學校反欺凌氛圍對教師預防型干預行為的影響：干預信念的中介作用

張桂蓉，張 穎，顧 妮

(中南大學 a.公共管理學院; b.社會穩(wěn)定風險研究評估中心，湖南 長沙 410075)

一、問題的提出

校園欺凌會給青少年的成長造成一系列負面影響，輕則影響青少年的學業(yè)表現(xiàn)，[1]重則導致青少年抑郁，甚至出現(xiàn)自殺傾向或自殺行為。[2]2016年至今，國家相關部門出臺了系列方案和意見，為治理校園欺凌提供指導。我國四省15歲學生欺凌發(fā)生率從2015年的22.5%降至2018的17.7%。[3]校園欺凌行為雖然得到一定遏制，但校園欺凌依然是校園安全工作中需要重點關注的問題。據(jù)《中國應急教育與校園安全發(fā)展報告》基于權威媒體報道的校園安全事件的不完全統(tǒng)計，2016—2020年，我國校園欺凌事件在校園安全事件中占比分別為11%[4]、24.75%[5]、35%[6]、14.65%[7]、30.43%[8]。學校是治理校園欺凌的基本單位[9]，各級各類學校相繼開展了形式多樣的預防校園欺凌主題活動。這些主題活動營造的反欺凌氛圍能夠有效降低學生欺凌的發(fā)生率[10]，增加學生干預欺凌的意愿[11]和積極性[12]，與學生的親社會行為存在相關性[13]。學校反欺凌氛圍的營造依靠教師正確有效地執(zhí)行反欺凌政策，教師對欺凌行為的有效干預是減少校園欺凌現(xiàn)象的關鍵因素，[14]教師在校園欺凌發(fā)生前采取的預防型干預行為能夠從源頭上遏制校園欺凌。那么，教師會采取哪些預防型干預行為，影響其干預行為的因素有哪些？國內(nèi)相關研究尚未形成實證報告。國外學者重視校園欺凌防控方案有效性的研究，對教師干預行為的研究側重教師在校園欺凌發(fā)生后的干預行為；[15]在個體因素與教師預防型干預行為的相關性研究中多關注個體屬性與欺凌干預行為的相關性，[16-18]教師校園欺凌干預信念對校園欺凌防控方案效果的影響，[19]缺乏對教師欺凌干預信念、校園反欺凌氛圍、教師預防型干預行為之間結構關系的關注，更沒有關注教師欺凌干預信念、校園反欺凌氛圍對不同類型預防型干預行為的影響差異。因此，本研究擬通過問卷調(diào)查，運用結構方程，探索教師預防型欺凌干預行為的影響因素。

二、理論回顧與研究假設

(一)教師預防型干預行為

發(fā)生校園欺凌時，教師往往是學生最先接觸到的成年人，[20]如果教師及時打破校園欺凌情境，就能夠防止欺凌的進一步惡化，[21]使校園欺凌的旁觀者更有可能為受害者辯護，抵制欺凌[22]。根據(jù)教師在校園欺凌干預中的主動程度可以將教師的行為分為積極的干預行為和消極的干預行為。積極的干預行為指在校園欺凌事件發(fā)生前，對學生進行預防教育或密切關注有欺凌風險的學生；消極的干預行為指教師在校園欺凌事件發(fā)生后采取懲罰型、冷漠型和溫和型三種措施[20，23]對欺凌他人的行為進行干預。這種劃分方法考慮到了教師在校園欺凌干預中的個人能動性特點。

世界衛(wèi)生組織對校園欺凌干預行為的類型進行了較為全面的總結，根據(jù)干預行為發(fā)生的階段和影響的范圍將校園欺凌干預行為分為三種類型：(1)普遍預防行為，這種干預措施面向全校所有學生，包括制定學校反欺凌政策，面向教師、家長和學生開展校園欺凌主題培訓等，以降低學生卷入欺凌的風險，提升其應對技能；(2)選擇預防行為，主要指對具有卷入欺凌風險的學生實施行為管理等；(3)直接干預行為，即對欺凌者和受欺凌者實施專門設計的沖突調(diào)解方案。[24-25]由于直接干預行為要根據(jù)欺凌者或者受欺凌者的具體情況而定，更適合個案研究。因此，本文主要關注教師預防型干預行為，教師預防型干預行為是一種積極干預行為，主要包括教育行為和關注行為兩種類型。

