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1 引言

抑郁一直是一个全球性的问题，给人类的身心健康带来了极大影响。虽然近几十年来，社会发展快速，人们的生活质量和医疗水平大大提高，但据美国华盛顿大学健康指标与评估研究所（IHME）的数据显示，自1990年至2019年来全球以及中国的抑郁患病率仍在逐年上升，且中国的抑郁患病率上升速度较快，越来越接近全球平均水平。我国的一些相关调查数据也发现，近几年来国民抑郁的患病率不仅逐年上升，患病群体的年龄也呈现出年轻化趋势。2022年《国民抑郁症蓝皮书》数据结果显示，18岁以下的抑郁症患者占全国抑郁症患者总人数的30.28%。《中国国民心理健康发展报告（2021—2022）》提出学生群体的心理健康问题日益突出，且呈现出低龄趋势，我国青少年的心理健康面临着严峻挑战。因此，有必要关注青少年的抑郁问题。

生态系统理论指出，随着个体年龄的增长，其主要的生活场所逐渐由家庭转移到学校，此后学校开始成为除了家庭之外对个体影响最大的微观系统，同伴作为学校系统中的重要人物，是影响个体抑郁的关键因素[1]。根据人际风险模型[2]，如果学生在学校同伴关系紧张、遭受排斥或欺凌时，就会给其心理带来巨大的压力，这种压力性的人际体验能够诱发个体抑郁[3]。另外，也有研究显示，同伴侵害并不一定直接引发个体抑郁，可能通过提升个体的孤独感等消极情绪感受，使个体长期处于孤独感体验中，进而引发抑郁[4]。目前三个变量之间的预测关系尚未统一，且研究主要基于横断视角，难以做出时间逻辑上的因果判断。因此，本研究采用追踪数据的交叉滞后设计探究初中生同伴侵害、孤独感与抑郁的纵向关系，以期为提高初中生心理健康水平出谋划策。

1.1 同伴侵害与抑郁的关系

在初中阶段，同伴是个体获得归属感和社会支持的重要来源。同伴侵害作为一种消极的同伴关系，会导致青少年出现消极的自我认知和情感体验[5]。国外学者的元分析研究结果表明，在与同伴侵害相关的心理社会适应问题中，同伴侵害与抑郁的关联最强[6]，是青春期抑郁发生的重要预测因素［7］。并且青春期中的这种不良人际关系经历的影响具有延续性，会增加个体成年后的抑郁风险［8-10］。此外，还有学者通发现，抑郁同样也可以预测同伴侵害。根据抑郁的症状驱动模型，抑郁个体往往会表现出一些病理性特征，如低认知能力和社会交往能力[10]，这使得他们更容易经历不良同伴关系，遭受同伴侵
害[11]。目前有关同伴侵害和抑郁之间关系的研究大多基于横向视角。部分研究尝试从纵向视角出发，采用追踪数据探讨同伴侵害和抑郁之间的预测方向，但有研究者发现两者之间存在双向预测的关
系[12]，也有研究者仅得出单向作用的结论[10]。因此，关于同伴侵害与抑郁之间预测关系的结论存在分歧，有待进一步考察。

1.2 同伴侵害与孤独感的关系

孤独感是个体对自己现实的社会地位以及人际关系感到不满意而产生的消极情感[13]。根据该定义可以发现，人际关系状况是影响个体产生孤独感的重要因素。同伴侵害能够导致儿童的人际关系状况恶化，造成个体知觉到自己与他人缺乏接触，从而对自己的人际关系不满意，产生了孤独感这种消极的感受。大量关于同伴侵害后果的横断和纵向研究证实，同伴侵害确实会导致儿童青少年的孤独感增强[9]。
同样地，孤独感也可以导致同伴侵害，其作用原理与抑郁的症状驱动模型相似。研究发现，孤独症学生由于存在社交沟通缺陷、重复刻板行为、认知落后及情绪行为障碍等问题，比起普通学生以及其他障碍类型的学生更容易遭受同伴之间的欺凌和伤害［14］。因此，本研究假设同伴侵害与孤独感存在双向预测的关系。

