周宗奎（华中师范大学心理学院，武汉，430079；首都师范大学学习与认知实验室，北京；100089）
孙晓军（华中师范大学心理学院，武汉，430079）
赵冬梅（华中师范大学心理学院，武汉，430079）
Hsueh Yeh（College of Education, University of Memphis）
《心理学报》．2005 年．第 37 卷．第 6 期
摘 要
以571名小学三、四、五、六年级的儿童为被试，考察了儿童社会喜好、友谊质量、社交自我知觉与孤独感的关系，检验了社交自我知觉在同伴关系变量与孤独感间的中介作用。结果表明，社会喜好、友谊质量、社交自我知觉和孤独感间相关显著，并且存在显著的性别差异；社交自我知觉在同伴关系变量与孤独感间存在中介的作用；独立的中介效应检验中，社会喜好、友谊质量均通过社交自我知觉的中介作用与孤独感发生联系，同时，也存在直接的联系；综合模型中，社会喜好只通过社交自我知觉的中介作用与孤独感产生联系，不存在直接效应，而友谊质量与孤独感既存在中介的联系，同时也存在直接联系。
关键词
社会喜好；友谊质量；社交自我知觉；孤独感；中介作用
1 问题提出
孤独是一种消极的、弥漫性的心理状态，儿童长期处於此状态会导致适应不良。关於孤独感的研究中，有两个主要的理论，即社会需要理论和认知加工观 [1]。社会需要理论认为，人生来就有与人保持交往的需要，除非人际交往需要得到满足，否则就会产生孤独感。而认知加工理论认为，孤独感的产生不是因为人类固有的社会交往需要得不到满足，而是当一个人对觉知到的人际关系不满意时，孤独感才会产生。换句话说，当一个人意识到他想要或希望的人际交往关系与实际现状之间有差距时，孤独感才会产生。
在众多对儿童孤独感的研究中，研究者普遍发现，社会技能、问题行为、人格特徵、家庭环境等因素都与儿童的孤独感有关 [2–4]，而同伴关系则一直是研究者在研究孤独感时重点考察的一个因素。同伴关系作为同龄人之间或心理发展水平相当的个体间在交往过程中建立和发展起来的一种人际关系，可以分为四个水平：个体特徵水平、人际交互水平、双向关系水平和群体水平。本研究选取的社交自我知觉、友谊质量和同伴接纳就分别处於同伴交往经验的个体水平、双向关系水平和群体水平 [5]。
Bush和Ladd的研究表明，被拒绝儿童经历了同伴较多的消极对待，更可能表现出较高的孤独感 [6]；Asher等人的研究则发现，3–6年级不受欢迎的儿童（被忽视型和被拒绝型儿童）报告了显著高於受欢迎儿童的孤独感 [3]；俞国良等人的研究也发现，儿童的同伴接受性与孤独感有显著的负相关 [4]。大量的研究都证实了同伴接纳性与孤独感间的密切联系。儿童的社交地位越不利，同伴接纳性越低，其体验到的孤独感就越强。
同时，作为同伴关系另一水平的指标，友谊关系与孤独感间也存在著较强的联系。Hodges等人的研究发现，友谊质量对儿童的孤独感具有显著的预测作用 [7]；受欺负儿童所受到的伤害以及体验到的孤独感会因为拥有一个支持性的朋友而得以减轻 [7–9]；Demir的研究也发现，对於与异性或同性的友谊不满的青少年报告的孤独感高於感到满意的青少年，并且亲密朋友的数量越多孤独感水平就越低 [10]。
而国内研究中，同时从同伴接纳性和友谊关系这两个维度来探讨同伴关系与孤独感的研究较少。实际上这两个指标的具体内涵是有区别的，同伴接纳性考察的是群体水平上的同伴关系，而友谊关系重点强调的是同伴间双向水平的同伴关系。有研究也指出了同伴接纳与友谊在儿童青少年的发展中具有不同的功能 [11]。因此，有必要综合这两个维度探讨它们对孤独感的影响，这是本研究所关注的一个方面。
另一方面，Asher指出，孤独是个体对自己社交状况的一种主观体验。人本主义心理学者也认为当一个人的社会关系网络的数量和质量低於他的期望时，孤独感就产生了 [12]。而同伴关系作为一种客观的社交地位，在预测主观孤独感时可能存在偏差。例如，有研究发现，一些受欢迎儿童报告了极高水平的孤独感，而一些被拒绝型儿童却报告了极低水平的孤独感 [13]。这种现象一方面印证了孤独是一种主观体验，另一方面说明，只从客观的同伴关系角度来考察孤独感，不能充分解释同一社交地位群体内部的个体差异。