(二)教師校園欺凌干預信念與預防型干預行為

教師預防型干預行為是一種特殊的教育行為。教師教育行為總是以一定的教學思想和信念為先導，雖然有些信念常常不被教師所意識到，也不一定能清晰地表達出來，[26]但是，教師的信念對其教育行為具有評價和導向功能。[27]“信念”是個體憑借個體經(jīng)驗或借鑒他人經(jīng)驗形成對因果關系的認知與判斷，以及在此基礎上形成的路徑選擇。[28]他人行為和自我效能感促進教師干預校園欺凌信念的形成。如果教師們相信學校里的其他人也可能干預校園欺凌，他們就更愿意采取校園欺凌干預行為。[29]Van Verseveld采用元分析的方法對已有研究文獻進行分析后指出，當干預方案中包含了強化教師態(tài)度、主觀規(guī)范、自我效能、知識和技能等要素時，反欺凌方案的有效性可能會增加。[19]Brennan也指出，自我效能感是影響教職工干預行為的重要因素。[30]Kallestad發(fā)現(xiàn)教師對校園欺凌干預重要性的信念是反欺凌項目實施效果的重要預測因素。[31]Tsaskia證明教師對干預欺凌的信心越高[32]、自我效能感越高[33]，干預校園欺凌的頻率越高。由此我們提出假設：

H1：教師的干預信念會對教師預防型干預行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H1a：教師的干預信念會對教師教育行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H1b：教師的干預信念會對教師關注行為產(chǎn)生顯著正向影響。

(三)學校反欺凌氛圍與教師預防型干預行為

社會認知理論認為個體、環(huán)境和行為相互作用，構成一個三元交互決定系統(tǒng)。[34]個體具有主觀能動性，即個體會不斷對外部環(huán)境、自身條件進行評價，形成相關預期方案，采取實現(xiàn)目標的行動。Baraldsnes對影響教師按照OBPP(Olweus Bullying Prevention Program)手冊執(zhí)行干預校園欺凌措施的個體和學校環(huán)境因素進行分析后指出，教師的欺凌預防工作與其對學校氛圍的評價間存在顯著的正相關關系。[35]可以判斷，教師干預欺凌的行為會受到學校反欺凌氛圍的影響。由此我們提出如下假設：

H2：學校反欺凌氛圍會對教師預防型干預行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H2a：學校反欺凌氛圍會對教師的教育行為產(chǎn)生顯著正向影響。

H2b：學校反欺凌氛圍會對教師的關注行為產(chǎn)生顯著正向影響。

(四)干預信念的中介作用

教師行為是動態(tài)變化的，其教育信念及行為不斷受到各種外界環(huán)境因素的影響與制約，這些環(huán)境因素與教師自身因素的不斷交互作用塑造了教師特有的教育信念和教學實踐行為。[36]Sibel從建構主義的研究視角指出，教師的信念是個體與社會環(huán)境交互作用的產(chǎn)物，教師的教育信念會受到外部環(huán)境的影響。[37]在外部條件一定的情況下，不同的個體行為信念會對個體行為產(chǎn)生不同的影響，外部環(huán)境對干預行為的影響也會通過個體行為信念的強弱影響到個體行為。教師對學校安全氛圍的感知程度與個體信念之間存在顯著正相關關系，而擁有積極信念的教師更有可能干預欺凌行為。[38]由此提出研究假設：

H3：學校反欺凌氛圍會對教師的干預信念產(chǎn)生顯著正向影響。

H4:干預信念在反欺凌氛圍與教師預防型干預行為的關系中起到中介作用。

H4a:干預信念在反欺凌氛圍與教師教育行為的關系中起到中介作用。

H4b:干預信念在反欺凌氛圍與教師關注行為的關系中起到中介作用。

(五)模型構建

綜上所述，本文總體研究框架如圖1所示。

圖1 教師預防型干預行為的影響因素模型

三、研究設計

(一)變量測量與預測試

由于相關變量的測量缺乏成熟量表，本文在文獻研究、中小學教師深度訪談和專家咨詢的基礎上，結合校園欺凌治理相關政策內(nèi)容設計變量測量題項。初始問卷涉及干預信念、學校反欺凌氛圍、教師教育行為與教師關注行為4個變量，共計27個題項，其中被試者基本信息9個題項，教師預防型干預行為量表8個題項，教師干預信念量表6個題項，學校反欺凌氛圍量表4個題項。