1.3 抑郁与孤独感的关系

抑郁与孤独感的关系十分密切，多项元分析研究结果显示，它们存在中等程度的正相关［15，16］。而对于孤独感与抑郁之间的预测方向，有研究者发现孤独感是抑郁的先决风险因素，个体如果长期处于孤独感这种消极情感体验中就容易引发抑郁[4]。相反，基于症状中心论的观点，研究者发现，抑郁个体所表现出的情绪低落、社交欲望不强等特点是导致个体产生孤独感的关键[17]。目前已有研究者发现了抑郁和孤独感的双向作用关系[18]，从抑郁到孤独的路径以“情绪低落—需要独自一人”为特征，而从孤独到抑郁的反向路径则以“被忽视—感到悲伤”或“被忽视—快感缺乏”为特征。因此，本研究假设抑郁与孤独感同样存在双向预测的关系。

1.4 孤独感的中介作用

研究发现，同伴侵害除了直接引发抑郁情绪之外，还会通过引起青少年的孤独感进而诱发抑郁情绪[4]。受到同伴侵害的青少年通常会遭到特定同伴的孤立和排斥，缺少来自其他同伴的社会支持。根据社会支持理论[19]，不良人际关系会使得青少年与外在的联系减少，社会支持资源匮乏，导致强烈的孤独感，而长期、高强度的孤独感能够进一步诱发抑郁症[9]。同样，抑郁可能也会通过使个体孤独感水平提高进而导致同伴侵害。基于症状驱动模型，抑郁个体的情感冷漠、无意义感等病理性特征能够使个体远离社交，从而导致个体产生孤独感[10]，而孤独感这种对人际关系不满意的感受会让个体更加排斥他人，并拒绝或采用错误的方式与他人交往，进而导致同伴侵害[9]。因此，可以推测孤独感可能在同伴侵害与抑郁的双向预测关系间均起中介作用，并且可能存在跨时间的影响。基于此，本研究假设孤独感在同伴侵害与抑郁的双向预测关系间均起纵向中介作用。

以往诸多研究已经证明了同伴侵害、孤独感与抑郁之间有密切关联，但是目前三个变量之间的关系结论尚未统一，其中的纵向作用机制更有待探索。因此，本研究以初中生为被试，采用追踪数据的交叉滞后设计探究同伴侵害、孤独感与抑郁之间的纵向关系及其作用机制。

2 研究方法

2.1 研究对象

采取整群抽样，在学校的协助下，选取了安徽省芜湖市某所中学的初一、初二年级学生进行团体施测（考虑到初三年级学生升学压力较大，故不纳入调查）。第一次施测时间（T1）为2024年3月，由统一培训的心理学专业硕士生担任主试，调查开始时，主试告知被试研究目的和数据保密性，并寻求他们的同意，第一次施测共发1002份问卷。第二次施测时间（T2）为2024年6月，施测程序如前，共发放1017份问卷。按照身份信息将两次数据进行匹配，得到905份数据，共流失87名被试，流失率为8.77%。被试流失分析结果显示，两次都参加的被试与流失被试在性别（χ2=5.82，p=0.054>0.05）上的分布差异不显著，表明被试流失随机。最后，剔除不符合要求的问卷（剔除标准：所有题目选项一致、多题未选）120份，最终剩余匹配成功有效数据共785份。其中男生377人（48.0%），女生408人（52.0%），被试平均年龄为13.31±0.68岁。

2.2 研究工具

2.2.1 同伴侵害量表

采用迈纳德（Mynard）和约瑟夫（Joseph）编制[20]，张文新等人[21]修订的中文版同伴侵害量表，修订后的量表包含11个题项，包括身体侵害（3道题目）和关系侵害（8道题目）两个维度。所有题目均采用4点计分，“从未发生”到“经常发生”分别计以1~4分，得分越高表明个体遭受的同伴侵害水平越高。该量表被广泛应用，在中国青少年群体中有良好信效度[22]。在本研究中该量表两次测量的Cronbach’s α系数分别为0.88和0.91。

2.2.2 孤独感量表

采用海斯（Hays）和迪马特奥（DiMatteo）[23]简化后的孤独感量表，该量表共8个项目，单维结构，其中部分题目反向计分。项目均采用4点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计以1~4分。根据得分的高低来判断孤独感问题的严重性。陈维[24]等人在我国中学生群体中对ULS-8进行了信效度检验，发现该量表适用于测量我国中学生的孤独感。在本研究中该量表两次测量的Cronbach’s α系数分别为0.80和0.85。