基於上述原因，一些研究者加入了认知因素来研究儿童的孤独感。社交自我知觉作为个体对自身社交地位的主观评价，引起了研究者的广泛兴趣，将客观的社交地位与主观的社交自我知觉结合起来，考察二者对孤独感的影响成为了孤独感研究新的取向。如周宗奎等人在考察二者对孤独感的研究中发现，比起客观社交地位，主观的社交自我知觉对於孤独感具有更强的预测力 [14]。在本研究中，我们就试图综合客观的同伴关系和主观的社交自我知觉来考察它们对於孤独感的影响。同时，Hymel等人曾从社会认知的角度解释孤独感与社会地位的关系，他们认为，儿童的孤独感与儿童在同伴中的实际社交地位之间是以社会认知过程为中介的，个人的人际关系知觉水平是重要的中介变量之一 [11]。因此，本研究中，我们假设客观的同伴关系除了与孤独感具有直接联系外，还可以通过主观社交自我知觉的中介作用与孤独感产生间接联系，即主观的社交自我知觉在同伴关系和孤独感间存在部分中介作用。
综上所述，本研究中，我们将综合同伴接纳性和友谊质量这两个指标考察同伴关系对孤独感的影响，在此基础上，检验儿童社交自我知觉在此过程中的部分中介作用。
2 研究方法
2.1 被试的选定
武汉市一所小学的三、四、六年级各两个班，五年级三个班，共9个班580人。回收有效问卷571份，回收率为98.45%。其中，男生310人，女生261人；三年级123人，四年级122人，五年级200人，六年级126人，各年级男女生分布具体情况如表1所示。三、四、五、六年级学生的平均年龄分别为9.16、10.14、11.11和12.12。
表1 各年级男女生人数分布表
被试 三年级 四年级 五年级 六年级
男生 ６９ ７０ １００ ７１
女生 ５４ ５２ １００ ５５
总计 １２３ １２２ ２００ １２６
注：表内各数据均表示被试的人数
2.2 研究工具
2.2.1 同伴提名 给儿童提供一份班级名单表，要求他们选出自己在班内最喜欢的3个同学和最不喜欢的3个同学。然後，将每个学生所获得的最喜欢和最不喜欢的提名数除以班级的总人数，分别得到积极提名和消极提名的比例，二者之差表示社会喜好（sp），即受欢迎程度，作为被试同伴接纳性的指标，这种记分方法得到了研究者的认可，具有较高的效度 [15]。
2.2.2 友谊质量问卷 采用《友谊质量问卷》（Parker & Asher, 1993）的简表，共18个项目，原量表有40个项目。包括肯定与关心、帮助与指导、陪伴与娱乐、亲密袒露与交流、冲突解决策略、冲突与背叛这六个友谊维度。Cronbach's α 为0.76。
2.2.3 儿童自我知觉（PCSC）量表 PCSC量表（The Perceived Competence Scale for Children）是Harter（1982）编制的儿童自我知觉问卷，原问卷包含的四个维度分别是：社交自我知觉、认知自我知觉、运动技能自我知觉和一般自我知觉，本研究只选用社交自我知觉这一维度，Cronbach's α 为0.78。该量表给被试同时呈现两个描述性的句子（如：一些孩子觉得交朋友很困难 vs. 另外一些孩子觉得交朋友很容易），首先要求被试确定他／她更符合哪一句的描述，然後再确定他／她是有点符合该描述还是完全符合，分别记为1–4分。计算该维度所有项目总分的平均分，得到儿童的社交自我知觉分。
2.2.4 儿童孤独量表 采用Asher等人1984年编制的专用於3–6年级学生的儿童孤独量表（Children'sLoneliness Scale），该量表包括16个孤独项目（10条指向孤独，6条指向非孤独）和8个关於个人爱好的插人项目（为使被试在回答时放松一些），因子分析表明插入项目与负荷於单一因子上的16个孤独条目无关，16个孤独项目的Cronbach's alpha为0.92。计算16个项目的平均分（反向记分的题目先要进行转换），得到儿童的孤独感得分，得分越高，表示孤独感越强，这一记分方法在国内外都被广泛采用 [4, 9, 15, 16]。