學校反欺凌氛圍是本次研究的前因變量。一般來講，學校氛圍可以通過客觀指標或者主觀指標來測量，客觀指標主要是學校的客觀特征，如學校規(guī)則、行為規(guī)范、學習實踐活動、安全管理制度等方面[39]。學校反欺凌氛圍客觀層面的測量指標來自學校的反欺凌制度和專題活動，主觀層面的測量指標來自教師和學生的評價。本研究聚焦學校反欺凌氛圍對教師干預校園欺凌行為的影響，主要考慮教師對學校反欺凌氛圍的感知，教師對學校反欺凌氛圍的感知取決于學校的規(guī)章制度和反欺凌專題活動，學校反欺凌政策內(nèi)容的廣度和學校組織的針對學生、家長和教師開展的反欺凌專題活動的頻度，作為客觀指標能夠呈現(xiàn)學校反欺凌的規(guī)范、價值目標、對教師反欺凌行為的約束程度，反欺凌的組織機構以及教師、家長、學生參與反欺凌活動的程度。根據(jù)中國的實際情況，以學校反欺凌制度的制定和執(zhí)行情況為調(diào)查切入點，參考各省市制定的中小學校園欺凌的整治方案和教育部等十一個部門聯(lián)合印發(fā)的《加強中小學生欺凌綜合治理方案》的內(nèi)容，以及中小學教師的深度訪談結果，構建學校反欺凌氛圍測量指標，主要包括：(1)F1：學校反欺凌政策內(nèi)容的廣度，包括組建學生欺凌治理委員會、建立欺凌受害心理輔導中心、制定防治學生欺凌工作各項規(guī)章制度(干預流程和處罰規(guī)定)、明確教師在應對欺凌中的責任、將校園欺凌納入到教師學年考核評價中、針對反欺凌行為進行宣傳(張貼或者在電子屏幕、黑板、校報等處顯示反欺凌標語)、增加學校安全保障設施(如安裝電子監(jiān)控、緊急報警裝置等)；[40](2)F2：針對學生的宣傳教育，包括升旗儀式講話、主題班會、專門課程、專題講座等；(3)F3：針對家長的宣傳教育，包括在線宣傳、主題班會、專題講座等；(4)F4：針對教師的宣傳教育，包括在線宣傳、資料發(fā)放、專業(yè)培訓、職工會議等。F1 按照學校政策方案的內(nèi)容多少進行加總求和來測量，沒有制定相關政策計1分，包含其中一項內(nèi)容的計2分，依此類推，六項全部包含的計為7分，后將7分計分方式按照5分制計算最后得分。學生(F2)、家長(F3)、教師(F4)的宣傳教育情況按照頻率(從未=1分、一次=2分、一學期一次=3分、一學期兩次=4分、一學期三次及其以上=5分)進行測量。

教師校園欺凌干預信念是本次研究的中介變量。計劃行為理論認為一個人采取行為的意圖受到三個因素的影響：對行為的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制；Ajzen在其研究中提出信念是引起群體行為改變的關鍵因素，態(tài)度、規(guī)范、感知行為控制等往往是由信念這一深層次因素所控制；[41]Heuckmann等[42]將教師的教育信念分為態(tài)度信念、規(guī)范信念與感知行為控制信念。

本研究在以往研究的基礎上將教師干預信念界定為教師對校園欺凌進行干預的個體看法和認知，具體包括教師了解干預校園欺凌的知識/方法的程度、對干預手段解決校園欺凌問題的必要程度的評價、對干預手段解決校園欺凌問題的有效性的評價、對其他教師干預欺凌努力程度的評價、對自身成功干預校園欺凌的信心、家人和朋友的關注對干預校園欺凌態(tài)度的影響。教師干預信念變量采用10分制(1分=非常少/非常小/非常低，10=非常多/非常大/非常高)進行測量。

校園欺凌預防型干預行為是本次研究的結果變量。參照世界衛(wèi)生組織對校園欺凌干預行為的劃分標準，將教師的預防型干預行為分為關注行為和教育行為。根據(jù)中國中小學校校園欺凌預防的具體措施，教師的教育行為主要包括組織學生觀影(或短視頻)、校園欺凌案例教育、情景模擬教育，該變量通過教師采用何種方式及每種方式采用的頻率進行測量。教師的關注行為主要表現(xiàn)為對特殊學生的關注程度，特殊學生依據(jù)其是否具有卷入校園欺凌風險的因素判斷，一般來講，家庭情況特殊(如離異/單親家庭/家庭經(jīng)濟特別困難)、身體情況特殊(如特別肥胖/瘦弱)、行為異常(如沒有朋友)、情緒異常(如低落)和學習表現(xiàn)異常(成績突然下降)等[40，43]的學生具有卷入校園欺凌的風險。教師的關注行為按照關注程度進行打分(很少=1分、比較少=2分、一般=3分、比較多=4分、非常多=5分)。

此外，教師的性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級、任教區(qū)域等個體特征也會對教師校園欺凌預防型干預行為產(chǎn)生一定的影響，因此本研究將它們作為控制變量。

考慮到量表存在自制導致權威性不足的缺點，我們基于收集到的141份預測試調(diào)查數(shù)據(jù)對量表進行信效度檢驗與探索性因子分析。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)原變量測量條目存在調(diào)整的空間：測量條目F1(學校執(zhí)行反欺凌政策方案內(nèi)容)、B6(是否有必要采取干預措施)及IF5(身材弱小或肥胖)影響問卷整體的信度，將其刪除后發(fā)現(xiàn)整體信度有所提高，最終形成本次研究的正式問卷。各變量測量條目如表1所示。

表1 教師校園欺凌預防型干預行為量表的正式測量題項

(二)數(shù)據(jù)收集與樣本基本情況

本次研究以安徽、湖南、江蘇、湖北等23個省市的中小學教師為調(diào)查對象，具體包括校長、學校行政人員、班主任和任課教師。問卷通過熟識的教育系統(tǒng)工作人員發(fā)放，調(diào)查對象借助問卷星系統(tǒng)填寫問卷，共回收427份問卷，回收率100%。

問卷回收后，按照三個標準對問卷進行篩選：第一，作答時間是否短于三分鐘；第二，作答結果是否存在邏輯錯誤；第三，是否存在所有作答結果完全相同的問卷。最終，我們剔除了無效問卷27份，共得到有效問卷400份，問卷有效率達93.7%。被試者的基本情況如表2所示。

表2 調(diào)查對象基本信息統(tǒng)計表

(三)數(shù)據(jù)分析方法

本研究采用SPSS 23.0與AMOS26.0統(tǒng)計軟件完成數(shù)據(jù)處理工作。數(shù)據(jù)分析程序如下：(1)采用內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)評價量表信度；(2)采用驗證性因子分析量表效度；(3)采用描述性分析考察學校反欺凌氛圍、教師干預信念、教師預防型干預行為的整體狀況；(4)采用單因素方差分析考察教師校園欺凌預防型干預行為的差異；(5)采用相關性分析考察變量間相關系數(shù)；(6)采用結構方程模型進行假設檢驗。

四、研究結果

(一)量表信度與效度

在數(shù)據(jù)處理之前，首先進行信效度檢驗。在信度方面，采用內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)評價量表信度，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)學校反欺凌氛圍量表的信度為0.882，教師干預信念的信度為0.815，教師教育行為的信度為0.924，教師關注行為的信度為0.91。各變量量表具有較高的信度，全部滿足測量的要求。

