑郁情緒。同時，部分受欺負的青少年可能由于擔心被報復而不敢對身邊的人（例如面對面的朋友、家長和教師）講述自己的遭遇，而匿名的線上朋友可使其放松戒備心，袒露自己的真實經歷和想法[28]，這有利于其身心健康發展。

隨著互聯網和新興媒體的蓬勃發展，青少年的線上交往受到教師和家長的普遍關注。雖然過度使用網絡會損害其社會功能，但是一味地反對、禁止青少年使用互聯網社交服務只能適得其反，了解他們的實際情況并因勢利導，使他們科學對待、健康使用網上社交服務才是正確的做法。尤其是最近幾年受到疫情的影響，青少年不僅要通過網絡完成課堂互動和課程學習，還需要通過線上與朋友交流、談心，線上互動成為他們目前主要的人際交流方式。家長和學校應辯證地看待青少年線上交友，尊重其交友方式，通過合理引導，發揮線上友誼對其心理健康的促進作用。

綜上，本研究發現了同伴侵害對青少年心理健康的作用條件和機制，為以后的相關干預研究提供了一定的實證依據。本研究也存在一些不足，需要未來繼續進行深入的探討。

首先，出于橫斷研究設計本身固有的缺點，本研究對同伴侵害與青少年心理健康之間的因果關系解釋有限，未來可以通過追蹤研究進行更有深度的探討。

其次，本研究的數據收集均是通過青少年的自我報告，可能會受到社會贊許效應的影響。未來研究可以結合多方報告（父母、同伴與教師等）收集數據，從而提高研究結果的可靠性。

最后，本研究只考慮了友誼質量的調節作用，尚未探討其他關系如親子關系、師生關系質量對同伴侵害不良影響的緩解作用。未來可以進一步探討青少年與其他重要他人（如父母和教師）的關系質量是否能在同伴侵害和抑郁情緒中起到調節作用。

參考文獻

[1]Stockman J A. Lifetime prevalence of mental disorders in U.S. adolescents：results from the national comorbidity survey replication-adolescent supplement（NCS-A）[J]. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry，2010，49（10）：980-989.

[2]Thapar A，Collishaw S，Pine D S，et al. Depression in adolescence[J]. The Lancet，2010，379（9820）：1056-1067.

[3]Gaffrey M S，Tillman R，Barch D M，et al. Continuity and stability of preschool depression from childhood through adolescence and following the onset of puberty[J]. Comprehensive Psychiatry，2018，86（7）：39-46.

[4]Olweus D. Bullying at school[M]. Malden，1993，MA：Blackwell.

[5]Earnshaw V A，Elliott M N，Reisner S L，et al. Peer victimization，depressive symptoms，and substance use：a longitudinal analysis [J]. Pediatrics，2017，139（6）.

[6]張文新.中小學生欺負/受欺負的普遍性與基本特點[J].心理學報，2002（4）：387-394.

[7]Kretschmer T. What explains correlates of peer victimization？a systematic review of mediating factors[J]. Adolescent Research Review，2016，1（4）：341-356.

[8]Rose J，Rudolph D. A review of sex differences in peer relationship processes：potential trade-offs for the emotional and behavioral development of girls and boys [J]. Psychological bulletin，2006，132（1）：98-131.

[9]Megan F，Karen D，Rudolph A. Prospective examination of emotional clarity，stress responses，and depressive symptoms during early adolescence[J]. The Journal of Early Adolescence，2014，34（7）：923-939.

[10]Vanhalst J，Luyckx K，Goossens L. Experiencing loneliness in adoles- cence：a matter of individual characteristics，negative peer experiences，or both？[J]. Social Development，2014（23）：100-118.9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

[11]Hay D F，Payne A，Chadwick A. Peer relations in childhood[J]. Journal of Child Psychology and Psychiatry，2004，45（1）：84-108.

[12]Holt M，Espelage D L. Social support as a moderator between dating violence victimization and depression/anxiety among African American and Caucasian adolescents[J]. School Psychology Review，2005（3）：309-328.

[13]Povedano A，Cava M J，Monreal M C，et al. Victimization，loneliness，overt and relational violence at the school from a gen- der perspective[J]. International Journal of Clinical and Health Psychology，2015（15）：44-51.

[14]Qualter P，Munn P. The friendships and play partners of lonely children[J]. J Soc Pers Relationship，2005（22）：379-397.

[15]Qualter P，Brown S L，Munn P，et al. Childhood loneliness as a predictor of adolescent depressive symptoms：an 8-year longitudinal study[J]. European child & adolescent psychiatry，2010，19（6）：493-501.

[16]Boulton M J，Trueman M，Chau C，et al. Concurrent and longitudinal links between friendship and peer victimization：Implications for befriending interventions[J]. Journal of Adolescence，1999，22（4）：461-466.

[17]Hartup W W. The social worlds oF child- hood[J]. American Psychologist，1979（34）：944-950.

[18]Sandler I N，Miller P，Short J，et al. Social support as a protective factor for children in stress. In D. Belle（Ed.），Children's social networks and social supports（pp. 277-307）. Oxford，England：John Wiley & Sons.1989.

[19]張永欣，杜紅芹，丁倩，等.青少年的同伴交往：線上與線下的交互[J].心理研究，2016，9（1）：53-59.

[20]Wright K. Computer-mediated social support，older adults，and coping[J]. Journal of Communication，2000，50（3）：100-118.

[21]Shaw H，Gant M. In Defense of the internet：the relationship between internet communication and depression，loneliness，self-esteem，and perceived social support[J]. Cyber Psychology & Behavior，2002，5（2）：157-171.

[22]張文新，武建芬.Olweus兒童欺負問卷中文版的修訂[J].心理發展與教育，1999（2）：8-12，38.

[23]Asher S R，Hymel S，Renshaw P D. Loneliness in children[J]. Child Development，1984，55：1457-1464.

[24]Radloff L S. The CES-D Scale：a self-report depression scale for research in the general population[J]. Applied Psychological Measurement，1997，1（3）：385-401.

[25]Parker J G Asher S R. Friendship and friendship quality in middle childhood：links with peer group acceptance and feelings of loneliness and social dissatisfaction[J]. Developmental Psychology，1993，29（4）：611-621.

[26]郭冬升. 大學生孤獨感現狀及相關因素分析[J].太原城市職業技術學院學報，2021（2）：114-117.

[27]文姹紫. 大學生抑郁、心理孤獨感與核心自我評價的關系研究[J].現代職業教育，2019（16）：198-200.

[28]Ybarra M L，Mitchell K J，Palmer N A，et al. Online social support as a buffer against online and offline peer and sexual victimization among U.S. LGBT and non-LGBT youth[J]. Child Abuse & Neglect，2015，39（1）：123-136.

編輯/于 洪 終校/石 雪9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE