同伴侵害是指个体受到同伴攻击的经历（张文新等, 2009），通常包括身体侵害、辱骂以及社会排斥等形式（Singh & Bussey, 2011）。对受侵害儿童而言，同伴侵害是消极的人际交往经历，给儿童带来巨大心理压力，必然会引发与人际交往相关的情绪适应问题。相关研究也证明同伴侵害会使受侵害儿童产生社交焦虑（Gren-Landell, Aho, Andersson, & Svedin, 2011; 纪林芹, 陈亮, 徐夫真, 赵守盈, 张文新, 2011; 张文新等, 2009），儿童早期（Kochenderfer & Ladd, 1996）、童年中晚期（纪林芹等, 2011; 张文新等, 2009）和青少年期（Storch & Masia-Warner, 2004）的孤独与同伴侵害相关，受侵害儿童的孤独水平高，朋友少（Margalit, 2010）。社交焦虑和孤独是儿童对自己当前社交能力和社交情境的知觉，是儿童情绪适应的两个重要方面，也是衡量儿童心理健康的两个重要指标，故本研究把社交焦虑和孤独作为衡量儿童情绪适应的指标。

研究发现，并非所有受侵害儿童均出现情绪适应问题，有些受侵害儿童适应问题更严重（Kochenderfer-Ladd & Ladd, 2001; Kochenderfer-Ladd & Skinner, 2002），这其中的原理或发生的内在机制成为当前研究者关注的焦点。已有研究揭示，儿童应对策略、友谊质量、自尊等影响了同伴侵害与适应问题的关系，儿童如果使用冲突解决策略和寻求支持策略应对同伴侵害，或本身自尊水平高，则不良适应问题少（Kochenderfer-Ladd & Skinner, 2002; Kochenderfer-Ladd, 2004; 董会芹, 2015）；受侵害儿童如果同伴冲突多、友谊质量差，则较其他儿童内化问题多（You & Bellmore, 2012），这表明同伴侵害与适应之间的关系比较复杂，儿童遭受侵害后是否产生适应问题还可能受诸多因素的影响。

根据压力应对理论，个体采取何种行为方式应对压力事件受个体对该事件认知评价的影响，认知评价是外在压力和行为反应之间的媒介，而焦虑、抑郁等是个体应对压力事件的情绪指向策略（Lazarus & Folkman, 1984）。同伴侵害作为压力事件，引发儿童产生何种不良情绪以及不良情绪的严重程度必定受其对同伴侵害事件认知的影响，而同伴侵害归因是儿童对同伴威胁、指责等的认知评价，可能会影响同伴侵害与社交焦虑、孤独等情绪适应间的关系。归因理论和社会信息加工过程理论同样讨论了归因的作用，阐述了儿童应对同伴侵害时认知机制的作用，认为儿童面对同伴挑衅时的认知评价影响其后的不良适应（Dodge et al., 2003; Graham & Juvonen, 1998）。

已有关于同伴侵害、归因、适应之间内在联系机制的研究主要围绕归因理论和社会信息加工过程展开。研究表明，同伴侵害与敌意归因（编码时倾向于对有关线索作出敌意解释）显著正相关（Camodeca & Goossens, 2005; Pornari & Wood, 2010），敌意归因在同伴侵害与外化问题间起到了中介作用（Calvete & Orue, 2011; Hoglund & Leadbeater, 2007; Yeung & Leadbeater, 2007）。同伴侵害经历使受侵害儿童倾向于自责归因（Graham & Juvonen, 1998; Garner & Lemerise, 2007; Prinstein, Cheah, & Guyer, 2005; Troop-Gordon & Ladd, 2005），自责归因在同伴侵害与抑郁情绪间起到了中介作用（Gibb & Alloy, 2006; Perren, Ettekal, & Ladd, 2013），但在同伴侵害与孤独情绪间的中介作用不显著（Catterson & Hunter, 2010）。简言之，目前已经发现两种主要归因方式在同伴侵害与适应关系间起到中介作用，敌意归因在同伴侵害与外化问题间起到中介作用，而自责归因在同伴侵害与内化问题间起到中介作用。那么，儿童对同伴侵害事件是否还有其他归因方式？这些归因方式是否同样在同伴侵害与情绪适应关系间起中介作用？不同同伴侵害类型的性质存在细微差异，儿童归因方式是否受同伴侵害类型的影响？对此，尚需要进一步探索。