在結構效度方面，采用方差最大旋轉(zhuǎn)主成分分析法發(fā)現(xiàn)整體效度較好：學校反欺凌氛圍的三個題項較好地收斂于一個因子，其KMO值為0.773(2=402.075，p=0.000)，因子載荷均在0.9以上，累計方差解釋率為 90.497%。教師干預信念五個題項較好地收斂于一個因子，其KMO值為0.841(2=282.737，p=0.000)，因子載荷均在 0.745-0.886 之間，累計方差解釋率為 62.513%。教師校園欺凌預防型干預行為提取出教師關注行為與教師教育行為2個因子，教師教育行為的三個題項較好地收斂于一個因子，教師關注行為的四個題項較好地收斂于一個因子，教師預防型干預行為的KMO值為0.858(2=846.708，p=0.000)，累計方差解釋率為79.548%，因子載荷均在 0.8 以上。此外，驗證性因子表明由學校反欺凌氛圍、教師干預信念、教師教育行為、教師關注行為組成的四因子模型擬合度較好，且這一模型的擬合度顯著優(yōu)于其他競爭模型，如表3所示。

表3 研究量表的信度與效度

(二)共同方法偏差檢驗

當研究數(shù)據(jù)來自于同一個被試樣本時，可能存在共同方法偏差問題。針對單因素檢驗存在不穩(wěn)定的情況，使用方法因子對共同方法偏差進行檢測。[46]在原有基準因子的基礎上加上一個方法因子作為全局因子，把加上方法因子后的模型擬合指數(shù)與原有基準因子模型擬合指數(shù)比較。如果加上方法因子后的模型比原有基準因子模型的CFI 和TLI 提高幅度超過0.1，RMSEA 和SRMR 降低幅度超過0.05，說明存在嚴重的共同方法偏差[47]。按照上述步驟，在原來四因子模型的基礎上加入一個方法因子，構建五因子模型結構。含有方法因子的RMSEA=0.036，SRMR=0.031，CFI=0.991，TLI =0.987，不含有方法因子的 RMSEA=0.054，SRMR=0.042，CFI=0.976，TLI =0.970，結果表明指標 CFI、TLI 的提升幅度在0.02以內(nèi)，SRMR、RMSEA的降低幅度在0.02以內(nèi)，因此可排除共同方法偏差對研究結果可能造成的誤差。

(三)各變量得分情況分析

1.學校反欺凌氛圍、教師干預信念、教師預防型干預行為的整體狀況

經(jīng)描述性分析發(fā)現(xiàn)，學校反欺凌氛圍總體均值為2.68(滿分5分)，中位數(shù)為2.67，標準差為1.05，表明學校反欺凌氛圍處于中等水平且得分分布均勻。學校對學生的宣傳教育平均得分最高，對教師宣傳教育平均得分其次，對家長的宣傳教育平均得分最低，分別為2.89、2.69和2.45。教師干預信念得分均值為6.55(滿分10分)，中位數(shù)為6.60，標準差為1.55，表明教師的干預信念總體得分處于中等水平且得分分布均勻。對教師干預信念進一步分析發(fā)現(xiàn)兩個問題：(1)責任認知不足，缺乏干預動力。責任認知水平得分僅為5.95(滿分10分)，調(diào)查對象認為教師在校園欺凌干預中承擔著次要責任。(2)干預知識和干預能力缺乏。參加過教育培訓的教師僅占到一半左右，其中多數(shù)參與的培訓形式是會議學習(58.25%)與參與講座(61.25%)，獲得專業(yè)人員指導的教師比例僅為47.7%。教師預防型干預行為的得分均值為3.32(滿分5分)，中位數(shù)為3.33，標準差為0.76，表明教師預防型干預行為處于中等水平且得分總體均勻。教師預防型干預行為的兩個維度的均值分別為3.75和2.88，其中教師關注行為的均值得分水平較高。

