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校园欺凌作为威胁青少年心理健康的重要因素，其与抑郁情绪的关联机制研究近年来受到广泛关注。尽管大量证据证实二者存在显著正相关，但其中介与调节路径的解析仍存争议。本研究以技工学校学生为研究对象，整合心理韧性中介与性别调节的双重视角，旨在揭示校园欺凌受害影响抑郁情绪的作用边界与群体差异，为高风险群体的精准干预提供理论支撑。

1 文献回顾

横断面与纵向研究共同表明，校园欺凌显著提升青少年抑郁风险。在普通中学生群体中，遭受校园欺凌的学生抑郁症状检出率高于未遭受欺凌行为的中学生（张秀红 等，2023），且欺凌频率与抑郁严重程度呈现剂量-反应关系（唐程梦 等，2022）。值得注意的是，角色分化研究揭示，兼具欺凌者与受欺凌双重身份的个体抑郁风险最高，显著高于单纯受欺凌者（王武宽 等，2021；刘小群 等，2021）。这种差异表明，欺凌经历可能通过引发心理应激反应与神经内分泌紊乱等多重机制加剧情绪障碍（李芳 等，2023；李艳艳 等，2021）。追踪数据进一步证实，基线校园欺凌可独立预测1～2年后抑郁症状的发生（范晖 等，2024），凸显其影响的持续性与累积性。

尽管直接探讨心理韧性中介作用的研究相对匮乏，但已有碎片化证据显示其潜在价值。理论模型指出，心理韧性可通过三重路径缓冲校园欺凌危害：其一，增强认知灵活性，抑制负性自动思维（苗瑞凯 等，2023）；其二，激活社会支持系统，改善情绪调节能力（王璐 等，2024）；其三，促进创伤后成长，重构自我效能感（郭燕兰 等，2024）。实证研究为此提供支持：高心理韧性个体在遭受欺凌后，抑郁症状发生率较低（李晴 等，2024），且干预实验证实，心理韧性训练可降低受欺凌小学生的焦虑水平（桑青松 等，2019）。然而，现有研究多聚焦普通中学生，针对技工学生群体的特殊性（如职业压力早期暴露、实践导向的教学环境）尚未深入探讨。

性别差异在欺凌—抑郁关联中呈现双重作用模式。症状学研究表明，女性受欺凌者抑郁检出率普遍高于男性（张红亚 等，2022；顾昉 等，2024），这可能与女性情绪内化倾向及社会期待压力相关（王垚，于增艳，2023）。但矛盾证据显示，男性心理韧性水平更低（郭蕊 等，2021），且更依赖外化行为应对压力（罗燕东 等，2024），暗示男性抑郁风险可能存在测量盲区。机制研究进一步揭示，性别可能调节心理韧性保护效应的作用节点：男性倾向借助技能掌握增强心理韧性，而女性可能在心理韧性提升方面可能表现出不同特点（郭燕兰 等，2024）。这种性别特异性路径在技工学生中可能更为显著，因其教育环境强化了传统性别角色认知（如男生侧重机械操作、女生偏向服务类技能）。

既有研究存在三个关键局限：第一，心理韧性中介模型多基于线性假设，忽视了技工学生群体独特的生态风险（如早期职业倦怠、师徒制权力关系）；第二，性别调节效应分析仅停留在症状差异层面，缺乏对中介路径异质性的动态解析；第三，尚未建立整合中介与调节效应的理论框架，难以解释“欺凌—心理韧性—抑郁”链的群体分化机制。本研究通过构建双阶段调节中介模型，重点探讨：（1）心理韧性在技工学生欺凌受害与抑郁间的中介强度；（2）性别对该中介路径前半段（欺凌→心理韧性）与后半段（心理韧性→抑郁）的差异化调节模式。研究结果将突破现有理论对保护因子普适性的认知局限，为开发性别适配的韧性干预方案提供实证依据。