2.3 数据收集与分析
由经过培训後的心理学专业研究生主持，采用团体施测的方式进行。施测时以班级为单位，由主试讲明要求，解释指导语，必要时给予个人指导以确保被试正确理解问卷。所有数据於2003年6月收集完毕，全部数据由Filemaker 4.0录入，利用SPSS11.5和LISREL 8.30软件进行统计处理，主要采用多元方差分析和结构方程模型等统计方法。
3 研究结果与分析
3.1 描述性统计分析结果
本研究中，所考察的各变量间的相关如表2所示，由表2可知，除了友谊质量的冲突、背叛维度与社会喜好和社交自我知觉相关不显著以外，各变量间均存在极其显著的相关，这就满足了我们进行中介效应检验的前提条件 [16, 17]；同时，各问卷的Cronbach's α 均大於推荐值（0.70），表明信度较高。
表2 变量相关矩阵（N = 571）
| M | SD | 1 社会 喜好 | 友谊质量 | 8 社交 知觉 | 9 孤独 | ||||||
| 2 肯定 与关心 | 3 帮助 与指导 | 4 陪伴 与娱乐 | 5 亲密 袒露 | 6 冲突 解决 | 7 冲突 背叛 | ||||||
| 1 2 3 4 5 6 7 8 9 | 0.003 2.520 2.551 3.148 2.615 2.991 4.164 2.760 1.876 | 0.098 0.952 1.052 0.902 1.080 0.991 0.911 0.428 0.769 | 0.124** 0.137** 0.219*** 0.129** 0.134** 0.036 0.133** –0.278*** | 0.459*** 0.436*** 0.461*** 0.371*** 0.129** 0.185*** –0.360*** | 0.450*** 0.545*** 0.429*** 0.180*** 0.107* –0.288*** | 0.417*** 0.383*** 0.150*** 0.179*** –0.296*** | (0.76) 0.391*** 0.146*** 0.113** –0.284*** | 0.216*** 0.146** –0.300*** | –0.036 –0.134** | (0.78) –0.510*** | (0.92) |
注：*p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001。（）内数据为各量表的内部一致性系数，其中，（0.76）是友谊质量整个量表的内部一致性系数。
3.2 性别、班级的差异检验
本研究中，由於各因变量（社会喜好、友谊质量各维度、社交自我知觉、孤独感）之间存在显著相关，所以不应通过多次方差分析来对班级的差异进行检验，这一过程应通过MANOVA进行多元方差分析来完成。多元方差分析的检验统计量通常用Wilks的 Λ，得到的是精确的F值。班级差异的多元方差分析结果表明，班级的主效应不显著（Λ = 0.965, F（8,550）= 2.243, p = 0.058, ns）。
T 检验的结果表明，除了友谊质量的冲突与解决维度和社交自我知觉以外，在所有其它因变量上均存在显著的性别差异。在社会喜好（M男 = –0.011, M女 = 0.02, t（569）= –3.387, p < 0.001）、友谊质量的肯定与关心（M男 = 2.417, M女 = 2.641,t（569）= –2.818, p < 0.01）、帮助与指导（M男 = 2.370, M女 = 2.766, t（569）= –4.56, p < 0.001）、陪伴与娱乐（M男 = 3.053, M女 = 3.261, t（569）= –2.759, p < 0.01）、亲密与袒露（M男 = 2.361, M女 = 2.917, t（569）= –6.332, p < 0.001）、冲突与背叛（M男 = 4.051, M女 = 4.298, t（569）= –3.256,p < 0.001）维度上，男生的得分均显著低於女生，而在孤独感的得分上，则是男生显著高於女生（M男 = 1.959, M女 = 1.775, t（562）= 2.836, p < 0.01），表现出更高的孤独感体验。