2.教師預防型干預行為的單因素方差分析

采用單因素方差分析考察教師的性別、年齡、從教時間、受教育程度、身份、任教年級、任教區(qū)域、任教學科等個體特征對教師預防型干預行為的影響。從教師教育行為上看，教師性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級、任教區(qū)域、任教學科對教師教育行為得分差異均有統(tǒng)計學意義(p<0.05)。男性教師得分高于女性教師；教師的受教育程度與教師教育行為呈現(xiàn)反向相關關系，學歷越低，教師的教育行為得分反而越高；校長和行政人員教育行為得分普遍高于班主任和普通教師，可能是行政崗位受到的考核壓力較大；小學和初中的教師教育行為得分高于高中、中專的教師，符合初中、小學是校園欺凌高發(fā)學段這一基本情況；鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道的教師教育行為的平均得分高于市、縣級的教師，原因可能在于鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道的校園欺凌發(fā)生率普遍高于市級和縣級的學校；心理輔導課程、其他課程教師教育行為得分更高。從教師關注行為上看，從教時間對教師關注行為得分差異有顯著統(tǒng)計學意義(p<0.05)，結果顯示從教時間越長，教師的關注行為得分越高，結果如表4所示。

3.各變量的相關性分析

采用Person相關分析探討學校反欺凌氛圍、教師干預信念、教師關注行為、教師教育行為之間的相關程度。研究結果表明三者均在0.01的水平上顯著相關。其中，教師干預信念與教師預防型干預行為之間均呈現(xiàn)顯著正相關關系，與教師關注行為的相關系數(shù)為0.312，與教師教育行為之間的相關系數(shù)為0.569；學校反欺凌氛圍與教師預防型干預行為之間呈現(xiàn)顯著正相關關系，與教師關注行為之間的相關系數(shù)為0.252，與教育行為之間的相關系數(shù)為0.788；學校反欺凌氛圍與教師的干預信念之間存在顯著正相關關系，其相關系數(shù)為0.544。

由此可知，相關性分析結果與理論假設一致，為進一步分析提供了初步支持，如表5所示。

表4 教師預防型干預行為的單因素方差分析

表5 變量相關性分析

(四)假設檢驗

1.結構方程模型檢驗結果

本研究借助 AMOS26.0 統(tǒng)計軟件對研究假設進行了驗證，如圖2所示。

圖2 教師校園欺凌預防型干預行為的結構方程模型及路徑系數(shù)

以學校反欺凌氛圍為自變量，教師預防型干預行為為因變量，納入干預信念作為中介變量進行模型檢驗，結果如表6所示。

對假設進行驗證時，需要對非標準化路徑系數(shù)的p值或者 t-value 值進行比較，當t-value大于1.96或者p<0.05時，表明路徑系數(shù)顯著。研究結果顯示，教師干預信念對教師教育行為、關注行為的標準化路徑系數(shù)分別為0.216(t=4.453，p<0.001)，0.267(t=3.361，p<0.001)，表明教師干預信念對教師教育行為和關注行為有顯著正向影響，假設H1a、H1b得到驗證。學校反欺凌氛圍對教師教育行為的標準化路徑系數(shù)為0.730(t=14.873，p<0.001)，表明學校反欺凌氛圍對教師教育行為有顯著正向影響，假設H2a得到驗證；學校反欺凌氛圍對教師關注行為的標準化路徑系數(shù)為0.054(t=0.739<1.96，p>0.05)，假設H2b不成立。學校反欺凌氛圍對教師干預信念的標準化路徑系數(shù)為0.632(t=9.689>1.96，p<0.001)，表明學校反欺凌氛圍對教師干預信念有顯著正向影響，假設H3得到驗證。

表6 結構方程模型的路徑檢驗結果

2.中介效應檢驗結果

本研究采用自助抽樣法(bootstrap method)進一步對中介效應進行檢驗，樣本量選擇為5000，采用Bias-Corrected 和 Percentile 兩種方法檢測置信區(qū)間。為提高結果可信度，使用系數(shù)乘積法所得Z值進行輔助驗證。研究結果顯示，學校反欺凌氛圍對教師教育行為的總效應和間接效應的95%置信區(qū)間均不包含零，且點估計值的Z值均大于1.96，說明學校反欺凌氛圍與教師教育行為之間存在中介效應。繼續(xù)檢測直接效應的置信區(qū)間，置信區(qū)間均不包含0，且Z值為16.222>1.96，則表明學校反欺凌氛圍與教師教育行為之間存在部分中介效應。其中間接效應的點估計值為0.137，總效應的點估計值為0.867，通過計算中介效應/總效應的比值，能夠計算出中介效應的相對大小。[48]在學校反欺凌氛圍對教師教育行為關系中，干預信念的中介效應占總效應的15.8%，假設H4a得到驗證。學校干預氛圍對教師關注行為的總效應和間接效應的95%置信區(qū)間均不包含零，且點估計值的Z值均大于1.96，說明學校干預氛圍與教師關注行為之間存在中介效應。繼續(xù)檢測直接效應的置信區(qū)間，置信區(qū)間均包含0，且Z值為0.643<1.96，表明學校干預氛圍與教師關注行為之間存在完全中介效應。其中間接效應的點估計值為0.168，總效應的點估計值為0.222，干預信念的中介效應占總效應的75.68%。假設H4b得到驗證，結果如表7所示。