在心理与行为研究领域，一般认为儿童因果归因存在三个维度：控制点、稳定性和可控性（Graham & Juvonen, 1998），但同伴侵害与一般社会交往事件不同，儿童对同伴侵害的归因是否也有类似维度？对此，国内外学者进行了初步探讨，发现儿童对同伴侵害事件的归因与传统三维度模型不同，反应了其同伴冲突过程中的角色地位，符合社会比较理论（social comparison theory）的观点，即儿童把同伴侵害归因于对方敌意，或归因于自己的消极特征（Prinstein et al., 2005）。近期相关研究发现，不同年龄阶段儿童对同伴侵害的归因方式不同，3~5岁儿童能够做出敌意、自责以及中立三种归因方式（董会芹, 纪林芹, 陈亮, 张文新, 2013），8~10岁儿童的同伴侵害归因可分为向下或优越比较（downward or superior comparisons）、向上或不足信念（upward or inferiority beliefs）和平行原因（horizontal）三个方面，具体包括同伴嫉妒、互不喜欢、相互差异、自身不足以及不如同伴酷等五个维度（Kochenderfer-Ladd & Visconti, 2011; Visconti, Kochenderfer-Ladd, & Clifford, 2013）。在我国文化背景下，童年中晚期同伴侵害归因是否符合社会比较理论的观点？归因方式与幼儿一样存在三个维度还是如西方研究所揭示包括五个维度？

有研究者发现，社会比较行为在个体处理压力事件时起到了关键作用，个体对自己的积极信念利于有效解决压力问题（Taylor, Buunk, & Aspinwall, 1990）。因此，个体把自己和他人作对比的归因方式能够预测其后的应对策略及情绪适应问题。向上比较归因指儿童把同伴侵害归因于自身不足或者自身行为不当，这种归因方式易使儿童产生消极情绪；向下比较是指把同伴侵害归于同伴嫉妒，而平行归因则把同伴侵害归于自己与攻击者之间没有共同爱好、互不喜欢，这两种归因方式可能对儿童消极情绪适应的影响较小或没有影响，即不同归因方式可能会产生不同结果。此外，社交焦虑和孤独虽然同属于情绪适应，但两种情绪间存在细微差异。社交焦虑是指个体对可能出现他人或可能受到指责的社会交往情境的持续恐惧情绪（DSM-IVTR, American Psychiatric Association, 2000），它包括个体可知觉到的心理（如担心、害怕）和生理反应等成分（李浩然, 2016），是最为普遍的心理失调现象之一。孤独是当个体期望拥有的社会关系水平与个体实际获得的社会关系水平存在差距时产生的主观情绪体验（Peplau & Perlman, 1982），是个体人际互动系统不足的表现（de Minzi & Sacchi, 2004）。因此，归因在同伴侵害与这两种情绪适应关系中的作用方式可能存在差异。

鉴于此，本研究拟考察我国文化背景下儿童同伴侵害归因的类型，不同归因方式在童年中晚期同伴侵害与情绪适应关系间的作用，并进一步揭示归因在不同类型同伴侵害与社交焦虑、孤独两种不同消极情绪间作用模式的可能差异。我们预计，同伴侵害通过归因的中介影响情绪适应，但归因方式在同伴侵害与社交焦虑、同伴侵害与孤独间的中介作用模式不同。

被试为济南市城乡结合部两所小学的957名8-12岁儿童，剔除作答不完整的数据后有效问卷929份。被试中8岁组儿童127名（平均8.59±0.23岁），9岁组儿童274名（平均9.47±0.28岁），10岁儿童183名（平均10.48±0.31岁），11岁组儿童239名（平均11.43±0.30岁），12岁组儿童106名（平均12.42±0.51岁）。男生494名（占53.20%），女生435名（占46.80%）。母亲受教育程度是本科及本科以上者占4.08%，本科以下且高中以上（含高中毕业生）者占39.63%，高中以下者占56.29%；父亲受教育程度是本科及本科以上者占9.06%，本科以下且高中以上（含高中毕业生）者占43.00%，高中以下者占47.94%。儿童所在家庭的月总收入在2000元以下者占16.58%，2000~4000元之间的占36.06%，4000~6000元之间的占25.12%，6000~10000元之间的占16.59%，10000元以上的占5.65%。

采用Mynard和Joseph编制的多维同伴侵害量表（multidimensional peer-victimization scale, MPVS; Mynard & Joseph, 2000）中的身体侵害和关系侵害两个分量表测评同伴侵害，英文版问卷是目前国外学者用以测评儿童同伴侵害的常用测评工具（Biebl, DiLalla, Davis, Lynch, & Shinn, 2011; John & DiLalla, 2013）。本文使用的身体侵害和关系侵害分量表经过了中文修订并在已有研究中使用，具有较好的信度与效度（董会芹, 2015; 纪林芹等, 2011; 张文新等, 2009）。修订后的量表共有11个项目，3个项目测评儿童的身体侵害，8个项目测评关系侵害。量表使用4点计分法，0代表“未发生过”，1代表“很少发生”，2代表“有时发生”，3代表“经常发生”。本研究中，身体侵害和关系侵害分量表的Cronbach α系数分别为0.73和0.85。

采用La Greca等编制的儿童社交焦虑量表（social anxiety scale for children; La Greca, Dandes, Wick, Shaw, & Stone, 1988），共10个项目。量表使用5点计分法，数字0~4分别表示“从不是这样”到“总是这样”，分数越高焦虑越高。该量表已被国内外众多学者使用，具有较高的信度和效度（Singh & Bussey, 2011; 张文新等, 2009）。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.89。

采用Asher, Hymel和Renshaw（1984）编制的儿童孤独量表（children’s loneliness scale），共16个项目，含6个反向计分项目。量表使用5点计分法，数字1~5分别表示“完全不符合”到“完全符合”，儿童所得分数越高，孤独感越强。以往研究指出，反向题项目可能存在表述效应，影响量表的信效度（顾红磊, 温忠麟, 2014），故对该量表反向题效应进行检验，建立两个竞争模型：模型M1为单因子模型，包含孤独量表的所有题目；模型M2为双因子模型，正向和反向题目各为一个因子。验证性因素分析表明，模型M1的拟合指数未达到良好拟合的标准（χ²=1556.48，df=104，CFI=0.71，TLI=0.67，SRMR=0.10，RMSEA=0.12），模型M2的拟合指数良好（χ²=534.32，df=103，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.07）；模型M1中各项目的因子符合（0.30-0.71, 平均值为0.53）显著低于模型M2（0.54-0.80, 平均值为0.64），两因子的相关系数为中相关（r=0.53）。综合以上分析，反向题项目单独成为独立因子，影响了问卷的效度，故本研究仅使用10个正向题目测评儿童的孤独感，Cronbach α系数为0.87。

采用Kochenderfer-Ladd和Visconti（2011）编制的同伴侵害归因量表（why kids pick on me scale），共20个项目，包括同伴嫉妒（4个项目）、互不喜欢（3个项目）、相互差异（5个项目）、自身不足（4个项目）和不如同伴酷（4个项目）5个因子，使用4点计分法，1代表“从来不是这个原因”，2代表“很少是这个原因”，3代表“有时是这个原因”，4代表“总是这个原因”。相关研究发现，该量表具有较好的信度与效度（Visconti et al., 2013）。本研究对量表进行了中文版修订，仍然使用4点计分法，修订后的量表包括互不喜欢、自身不足和同伴嫉妒三个因子，其中互不喜欢包括6个项目，如“我不喜欢他们，他们也不喜欢我”；自身不足包括5个项目，如“我外貌不如他们好看”；同伴嫉妒包括3个项目，如“他们嫉妒我有好东西”。验证性因素分析表明问卷具有较好的结构效度，互不喜欢、自身不足和同伴嫉妒三个因子的Cronbach α系数分别为0.79、0.82和0.76。

本研究对同伴侵害、同伴侵害归因、社交焦虑和孤独的测查均采用儿童自我报告法，可能会存在共同方法偏差（common method biases）。研究者一般采用程序控制和统计控制两种途径来修正共同方法偏差（周浩, 龙立荣, 2004; 熊红星, 张璟, 叶宝娟, 郑雪, 孙配贞, 2012）。本研究除了采用匿名作答、四种问卷的答题方式不同等程序控制方法外，还使用偏相关法中的分离标签变量法对共同方法偏差进行检验（Lindell & Whitney, 2001）。使用所收集的数据资料识别了最弱标记变量R_M1和次弱标记变量R_M2，同时计算两个标记变量与其他变量之间的平均相关R_M1avg和R_M2avg，结果见附录。分析发现，调整前后的相关系数变化微弱，所有相关系数的显著性水平未变，因此不存在共同方法偏差。

把上述测评问卷装订在一起，由经过严格培训的研究生担任主试，以班级为单位集体发放并回收问卷。每班两名主试，整个施测过程中，老师不在现场，施测时长约25分钟。所有问卷的施测均取得了学校和学生家长的同意。采用SPSS20.0和MPLUS7.0进行数据录入和统计处理。

Kochenderfer-Ladd和Visconti的（2011）的研究表明，在西方文化背景下，儿童对同伴侵害的归因包括向上比较归因、向下比较归因和平行归因三个方面，具体包括同伴嫉妒（4个项目）、互不喜欢（3个项目）、相互差异（5个项目）、自身不足（4个项目）以及不如同伴酷（4个项目）五个维度，同伴嫉妒属于向下比较归因，互不喜欢和相互差异属于平行归因，自身不足与不如同伴酷属于向上比较归因。探索性因素分析发现，特征值大于1的因子有三个，故首先根据Kochenderfer-Ladd和Visconti的（2011）研究建立五因子模型并进行验证性因素分析，然后在五因子模型基础上，根据探索性因素分析的结果，删除因子负荷低于0.40的项目，把互不喜欢和相互差异两个平行归因合并为因子1“互不喜欢”（共有6个项目），自身不足和不如同伴酷两个向上比较归因合并为因子2“自身不足”（共5个项目），同伴嫉妒因子不变（3个项目），建立三因子模型并进行验证性因素分析。

验证性因素分析发现，五因子模型（χ²=495.52，df=125，CFI=0.93，TLI=0.92，SRMR=0.04，RMSEA=0.06）、三因子模型均（χ²=286.25，df=74，CFI=0.95，TLI=0.93，SRMR=0.04，RMSEA=0.06）与数据拟合良好，但三因子模型与五因子模型相比，拟合程度明显变好（∆χ²=209.27，∆df=51，p<0.001）；三因子模型中的互不喜欢（r=0.88）、自身不足（r=0.81）和同伴嫉妒（r=0.70）三个维度与总问卷均呈高相关，三个维度之间均为中相关（见表1），表明问卷的结构效度较好，儿童同伴侵害归因含三个因子。三因子模型中，互不喜欢六个指标的因子负荷在0.55~0.72之间，自身不足五个指标的因子负荷在0.64~0.70之间，同伴嫉妒三个指标的因子负荷在0.51~0.69之间。

男生在身体侵害（t=5.64，p<0.001）、互不喜欢（t=2.39，p<0.05）和自身不足（t=2.52，p<0.05）两种归因方式以及孤独情绪（t=2.63，p<0.01）上均显著高于女生，关系侵害、同伴嫉妒和社交焦虑上性别差异不显著。

表1列出了同伴侵害的两种形式（身体侵害和关系侵害）、归因的三个维度（互不喜欢、自身不足、同伴嫉妒）、社交焦虑、孤独和儿童年龄等各个主要变量的相关矩阵。结果显示，除儿童年龄外，所有变量间均在0.001水平上显著正相关，积差相关系数在0.27~0.62之间。儿童年龄与互不喜欢的归因方式、社交焦虑显著正相关，与孤独情绪显著负相关。

表 1

表 1 各研究变量的相关分析结果（N=929）

表 1 各研究变量的相关分析结果（N=929） 变量 身体侵害 关系侵害 互不喜欢 自身不足 同伴嫉妒 社交焦虑 孤独 年龄 身体侵害 　　　　1 关系侵害 0.62*** 1 互不喜欢 0.43*** 0.50*** 1 自身不足 0.34*** 0.40*** 0.54*** 1 同伴嫉妒 0.33*** 0.49*** 0.45*** 0.41*** 1 社交焦虑 0.32*** 0.38*** 0.49*** 0.36*** 0.35*** 1 孤独 0.35*** 0.48*** 0.41*** 0.46*** 0.27*** 0.41*** 1 年龄 0.06 0.05 0.14** –0.02 –0.002 0.12** –0.07* 1 　　注：*p<0.05，** p<0.01，*** p<0.001，以下同。

上述分析表明，儿童年龄、性别与研究中的某些变量存在关联，遵循本研究的思路，以下分析中将把儿童年龄和性别作为控制变量处理，以考察归因方式在同伴侵害与情绪适应间的中介作用。

采用潜变量结构方程模型考察归因在身体侵害和关系侵害对儿童社交焦虑影响中的中介作用。为揭示身体侵害、关系侵害对社交焦虑的影响，模型中允许身体侵害和关系侵害之间的潜变量相关。结果显示，模型1的拟合指良好，χ²=1769.22，df=613，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.05。由图1可知，身体侵害、关系侵害对社交焦虑的直接预测作用均不显著，互不喜欢在身体侵害、关系侵害与社交焦虑间具有中介作用。

图 1(Figure 1)

图 1 归因在身体侵害、关系侵害对社交焦虑影响中的中介效应

进一步使用Bootstrap程序检验中介效应的显著性，结果发现两种同伴侵害通过自身不足、同伴嫉妒影响社交焦虑的路径系数上限和下限之间均含0，而通过互不喜欢影响社交焦虑的路径系数上限和下限之间均不含0，表明互不喜欢的归因方式在身体侵害、关系侵害与儿童社交焦虑间的中介效应显著（见表2）。

表 2

表 2 中介效应显著性检验的Bootstrap分析结果

表 2 中介效应显著性检验的Bootstrap分析结果 路径 标准化的间接效应估计 平均间接效应 95%的置信区间 下限 上限 身体侵害—互不喜欢—社交焦虑 （0.18）×（0.53）= 0.10 0.11 0.03 0.20 关系侵害—互不喜欢—社交焦虑 （0.32）×（0.53）= 0.18 0.19 0.09 0.28 身体侵害—互不喜欢—孤独感 （0.18）×（0.23）= 0.04 0.06 0.01 0.11 关系侵害—互不喜欢—孤独感 （0.32）×（0.23）= 0.07 0.08 0.01 0.15 关系侵害—自身不足—孤独感 （0.29）×（0.42）= 0.12 0.13 0.06 0.20 关系侵害—同伴嫉妒—孤独感 （0.61）×（–0.23）= –0.14 –0.16 –0.28 –0.04

采用潜变量结构方程模型考察归因在身体侵害和关系侵害对儿童孤独影响中的中介作用。结果显示，模型2的拟合指良好，χ²=1710.79，df=613，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.04，RMSEA=0.04。身体侵害对孤独的直接预测作用不显著，关系侵害对孤独的直接预测作用显著，互不喜欢在身体侵害与孤独间具有中介效应，互不喜欢、自身不足及同伴嫉妒在关系侵害与孤独间具有中介效应（见图2）。Bootstrap程序检验也表明，互不喜欢的归因方式在身体侵害和儿童孤独间的中介效应显著，互不喜欢、自身不足和同伴嫉妒的归因方式在关系侵害和儿童孤独间的中介效应显著（见表2）。

图 2(Figure 2)

图 2 归因在身体侵害、关系侵害对孤独影响中的中介效应

由图1-2可知，自身不足和同伴嫉妒在两类同伴侵害与社交焦虑间的中介效应不显著，但在关系侵害与孤独间的中介效应显著；同伴嫉妒的归因方式能够有效缓解关系侵害导致的孤独感；加入中介变量后，两类同伴侵害对社交焦虑的直接效应不显著，但关系侵害仍然对孤独感具有直接效应。可见，归因在同伴侵害与社交焦虑、孤独两类情绪适应间的中介作用模式不同。

本研究的目的是修订同伴侵害归因量表并考察归因在同伴侵害与社交焦虑、孤独两种情绪适应关系间的中介作用。研究结果表明，修订后的同伴侵害归因量表具有较高的测量学特性，可用于测量中国文化背景下儿童同伴侵害的归因。验证性因素分析表明，量表具有较好的结构效度，儿童对同伴侵害存在平行归因（互不喜欢）、向上比较（自身不足）和向下比较（同伴嫉妒）三个维度。研究结论支持了前人的观点（Prinstein et al., 2005; Visconti et al., 2013; 董会芹等, 2013），说明儿童对同伴侵害的归因与一般归因方式（包括控制点、稳定性和可控性三个维度）不同，符合社会比较理论的观点，即儿童在理解或解释同伴对自己的攻击时倾向于把人而不是把情境看做行为的起因，通过把自己与对方进行比较的方式来解释同伴侵害事件。

与国外研究结论（Kochenderfer-Ladd & Visconti, 2011; Visconti et al., 2013）不同的是，本研究发现儿童同伴侵害归因有三个因子而不是五个因子，验证性因素分析表明三因子结构优于五因子结构，这与我国文化背景下早期儿童同伴侵害归因的因子数相同（董会芹等, 2013），表明中国文化背景下儿童对同伴侵害的归因虽总体上与西方相同，符合社会比较观，但在具体归因方式上存在文化差异，在中国儿童看来，某些项目（如“我喜欢的人和他们喜欢的人不一样”、“我比多数同学个子高或者比多数同学个子矮”）并不是同伴侵害的主要原因。

与研究预期一致，本研究发现归因在同伴侵害与情绪适应间起到了中介作用，但身体侵害、关系侵害通过归因间接作用于社交焦虑和孤独的路径较为复杂，不同归因方式在身体侵害、关系侵害对社交焦虑、孤独两种情绪适应的中介作用路径既有相同之处，也存在某些差异。我们发现，互不喜欢的归因方式在两类同伴侵害与社交焦虑、孤独之间均起到了中介作用，儿童若把同伴侵害归因于双方互不喜欢，则易产生社交焦虑和孤独的情绪。互不喜欢意味着儿童缺乏友谊，在同伴交往中退缩（Abecassis, Hartup, Haselager, Scholte, & van Lieshout, 2002），如果儿童认为自己遭受同伴攻击是因为自己与同伴互不喜欢、相互厌恶，则极易产生被同伴孤立的感觉，进而产生社交焦虑和孤独情绪。

研究结果支持了前人“自责归因模式在同伴侵害与不良适应之间起到了中介作用”的结论（Gibb & Alloy, 2006; Graham & Juvonen, 1998; Perren et al., 2013）。不同的是，本研究发现同伴嫉妒与自身不足在两类同伴侵害与社交焦虑间的中介效应均不显著，在身体侵害与孤独感间的中介效应亦不显著，仅在关系侵害与孤独间的中介效应显著，且影响的效果不同。具体而言，如果儿童把关系侵害归因于自身不足，则产生孤独感；但如果把关系侵害归因于同伴嫉妒，则儿童的孤独感减少，即儿童把关系侵害归因于对方嫉妒具有积极效果，能够阻止儿童产生孤独情绪，这与Catterson和Hunter（2010）的研究结论不同。这种现象的出现既可能与身体侵害、关系侵害的性质差异有关，也可能与社交焦虑、孤独的本质不同有关。社交焦虑和孤独虽然同属消极情绪反应，并相互关联，但仍然有细微的差别。从成因看，孤独产生于儿童现有社会关系水平与实际水平存在的差距，社交焦虑则是对未来社会交往对象或情境的恐惧；从程度上看，孤独仅仅反映了儿童人际互动系统的不足，而社交焦虑不仅提示儿童人际互动系统的不足，还说明儿童对人际交往的持续恐惧，属于心理失调现象之一。同伴借助第三方对自己实施的关系侵害让儿童感知到自己的同伴关系现状与原有期望不同，由此产生孤独的情绪体验，但如果把关系侵害归因于攻击者对自己优异表现以及在同伴群体中较高地位的嫉妒，则给自己人际互动的不足提供了很好的借口，从而缓解了关系侵害带来的孤独感。与同伴交往是儿童日常生活不可避免的事情，把关系侵害归于同伴嫉妒可以缓解儿童人际互动不足产生的孤独感，但不能帮助儿童使用有效策略解决同伴交往问题，因此无法缓解社交焦虑。研究结果提示我们可以通过干预儿童的归因方式以避免同伴侵害给儿童带来的不良影响。

值得关注的是，关系侵害除了通过三种归因方式的中介间接影响孤独之外，还直接影响儿童的孤独情绪，这可能与关系侵害的性质有关。关系侵害是攻击者通过操纵受侵害者的社会关系而实现的，其目的就是破坏受侵害儿童的人际关系和社会地位（Crick & Bigbee, 1998），对儿童重要人际关系——同伴关系构成了直接威胁，导致儿童因同伴关系受损而产生孤独感。

需要指出的是，本研究也存在一些不足，有待于未来研究改善。首先，本研究采用横断研究设计对同伴侵害、归因以及情绪适应的关系进行考察，无法揭示变量之间的因果关系。虽然我们发现同伴侵害通过归因对其社交焦虑和孤独产生影响，但现实中这种影响方向可能是双向的。如有些研究发现孤独影响同伴侵害，同时同伴侵害反过来增加了个体的孤独感（Wienke-Totura et al., 2009）。因此，今后有必要采取纵向研究设计考察身体侵害、关系侵害与归因方式随时间发生的系统变化以及在此过程中同伴侵害与归因、情绪适应的因果关系，确定变量关系之间的内在机制，为儿童期同伴侵害的干预提供实证依据。其次，本研究仅揭示了归因这一个体认知过程在同伴侵害与情绪适应间的中介作用，而这仅仅是二者关系中的部分中介机制。未来研究有必要考察其他可能的中间过程和作用机制，如同伴关系、友谊质量、情绪认知等，从而更全面揭示同伴侵害对儿童适应问题的影响过程。

童年中晚期儿童同伴侵害归因包括互不喜欢、自身不足和同伴嫉妒三个维度；身体侵害通过互不喜欢的中介影响社交焦虑和孤独；关系侵害除通过互不喜欢、自身不足和同伴嫉妒的中介影响孤独外，还直接影响儿童的孤独情绪；同伴嫉妒的归因方式能够减少关系侵害后儿童的孤独情绪。