2.2.3 病人健康问卷

采用以《精神疾病诊断与统计手册（第4版）》为标准编制而成的病人健康量表。量表共有9个项目，采用4点计分，从“完全没有”到“几乎每天”分别计以1~4分，得分越高说明个体的抑郁水平越高。该量表已成为国外基层卫生中心筛查抑郁症的首选工具之一，疫情后也被我国卫生健康委员会指定作为抑郁症筛查专用量表。研究表明，该量表在青少年群体中由良好的信效度[25]。在本研究中该量表两次测量的Cronbach’s α系数分别为0.87和0.90。

2.3 数据分析

采用SSPS 26.0对数据进行整理、描述统计及相关分析，使用Mplus8.0建立交叉滞后模型考察变量间的纵向关联。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究两次施测均采用学生自我报告的方法，因此需要对两次施测涉及的所有量表进行共同方法偏差检验。哈曼Harman单因子检验[26]结果表明，存在8个特征根大于1的因子，第一个因子解释的变异量为29.51%，低于40%的临界标准，即本研究不存在明显的共同方法偏差。

3.2 描述统计及相关分析

如表1所示，T1和T2时间点的同伴侵害、孤独感和抑郁各变量之间均存在显著正相关。

表 1 各变量描述统计和相关分析结果

Table 1 Describe the statistical and correlation analysis results of each variable

注：* p<0.05，** p<0.01，*** p<0.001，下同。

3.3 测量不变性分析

在进行交叉滞后分析前，分别建立同伴侵害、孤独感和抑郁两次测量的形态不变性（Configural Invariance）、单位不变性（Metric Invariance）和尺度不变性（Scalar Invariance）模型。结果如表2所示，各变量模型拟合指数均达到可接受的水平，且ΔCFI ≤ 0.01，ΔRMSEA ≤ 0.015，可以接受测量不变性假设[27]。因此同伴侵害、孤独感和抑郁均满足跨时间的形态不变性、单位不变性和尺度不变性，符合进行交叉滞后分析的条件。

表 2 各变量纵向测量不变性检验结果

Table 2 Longitudinal measurement invariance test results for each variable

3.4 交叉滞后模型检验

为了探究同伴侵害与初中生抑郁在纵向水平上的联系与作用机制，本研究构建了交叉滞后模型，如图1所示。结果显示该模型属于饱和模型，张莉等人[28]认为这可能是由于所有待估计的参数正好等于模型协方差矩阵中的元素，自由度为0，因此不再估计其拟合指数，关注其路径系数即可[29]。同伴侵害、孤独感和抑郁三个变量在T1和T2两个时间点的自回归路径均显著（β=0.64，p<0.001；β=0.59，p<0.001；β=0.59，p<0.001）。交叉路径显示，同伴侵害T1显著正向预测孤独感T2（β=0.06，p=0.04）和抑郁T2（β=0.07，p=0.009<0.01）；孤独感T1显著正向预测同伴侵害T2（β=0.07，p=0.03<0.05）和抑郁T2（β=0.12，p<0.001）；抑郁T1显著预测同伴侵害T2（β=0.08，p=0.008<0.01）和孤独感T2（β=0.18，p<0.001）。进一步通过性别多群组分析检验交叉滞后模型是否存在性别差异，结果发现，模型具有恒定性（p=0.72>0.05），说明初中生同伴侵害、孤独感和抑郁的交叉滞后模型不存在显著性别差异。

图 1 初中生同伴侵害、孤独感和抑郁的交叉滞后模型

Figure 1 Cross lagged model of peer victimization, loneliness, and depression among middle school students

3.5 纵向中介效应分析

根据方杰等人[30]推荐的纵向数据中介效应分析方法，对孤独感在初中生同伴侵害和抑郁之间的纵向中介作用进行检验。采用Bootstrap方法（N=5000）进行显著性检验。根据同伴侵害、孤独感和抑郁的交叉滞后模型结果显示，同伴侵害T1→孤独感T2路径系数为a=0.06，95%的置信区间［0.002，0.11］，孤独感T1→抑郁T2路径系数为b=0.12，95%的置信区间［0.06，0.19］，同伴侵害T1→抑郁T2路径系数为c’=0.07，95%的置信区间［0.02，0.13］，纵向中介效应a*b=0.0072，95%的置信区间［0.14，0.24］，说明纵向中介效应显著，且该中介效应为部分中介效应。同理，抑郁T1→孤独感T2路径系数为a=0.18，95%的置信区间［0.12，0.24］，孤独感T1→同伴侵害T2路径系数为b=0.07，95%的置信区间［0.01，0.13］，抑郁T1→同伴侵害T2路径系数为c’=0.08，95%的置信区间［0.02，0.15］，纵向中介效应a*b=0.0126，95%的置信区间［0.14，0.25］，说明纵向中介效应显著，该中介效应为部分中介效应。