表7 中介效應檢驗結果

五、結論與討論

本研究通過構建教師校園欺凌預防型干預行為影響因素的結構方程模型，分析了學校反欺凌氛圍、教師干預信念和教師預防型干預行為之間的關系。通過實證檢驗，我們得出以下結論。第一，教師干預信念對教師預防型干預行為有顯著正向影響，且干預信念對教師關注行為和教育行為影響的路徑系數(shù)基本相同。由此可知，教師干預信念作為內(nèi)在動力源，對教師行為的影響較為穩(wěn)定。第二，學校反欺凌氛圍對教師教育行為有顯著正向影響，但是對教師關注行為沒有顯著正向影響。我國教師在校園欺凌的干預中可能存在“被動干預”的情況。教師的教育行為作為一種顯性的行為，能夠直接被觀察考核。但是教師的關注行為較為隱性，更多受教師信念影響。第三，學校反欺凌氛圍對教師的干預信念產(chǎn)生顯著正向影響。學校反欺凌氛圍能有效地提升教師對校園欺凌的警惕意識與預防意識，從而采取相應措施以防止校園欺凌行為的發(fā)生。第四，教師干預信念在學校反欺凌氛圍與教師教育行為間起部分中介作用，在學校反欺凌氛圍與教師關注行為間起著完全中介作用。第五，從教師教育行為上看，教師性別、年齡、受教育程度、身份、任教年級、任教區(qū)域、任教學科在教師教育行為上的得分差異均有統(tǒng)計學意義，校長和行政人員的教育行為得分普遍高于班主任和普通教師，心理輔導課程教師的教育行為相較于語數(shù)外等課程得分更高；從教師關注行為上看，從教時間對教師關注行為得分差異有顯著統(tǒng)計學意義，從教時間越長，教師的關注行為得分越高。

根據(jù)研究結論，我們在治理校園欺凌研究方面得出如下啟示。第一，堅定教師干預信念是促進教師采取預防型干預行為的關鍵。堅定教師的干預信念可以從兩個方面著手，首先要提高教師干預欺凌的知識和技能，增強他們對干預校園欺凌行為的感知信念；其次，要營造反欺凌的校園氛圍，堅定其有效干預校園欺凌的信心。第二，重點加強青年教師校園欺凌干預的專業(yè)技能培訓，提高其欺凌風險識別和防控能力。第三，提高班主任和普通教師的校園欺凌干預信念，并積極采取預防型干預行為。校園欺凌干預不僅僅是學校管理人員的工作，更是教師的本職工作。美國教師反欺凌計劃中明確規(guī)定了提升教師主觀能動性以及預防校園欺凌行為的具體策略與措施，[21]我國雖然制定了校園欺凌綜合治理方案，但是，大部分學校還沒有形成教師干預校園欺凌的制度化規(guī)范。中小學教師需要成為防控校園欺凌風險的中堅力量。

本研究雖然從縱向?qū)用娣诸愄接懥私處燁A防型干預行為的影響因素，但是沒有從橫向?qū)用娣治鼋處燁A防型干預行為對不同類型校園欺凌行為的影響差異；同時，沒有把教師對校園欺凌的處置行為作為變量納入分析范圍；而且，問卷調(diào)查獲取的時點數(shù)據(jù)存在局限，數(shù)據(jù)結果難以推斷變量之間的因果關系。以上研究不足是未來研究改進的基本方向。