3.3 中介效应的检验
如果自变量 X 通过影响变量 M 来影响 Y，则我们就称 M 为中介变量 [16]。本研究中，我们假设社交自我知觉是同伴关系与孤独感间的中介变量（如图1所示），图中a、b、c、c'均表示相应的标准回归系数。
图1 社交自我知觉在同伴关系与孤独感间的中介作用模式图
研究者对中介效应进行检验时较多地运用了3种方法：Sobel检验（
）、Goodman I检验（
）和Goodman II检验（
）。本研究中，样本容量较大（N = 571），因此，3种方法的检验功效差别不大 [16]。
通过结构方程模型分析，求得对於社会喜好而言，a、b值为0.36和–0.76，对应的标准误分别为0.06和0.09, c'为–0.10（c2 = 105.50, df = 33; RMSEA = 0.062; SRMR = 0.043; GFI = 0.96; IFI = 0.94; CFI = 0.94; NNFI = 0.92）；相应的，对於友谊质量，a、b值分别为0.47和–0.51，标准误分别为0.17和0.22, c'为–0.13（c2 = 220.24, df = 75; RMSEA = 0.051; SRMR = 0.054; GFI = 0.96; IFI = 0.94; CFI = 0.96; NNFI = 0.93）。将这些结果分别代入上述三个公式，各方法的检验结果见表3。
表3 社交自我知觉在同伴关系和孤独感之间的中介作用检验
| 中介作用的路径 | 社会喜好－社交自我知觉－孤独感 | 友谊质量－社交自我知觉－孤独感 |
| a（Sa） b（Sb） Sobel 检验（Z） Goodman I 检验（Z） Goodman II 检验（Z） | 0.36（0.06） –0.76（0.09） 4.891*** 4.868*** 4.914*** | 0.47（0.07） –0.51（0.12） 3.591*** 3.563*** 3.620*** |
注：*p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001。
由表3可知，各种检验的结果都表明了中介变量的显著作用。即社会喜好或友谊质量都可以通过社交自我知觉的中介作用与孤独感发生间接联系，其中，对於社会喜好来说，中介效应为–0.273（a × b，下同），总效应为–0.373（a × b + c'， 下同），中介效应与总效应的比值为0.732；而对於友谊质量，其中介效应为–0.240，总效应为–0.37，中介效应与总效应的比值为0.649，由於中介效应的相对作用均较大（分别为0.732和0.649），因此，这一中介作用的发现更具有重要意义。
上述3种检验证实了社交自我知觉在同伴关系与孤独感间的中介作用的存在，同时，结构方程模型的结果表明，无论对於社会喜好或友谊质量，c'均达到显著性水平，因此，我们可以进一步判断，社交自我知觉在同伴关系与孤独感间存在部分中介的作用。
综合上述分析的结果，我们构建了如图2所示的模型，结构方程模型分析表明，该模型能较好地拟合数据（c2 = 230.34, df = 99; RMSEA = 0.048; SRMR = 0.045;GFI = 0.95; IFI = 0.94; CFI = 0.94; NNFI = 0.93）。
图2 同伴关系、社交自我知觉与孤独感的关系