2 研究方法

2.1 研究对象

本研究采用方便抽样结合整群抽样的方法，于2024年9月选取山东省某技工学校在校生作为研究对象。以班级为单位进行问卷发放，共邀请357名学生参与调查。数据采集过程由经过统一培训的主试人员与班主任共同监督，强调匿名性原则与自主作答要求。最终回收有效问卷300份（有效率84.0%），其中，男性124人（占41.3%），女性176人（占58.7%），年龄分布在15～18岁（M=16.5±1.2）。样本涵盖机械加工（43.3%）、电子信息（32.0%）、现代服务（24.7%）三大专业类别，基本能够反映技工学校学生群体的人口学特征。

2.2 研究工具

2.2.1 多维校园霸凌受害量表

采用何壮等（2022）修订的四维结构量表，该量表包含直接霸凌（6题）、间接霸凌（5题）、评价霸凌（5题）、关系霸凌（6题）共计22个条目。采用Likert 4级计分法（1=从未发生，4=非常频繁），总分越高表明受害程度越严重。经检验，各维度Cronbach’s α介于 0.794～0.902，各维度组合信度（CR）介于0.846～0.906，平均方差抽取量（AVE）介于0.525～0.654，各项指标均符合测量学要求。

2.2.2 心理韧性量表

基于胡月琴与甘怡群（2008）开发的五维模型，经项目分析，删减因子载荷低于0.40的3个条目（11、23、26题）后，保留目标专注（5题）、情绪控制（5题）、积极认知（4题）、人际协助（4题）四个有效维度。采用5点计分方（1=完全不符合，5=完全符合），修订后量表整体Cronbach’s α系数为0.879，各维度α系数介于0.773～0.892，组合信度（CR）介于0.718～0.895，平均方差抽取量（AVE）介于0.600～0.635。因家庭支持维度的信效度未达标准（AVE=0.316），在后续分析中予以剔除。

2.2.3 抑郁症状量表

选用王极盛（1997）编制的中学生心理健康量表中的抑郁分量表，该量表包含6个条目。采用5级评分法（1=无，5=严重），总分越高表明抑郁程度越重。在本研究中，该量表内部一致性系数为0.861，组合信度为0.867，AVE值为0.528，各项指标均符合心理测量学标准。

2.3 数据采集与分析

本研究采用标准化数据采集流程：（1）主试人员统一培训，确保施测程序一致性；（2）纸质问卷现场发放回收，作答时间控制在10～25分钟；（3）数据双录入校验，异常值采用箱线图法识别处理。统计分析方法包括：（1）描述性统计：报告连续变量的最大值、最小值、平均数、方差等。（2）差异检验：针对二分类变量，采用Mann-Whitney U检验。（3）中介效应分析：基于Bootstrap法（重复抽样1000次）构建偏差校正置信区间。（4）调节效应检验：运用多群组结构方程模型比较路径系数差异。数据分析使用SPSS 26.0与Amos 26.0完成，显著性水平设定为α=0.05（双侧）。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差控制

本研究通过多方法检验共同方法偏差问题：首先采用Harman单因子检验，未旋转探索性因子分析提取的14个因子中，首因子方差解释率为27.50%（<40%阈值），旋转后首因子解释率降至15.14%，未出现单一因子主导现象；其次构建验证性因子分析嵌套模型，单因子基准模型（χ2/df=13.40）与理论多因子模型（χ2/df=11.46）的卡方差异显著（Δχ2（6）=3158.43，p<0.001），拒绝单因子模型优越性假设；最后运用潜在控制因子法，在特质因子模型基础上引入方法因子后，模型拟合指标变化量均低于临界标准（ΔCFI=0.056<0.1，ΔRMSEA=0.005<0.05，ΔSRMR=0.019<0.05）。三阶段检验结果相互印证，表明研究变量间的关系未受到严重共同方法偏差干扰（汤丹丹，温忠麟，2020），后续中介与调节效应分析具有统计学效度保障。