4 讨论

本研究基于生态系统理论、人际风险模型和症状驱动模型，通过两个时间点的纵向设计，考察了初中生同伴侵害、孤独感和抑郁的纵向关系，以及孤独感在其中的纵向中介作用。

4.1 同伴侵害、孤独感和抑郁的关系

在横向视角上，相关分析结果显示，T1和T2时间点的同伴侵害与孤独感和抑郁均呈显著正相关，孤独感与抑郁呈显著正相关，与前人研究一致[4][9][10][12]。在纵向视角上，交叉滞后结果显示，在T1和T2时间点上同伴侵害与抑郁是相互预测的关系，该结果与假设一致，符合人际风险模型和症状驱动模型的观点。在初中阶段，同伴是个体重要的人际关系来源，遭受来自同伴的侵害会严重破坏初中生与同伴之间正常的社交关系，使他们感到被孤立和拒绝。这种社交排斥带来的压力会损害个体的自我认知和自尊。当频繁遭受同伴的攻击和贬低时，个体可能会逐渐内化这些负面评价，形成自我否定的思维模式，自信心和自我效能感水平降低[31]，对自己的未来感到悲观和无望。久而久之，这种消极的自我认知就会引发个体抑郁。相反，抑郁T1能够显著预测同伴侵害T2可能是因为抑郁会影响个体的社交功能，使其难以采用正确的社交手段正常地与同伴互动和建立良好关系，他们可能无法有效地表达自己的感受和需求，在与同伴产生矛盾时也无法妥善解决，从而加剧同伴之间的紧张关系，引发侵害行为。

结果显示，在T1和T2时间点上同伴侵害与孤独感同样是相互预测的关系。该结果与假设一致，其作用模式符合社会支持理论和症状驱动模型。社会支持理论强调个体在社会环境中所获得的支持对于其应对压力、解决问题和维持良好心理健康的重要性［19］。同伴侵害会使初中生对他人产生不信任和恐惧的情绪，从而减少与他人的接触和交流。但远离社交会让个体陷入孤独的困境，难以感受到来自他人的关心和温暖，最终导致个体孤独感水平升高。同时，同伴侵害还会导致原本可能提供支持、陪伴的同伴因为害怕牵连而远离被侵害者，从而引起个体孤独感水平升高。孤独感T1显著正向预测同伴侵害T2，这一结果可能的原因有：一方面，长期处于孤独感的个体可能因为难以理解他人的情感和意图，而出现一些异常的行为表现或者使用不恰当的社交手段，因此遭受同伴侵害；另一方面，强烈的孤独感可能使个体的情绪变得不稳定[32]，极端的情绪状态会让同伴感到难以相处，进而增加发生同伴侵害的可能性。

结果还显示，在T1和T2时间点上抑郁与孤独感是相互预测的关系。抑郁可以显著正向预测孤独感可能是因为抑郁状态下，个体会感到极度疲惫和缺乏精力，没有足够的体力去维持社交关系，并且也会因为缺乏兴趣而不去参与社交活动，由此导致孤独感水平升高。抑郁个体通常对自己持有过度负面的看法[33]，认为自己不被他人喜欢和接纳。这种自我贬低的思维模式会让他们在社交中感到自卑和不安，从而避免与他人建立深入的关系，进而导致孤独感水平升高。孤独感可以显著正向预测抑郁的可能原因与上述抑郁的作用模式相似，孤独感会导致个体出现对自己和外界环境的消极认知和情感，与他人联系减少使得个体无法排解心中的压力和痛苦，长时间处于这种状态会导致个体出现焦虑、抑郁等的精神类问题。

4.2 孤独感的纵向中介作用

纵向中介效应分析结果显示，孤独感T2在同伴侵害T1对抑郁T2的影响中起部分中介作用，该结果与前人研究一致[4]。这说明同伴侵害不仅直接对初中生的心理健康造成危害，使初中生直接产生焦虑、抑郁等问题，还可以通过导致初中生产生孤独感，使其抑郁水平提高。实验证据表明，人对其社会关系状况的感知可能起到一个支撑其社会自我的支架作用，这个支架的损坏会对自我的多个方面造成影响[34]。因此当个体面临同伴侵害时，其感知到人际关系状况恶化，造成个体知觉到自己与他人缺乏接触，缺少来自外界的社会支持，从而对自己的人际关系感到不满意，产生孤独的感受，长期体验高强度的孤独感进一步导致个体产生抑郁。