结果表明，友谊质量和孤独感间存在直接联系，直接效应值为–0.17，同时，友谊质量也可以通过社交自我知觉的中介作用与孤独感产生联系，其中介效应值为–0.238（即从友谊质量到孤独感的间接作用路径上的路径系数乘积），总效应值为–0.408，中介效应与总效应的比值为0.583；而社会喜好和孤独感间的联系主要是通过社交自我知觉的中介作用来实现的，其中介效应的值为–0.182，直接效应不显著（–0.07），因此，是一种完全中介的作用，这一结果与前面证明的部分中介作用是不一致的。
4 分析与讨论
4.1 社会喜好、友谊质量、社交自我知觉和孤独感的性别、班级差异
本研究表明，社会喜好、友谊质量、社交自我知觉和孤独感不存在班级差异，但社会喜好、友谊质量（除冲突与解决维度外）和孤独感的性别差异显著。无论是社会喜好或友谊质量，男生的得分均显著低於女生，这一结果与以往的研究结果是一致的 [14, 15]。男生往往表现出较多的问题行为，这种问题行为反应在自身的社交行为和策略上就很容易导致其较差的同伴关系，而女生由於社会环境、文化等因素的影响，往往表现得更为收敛，更愿意建立亲密的同伴关系网络，因此，她们的同伴关系自然就比男生要好。而对於孤独感的性别差异，本研究发现，男生的孤独感要显著高於女生，这一结果与我们前期的一项研究的结果是一致的 [14]，也与以往的部分研究结果一致 [18, 19]。中国的传统文化要求男生更为独立、自强，不鼓励他们表露自己的情绪；而社会化的过程使女生富於乐群性，她们具有更强的亲和动机，更重视建立亲密的同伴关系，也得到更多的同伴支持，因此，女生体验到的孤独感就比较低。但也有研究表明，儿童的孤独感并不存在性别差异 [4, 20]。这可能是由於不同研究中分析的变量不同造成的，我们不能简单地通过这种比较来推断结论，儿童的孤独感是否存在性别差异？为什麽存在这些差异？这些都是我们今後的研究中有待解决的问题。
4.2 中介效应的检验
从相关分析的结果来看，本研究中考察的各变量间（同伴接纳、友谊质量、社交自我知觉、孤独感）具有极其显著的相关，其中，同伴接纳、积极友谊质量（友谊质量的前五个维度）和社交自我知觉间存在正相关，表明儿童同伴接纳性越高，其积极友谊质量和社交自我知觉相应也较高，反之，儿童同伴接纳性越低，则其积极友谊质量和社交自我知觉也较低，儿童主观的社交自我知觉是以客观的同伴关系（同伴接纳、友谊质量）为基础的；同时，同伴接纳、积极友谊质量、社交自我知觉三变量与孤独感均存在显著的负相关，表明它们呈互为消长的关系，即同伴接纳性越高、积极友谊质量越好、社交自我知觉越强，则其体验到的孤独感就越低，反之，其体验到的孤独感就越强，这一结论与大多数研究的结果是一致的 [3, 6, 10, 21–25]。
独立的中介效应检验结果表明，社交自我知觉在同伴关系（同伴接纳、友谊质量）与孤独感间起著中介作用，并且是部分中介的作用。由於中介效应的相对作用均较大（分别为0.732和0.649），因此，这一中介作用的发现就更具有实际意义。无论是同伴接纳性或友谊质量，通过社交自我知觉的中介作用对孤独感产生影响的模式是一致的，即较好的同伴关系（同伴接纳性较强或友谊质量较好）背景下，儿童往往具有较高的社交自我知觉水平（路径系数为正数，二者分别为0.36和0.47），并且儿童的孤独感体验也较低（路径系数为负数，二者分别为–0.76和–0.51），这一结果与大多数研究的结论也是一致的 [8–26]。社交自我知觉作为个体对自身社交状况的评价或认知，是直接以其客观的同伴关系状况为基础的，本研究也证实了两者间显著的正相关关系，某一客观的同伴关系状况往往会导致个体产生相应的社交自我知觉水平；而另一方面，研究者发现，主观的社交自我知觉对於孤独感具有较强的预测力，儿童的社交自我知觉水平越高，其孤独感就越低，二者间存在显著的负相关 [14]。因此，我们可以推断，儿童的同伴关系能正向预测其社交自我知觉水平，而社交自我知觉的水平又能负向预测其体验到的孤独感强度，本研究的结果证实了这一推断。