3.2 描述性统计数据分析

校园欺凌受害呈现右偏尖峰分布（偏度=2.464，峰度=6.377），进一步分析发现88%学生受害程度低（聚类中心23.53），仅1.3%遭受严重欺凌（中心56）；心理韧性分布接近正态（偏度=0.754，峰度≈0），但个体差异显著（SD=11.119）；抑郁呈右偏分布。

表 1 各变量描述性统计（N=300）

Table 1 Descriptive statistics of variables (N=300)

3.3 变量正态性与相关分析

K-S与S-W检验结果显示所有变量p<0.001，拒绝正态分布假设，支持使用非参数统计方法。

校园欺凌受害总分与心理韧性总分呈强负相关
（r=-0.377，p<0.01），心理韧性总分与抑郁负相关最强（r=-0.528）。关系霸凌与间接霸凌相关性最高（r=0.740，p<0.01）。

表 2 Spearman相关系数矩阵

Table 2 Spearman correlation coefficient matrix

3.4 性别差异分析

如表3所示，不同欺凌类型的性别差异呈现显著分化。间接霸凌（Z=-3.563，p<0.001，r=0.21）与关系霸凌（Z=-2.914，p=0.004，r=0.17）存在显著性别差异，女生受害程度更高（秩均值分别高于男生25.29和23.42），效应量达小到中等水平，暗示女性更易遭受社交排斥、谣言攻击等隐性欺凌。相比之下，直接霸凌（p=0.359）及评价霸凌（p=0.488）无显著性别差异，且效应量微弱（|r|<0.05），表明肢体冲突或能力贬损类欺凌的性别偏好较弱。值得注意的是，尽管部分维度存在性别分化，校园欺凌总受害水平（p=0.724）却未显现显著差异，可能因不同类型欺凌的性别风险方向相抵所致，提示总分指标可能掩盖亚群体特征，需分维度制定干预
策略。

表 3 校园欺凌受害各维度的性别差异比较

Table 3 Gender differences in dimensions of school bullying victimization

如表4所示，男女生在心理韧性各维度呈现差异化表现。其中，积极关注（p=0.002）和心理韧性总分（p=0.005）存在显著性别差异，男生得分显著高于女生，其效应量r分别为0.181和0.163，属于中等效应水平。目标专注（p=0.089）和人际协助（p=0.070）维度呈现边缘显著差异，男生的秩均值同样更高。情绪控制维度未达显著差异（p=0.278）。其中，积极关注维度的Z值绝对值最大（-3.131），表明该维度性别差异的统计学效力最强。

表 4 心理韧性各维度的性别差异比较

Table 4 Gender differences in dimensions of psychological resilience

3.5 心理韧性的整体中介效应

Bootstrap检验（重复抽样1000次）结果表明：间接效应（IE：校园霸凌受害→心理韧性→抑郁）为0.082（SE=0.012），占总效应（TE=0.261）的31.4%（95% CI［23.9%，40.7%］），表明心理韧性通过削弱青少年的心理资源间接加剧抑郁症状；直接效应（DE：校园霸凌受害→抑郁）为0.179（SE=0.023），占总效应的 66.2%（95% CI［55.8%，75.7%］），说明校园霸凌行为本身对抑郁的即时伤害更为显著（IE/DE=0.458）；总效应（TE）的稳健性（Z=10.038，p<0.001）验证了模型解释力，心理韧性的部分中介作用具有统计学意义（95% CI未包含0）。