结果还显示，孤独感T2在抑郁T1对同伴侵害T2的影响中也起部分中介作用。初中生抑郁不仅能够直接影响其遭受的同伴侵害，还能通过提高孤独感水平导致其遭受更严重的同伴侵害。这一结果也验证了症状驱动模型，即抑郁个体自身具有的一些特质（如情感淡漠、自我否定、过度敏感等）会使其难以与同伴建立起亲密关系，提高其孤独感水平，而这种孤独感会被同伴识别为冷漠、怪异的表现，从而使一些不良同伴更容易对其进行欺凌和嘲笑。

以上结果提示教育工作者需要重视对初中生群体内的欺凌、侵害现象进行预防和干预。教育工作者在日常教学和管理中要尽力为学生创造一个安全、尊重和关爱的学习环境，鼓励学生合作学习，多参与小组等集体活动，减少学生之间的冲突和敌意[35]。同时，也要密切关注班级氛围和学生交往，及时发现和解决学生之间可预见的冲突矛盾，防止同伴侵害萌芽。对已发生的同伴侵害事件立即进行干预，以免学生因为经历过消极同伴关系产生孤独感、抑郁等负面情绪感受。此外，教育工作者要对学生进行定期的心理回访，了解初中生内心真实的情绪感受，及时帮助他们调整心理状态。对班级中孤独感和抑郁表现较为明显或严重的初中生更要给予关注，联合家长积极关注学生的心理健康，并配合专业的心理老师对他们进行心理干预，帮助他们建立积极良好的思维模式，提升他们的社交技能，推动这类学生与班级其他同学建立友谊。

5 结论

本研究通过两个时间点的纵向设计，考察了初中阶段同伴侵害、孤独感和抑郁的纵向关系，并检验了孤独感在其中的纵向中介作用，得到以下结论：（1）在T1和T2时间点上，同伴侵害与抑郁、孤独感，抑郁与孤独感均为双向预测的关系；（2）孤独感T2在同伴侵害T1对抑郁T2的影响中起部分中介作用，孤独感T2在抑郁T1对同伴侵害T2的影响中也起部分中介作用。

参考文献

[1] 郑研．师生关系对流动儿童心理健康的影响：一项追踪研究［J］．教育科学论坛，2022（8）：18-23．

[2] Rose A，Rudolph K．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．

[3] Merton R．Social structure and anomie［J］．American Sociological Review，1938，3（5）：672．

[4] 高毓婕，展望．青少年同伴侵害与抑郁情绪之间的关系：一个有调节的中介模型［J］．中小学心理健康教育，2022（18）：15-20．

[5] 王昕，陈亮，张洁，等．父母支持与青少年焦虑情绪的关系：同伴侵害的中介效应［J］．青少年学刊，2019（6）：3-7．

[6] Hawker D，Boulton M．Twenty years’Research on Peer Victimization and Psychosocial Maladjustment：a meta‐analytic review of cross‐sectional studies［J］．Journal of Child Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines，2000，41（4）：441-455．

[7] Adrian M，Jenness J，Kuehn K，et al．Emotion regulation processes linking peer victimization to anxiety and depression symptoms in adolescence［J］．Development and Psychopathology，2019，31（3）：999-1009．

[8] Schoeler T，Duncan L，Cecil C，et al．Quasi-experimental evidence on short- and long-term consequences of bullying victimization：A meta-analysis［J］．Psychological Bulletin，2018，144（12）：1229-1246．

[9] 郭海英，陈丽华，叶枝，等．流动儿童同伴侵害的特点及与内化问题的循环作用关系：一项追踪研究［J］．心理学报，2017，49（3）：336-348．

[10] 纪林芹，潘斌，王春燕，等．青少年早期同伴拒绝、同伴侵害与抑郁的关系：交叉滞后分析［J］．心理科学，2018，41（3）：579-585．

[11] 谢家树，魏宇民，ZHU Zhuorong．当代中国青少年校园欺凌受害模式探索：基于潜在剖面分析［J］．心理发展与教育，2019，35（1）：95-102．