表 5 心理韧性中介效应检验

Table 5 Mediation effect test of psychological resilience

Bootstrap法，N=1000次，进一步分解心理韧性维度发现：情绪控制（IE1=0.033，95% CI［0.020，0.051］）贡献最大，占间接效应总量（TIE=0.088）的 37.1%，表明情绪调节能力缺失是欺凌诱发抑郁的核心机制；积极认知（IE4=0.030，95% CI［0.011，0.054］）与目标专注（IE3=0.020，95% CI［0.007，0.046］）分别占33.7%和22.1%，反映乐观态度与目标导向思维的缓冲作用；人际协助（IE2=0.006，95% CI［-0.004，0.021］）的中介作用未达显著性（p<0.05），提示同伴支持未能有效缓解欺凌的抑郁风险。维度间差异检验：情绪控制的间接效应显著强于人际协助（Δ=0.026，95% CI［0.007，0.048］）；情绪控制与目标专注（Δ=0.013，p<0.05）、积极认知（Δ=0.003，p<0.05）无统计学差异，反映情绪调节在路径中的主导性。校园欺凌受害通过削弱青少年的情绪控制、积极认知及目标专注能力间接加剧抑郁，其中情绪调节机制的路径贡献最大（37.1%）。尽管心理韧性干预可阻断约1/3的负面效应（IE=31.4%），但直接效应仍占主导（DE=66.2%）。

表 6 心理韧性各维度在校园霸凌受害与抑郁间的中介效应检验及比较

Table 6 Mediation effects and comparisons of psychological resilience dimensions on the relationship between school bullying victimization and depression

3.6 性别调节效应检验

校园欺凌受害→心理韧性路径存在显著性别差异（临界比值=3.182，p<0.05）：男性组标准化系数更高（-0.423 vs. -0.296），表明男性遭受欺凌后心理韧性下降幅度显著大于女性（Z值绝对值：4.141 > 2.874），即男性心理韧性对欺凌的敏感性更强。心理韧性→抑郁路径无性别差异（临界比值=-0.631，p>0.05）：两性中心理韧性对抑郁的抑制作用均显著（男性β=-0.6，Z=-6.179；女性β=-0.371，Z=-3.535），但男性心理韧性的保护效应更强（系数绝对值差异达0.229）。校园欺凌受害→抑郁的直接效应无性别差异（临界比值=0.306，p>0.05）：女性受欺凌对抑郁的直接效应更明显（β=0.347 vs. 0.172），但差异未达统计学显著性（Z值：4.924 vs. 2.125）。潜变量模型跨组比较显示，性别调节效应显著（Δχ2=10.548，p=0.001），说明欺凌对心理健康的损害机制存在性别分化，差异主要由“欺凌→心理韧性”路径
驱动。

为了揭示性别如何调节心理韧性对校园欺凌受害的影响，根据心理韧性的取值分成高、中、低三个组，绘制如图1所示的交互作用图。

表 7 校园欺凌受害致抑郁心理机制的性别差异路径分析

Table 7 Gender differences in path analysis of psychological mechanisms linking school bullying victimization to depression

注：潜变量同步检验Δχ٢=١٠.٥٤٨，Δdf=1，p=0.001值；**表示p<0.05。

图 1 性别调节作用图

Figure 1 Gender moderation effect diagram

数据显示，性别显著调节了校园欺凌受害对心理韧性的影响：在低欺凌水平时，女性心理韧性总分低于男性；但随着欺凌程度加剧，男性心理韧性呈现更剧烈的下降趋势，当欺凌水平最高时，男性心理韧性已略低于女性。这表明男性面对持续欺凌时心理资源损耗更为显著，性别对“校园欺凌受害—心理韧性”关系产生“脆弱性调节”作用，即男性在遭受高频率欺凌时，其心理韧性保护机制比女性更易失效。

4 讨论

4.1 心理韧性维度分化与“资源耗竭型”中介机制

本研究通过构建“校园欺凌受害→心理韧性→抑郁”的中介模型，系统揭示了技工学校学生群体中心理韧性的动态中介机制及性别的调节效应。研究结果不仅验证了校园欺凌对抑郁症状的直接创伤效应（直接效应占比66.2%），更发现心理韧性具有“资源耗竭型中介”特征——即欺凌经历通过削弱心理韧性间接加剧抑郁症状（间接效应占比31.4%），这一发现与普通中学生群体研究结论（王璐等，2024；裴婷昊，2024）形成理论呼应（王璐 等，2024；裴婷昊，2021），但中介贡献率较已有研究更高，可能源于技校学生兼具青春期心理波动与职业发展压力的双重脆弱性。