[12] 陈子循，冯映雪，宋文莉，等．亲子分离与青少年同伴侵害和抑郁的关系：一项追踪研究［J］．心理发展与教育，2021，37（3）：429-438．

[13] Bauminger N，Kasari C．Loneliness and Friendship in High‐Functioning Children with Autism［J］．Child Development，2000，71（2）：447-456．

[14] Forrest D，Kroeger R，Stroope S．Autism Spectrum Disorder Symptoms and Bullying Victimization Among Children with Autism in the United States［J］．Journal of Autism and Developmental Disorders，2019，50（2）：560-571．

[15] Dunn C，Sicouri G．The Relationship Between Loneliness and depressive Symptoms in Children and Adolescents：A Meta-Analysis［J］．Behaviour Change，2022，39（3）：134-145．

[16] Hymas R，Badcock J，Milne E．Loneliness in Autism and Its Association with Anxiety and Depression：A Systematic Review with Meta-Analyses［J］．Review Journal of Autism and Developmental Disorders，2022，11（1）：121-156．

[17] Grygiel P，Dolata R，Humenny G，et al．Depressive symptoms and loneliness among early adolescents：a psychometric network analysis approach［J］．Journal of Child Psychology and Psychiatry，2023，65（2）：199-214．

[18] Wang S，Tang Q，Lv Y，et al．The Temporal Relationship between Depressive Symptoms and Loneliness：The Moderating Role of Self-Compassion［J］．Behavioral Sciences，2023，13（6）：472．

[19] Furman W，Buhrmester D．Children’s perceptions of the personal relationships in their social networks［J］．Developmental Psychology，1985，21（6）：1016-1024．

[20] Mynard H，Joseph S．Development of the multidimensional peer-victimization scale［J］．Aggressive Behavior，2000，26（2）：169-178．

[21] 张文新，陈亮，纪林芹，等．童年中期身体侵害、关系侵害与儿童的情绪适应［J］．心理学报，2009，41（5）：433-443．

[22] 曹衍淼，方惠慈，朱欣悦，等．BDNF基因、同伴关系与青少年早期抑郁：基于动态发展视角［J］．心理学报，2023，55（10）：1620-1638．

[23] Hays R，DiMatteo M．A Short-Form Measure of Loneliness［J］．Journal of Personality Assessment，1987，51（1）：69-81．

[24] 陈维，蒙秋芬，田雪，等．短式孤独感量表测评中学生的效度和信度［J］．中国心理卫生杂志，2021，35（7）：583-589．

[25] 胡星辰，张迎黎，梁炜，等．病人健康问卷抑郁量表（PHQ-9）在青少年中应用的信效度检验［J］．四川精神卫生，2014，27（4）：357-360．

[26] 周浩，龙立荣．共同方法偏差的统计检验与控制方法［J］．心理科学进展，2004（6）：942-950．

[27] Cheung G，Rensvold R．Evaluating Goodness-of-Fit Indexes for testing measurement invariance［J］．Structural Equation Modeling，2002，9（2）：233-255．

[28] 张莉，薛香娟，赵景欣．歧视知觉、抑郁和农村留守儿童的学业成绩：纵向中介模型［J］．心理科学，2019，42（3）：584-590．

[29] Steeger C，Gondoli D．Mother-adolescent conflict as a mediator between adolescent problem behaviors and maternal psychological control［J］．Developmental Psychology，2013，49（4）：804-814．

[30] 方杰，温忠麟，邱皓政．纵向数据的中介效应分析［J］．心理科学，2021，44（4）：989-996．

[31] 岳彦，朱峰，陆心传，等．同伴侵害对青少年抑郁发作患者非自杀性自伤的影响：自尊的中介作用［J］．神经疾病与精神卫生，2023，23（1）：18-24．

[32] 张春宇，丁艳丽，徐添喜．正念干预在孤独症个体情绪行为问题中的应用研究综述［J］．现代特殊教育，2023（16）：66-74．

[33] 张晴晴，陈婷婷，刘姗姗，等．负面评价恐惧对抑郁的影响：认知重评、表达抑制和社交焦虑的多重序列中介作用［J］．中国临床心理学杂志，2022，30（6）：1292-1296．

[34] 蒙杰．孤独感对抑郁情绪的影响：人格和BDNF基因Val66Met多态性的作用［D］．西南大学，2016．

[35] 何二林，叶晓梅，毛亚庆．学校氛围对留守儿童校园欺凌的影响机制研究［J］．教育学报，2022，18（3）：144-158．