研究进一步发现，心理韧性各维度贡献度呈现显著分化：情绪控制（37.1%）与积极认知（33.7%）构成核心路径，而人际协调的中介作用未达显著水平（95%CI包含0），这与卢丹丹等（2024）的调节效应结论形成互补（卢丹丹 等，2024），表明心理韧性对抑郁的缓冲主要通过个体内在情绪调节与认知重构实现，而非外部社会支持。与普通青少年群体中社会支持起缓冲作用的研究（裴婷昊 等，2024）形成鲜明对比，可能揭示技校学生的特殊心理机制——在职业教育竞争压力下，同伴关系更多呈现工具理性特征，致使人际支持的情感缓冲功能弱化，凸显情绪自我调节与认知重构的关键价值。

4.2 性别调节的双重悖论

研究揭示了性别在“欺凌—心理韧性—抑郁”路径中的复杂调节机制。一方面，男性表现出“高基线-高损耗”的心理韧性特征：初始心理韧性水平显著高于女生（秩均值167.34 vs. 138.64），但遭受欺凌后下降幅度更大（β=-0.423 vs. -0.296），与郭蕊（2021）关于男性心理资源易损性的发现一致（郭蕊 等，2021）。这种矛盾可能源于社会性别角色期待的内在冲突——传统男性气概规范要求其维持“坚强”表象，但情感表达渠道的堵塞导致心理韧性系统更易在持续压力下崩溃。另一方面，男性心理韧性对抑郁的保护效应更强（β=-0.6 vs. -0.371），形成“脆弱性优势”的特殊模式，暗示男性心理韧性可能具有“阈值效应”：当韧性资源未完全耗竭时，其抗压效能更为显著，但一旦突破临界点则引发更严重的心理失能。这一发现为解释男性抑郁症状“低报告率、高严重性”的流行病学特征（熊玲玲，2024）提供了机制性解释（熊玲玲 等，2024）。

4.3 欺凌类型的性别分化

研究证实了隐性欺凌的性别特异性：女生在关系霸凌（效应量r=0.17）和间接霸凌（r=0.21）中的受害程度显著高于男生，其中间接霸凌的性别差异效应量是直接欺凌的4.2倍。这与冯永刚等（2022）关于女生校园欺凌的研究结论相一致（冯永刚，温晓情，2022），但作用机制存在差异——技校环境中，女性更易因职业竞争力焦虑成为社交排斥的靶点，而男性则因技能表现压力遭受更多能力贬损型评价霸凌。值得注意的是，尽管分维度存在显著差异，欺凌总分的性别差异被中和（p=0.724），提示传统总分指标可能掩盖亚群体特征，亟待建立分类型、分性别的动态监测体系。

4.4 实践干预的三重转向

研究发现对校园欺凌干预实践具有重要启示：一是对象精准化，针对男性群体建立“韧性维护”计划，利用VR严肃游戏模拟高压力情境，重点训练情绪控制阈值反应；对女性群体开发“隐性欺凌识别”模块，通过认知行为疗法重构社交认知图式（刘硕 等，2021）。二是路径分阶化，在欺凌发生初期（1～2周），优先采用正念训练稳定情绪控制功能（许树艳 等，2022）；在持续受害阶段（>4周），启动认知重构（陆菁，2021）干预，重点修正“欺凌内归因”等消极认知模式。三是载体创新化，借鉴“数字交互培育”模式（倪士光 等，2024），开发性别定制化App，通过算法识别欺凌敏感期，推送情境适应性心理训练内容，如为男性设计“压力熔断”虚拟情景，为女性设计“关系网络可视化”工具。

本研究存在三方面局限。首先，横断面设计难以确证变量间因果关系，后续可采用经验取样法进行动态追踪；其次，样本局限于东部地区技校学生，对西部民族地区及特殊群体（流动儿童、留守学生）的普适性需进一步验证；最后，性别调节的深层文化机制需通过混合研究深入探讨，特别是传统性别观念与现代职业期待的冲突如何影响心理韧性发展。

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