图2所构建的模型表明，社会喜好和友谊质量共同对儿童的孤独感产生影响。值得注意的是，从模型中各条路径系数的值来看，我们可以发现，当综合社会喜好和友谊质量来考察同伴关系对孤独感的影响时，同伴接纳性较低的儿童体验到的孤独感会因为较高的友谊质量而降低；相似地，友谊质量较低的儿童体验到的孤独感也会由於其较高的同伴接纳性而降低。Shaffer指出，拥有一个或多个亲密的朋友可以为儿童提供一个情感上的安全网络，这种安全感可以帮助儿童更积极地迎接新的挑战，而且可以帮助儿童承受所面临的压力（如父母离异、同伴拒绝等） [21]；一些研究则发现，受欺负儿童所受到的伤害以及体验到的孤独感会因为拥有一个支持性的朋友而得以减轻 [7, 9]。因此，如果儿童同伴接纳性较低并且友谊质量也较差，那麽从整个模型来看，他体验到的孤独感就会更加强烈，对於这类儿童，心理学工作者也应给予更多的关注。
值得注意的是，在综合社会喜好和友谊质量来共同考察社交自我知觉的中介作用时，我们发现了一些不一致的结果。独立的中介效应检验中，社交自我知觉在社会喜好和孤独感间起部分中介的作用，而在综合模型中，社会喜好对孤独感的直接效应并不显著，社交自我知觉起到的是完全中介的作用。造成这一结果的主要原因可能是友谊质量与社会喜好间存在较强的共线性，分别考察时并没有考虑到它们的共线性，而在综合模型中，由於共线性的存在，可能相互间产生某种抑制作用，从而造成社会喜好对孤独感直接效应的不显著；另一方面，更重要的是，心理学研究中一直都强调整体不等於部分之和，这个结果也提醒了研究者在研究中应特别注意研究结论的适用范围 [17]。
4.3 中介作用的意义
本研究中，我们证实了作为认知因素的社交自我知觉，在同伴关系与主观的情绪体验（孤独感）间确实存在中介作用。实际上，研究者一直很关注认知成分在同伴关系和情绪体验间的中介作用，也做过一定的研究，结果基本都证实了这一中介作用的存在。例如，Boivin等人的研究表明，消极的同伴关系对儿童抑郁的影响依赖於其体验到的孤独感及其对社交环境的认知 [27]；有研究者也提出了相似的结论，认为同伴拒绝与情绪体验（孤独、抑郁）间的联系是复杂的，有赖於儿童对他的社交情境的知觉 [28]；Valas和Sletta则认为，儿童对待自己的社交情境的知觉有助於解释社会行为和同伴拒绝对其内在情绪体验的作用机制等等 [29]。这些研究中，共同之处就是认为认知成分在儿童的同伴关系和情绪体验间存在中介作用，本研究的结果与这些研究的结论也是一致的。
认知成分在同伴关系和情绪体验间的中介作用的发现具有一定的实际意义。一方面，它提示我们，同伴关系对情绪体验的影响是复杂的，并不是简单的一一对应的关系，会受到其它因素（例如认知因素）的影响；另一方面，更为重要的是，这种中介作用的发现将有助於对儿童消极情绪体验的干预，可以从认知层面入手，通过改善儿童的社交认知从而有效地预防其消极的情绪体验。总之，这一中介作用的发现，无论是对於该领域理论的丰富，或是对於实践工作的开展，都具有重要的意义。
需要强调的一点是，本研究中所考察的四个变量（社会喜好、友谊质量、社交自我知觉、孤独感）间可能存在更为复杂的关系，它们之间可能存在与我们的假设完全相反的关系，具体来说，有可能孤独感导致儿童社交自我知觉较低，进一步造成其同伴关系较差等等。本研究中，我们的模型是依据已有理论的支持来构建的，前面我们已经论述过。作为相关研究来说，本研究并不能从严格意义上确定变量间的因果关系，只是提供了这四个变量间可能存在的某种关系，为研究者提供一种选择，严格的因果关系必须通过实验研究才能获取。
5 结 论
本研究的结果表明，社交自我知觉在同伴关系和孤独感间存在中介的作用，当单独考察社会喜好或友谊质量与孤独感间的关系时，社交自我自觉起部分中介的作用；而综合考察同伴关系和孤独感间的联系时，友谊质量主要通过社交自我知觉的中介作用与孤独感产生联系，同时也与孤独感间存在直接的联系；而社会喜好与孤独感间的联系则是通过社交自我知觉的中介作用来实现的，不存在直接效应。
参考文献
Rotenberg, K. J., Hymel, S. Loneliness in Childhood and Adolescence. Cambridge: Cambridge University Press, 1999.
Peplau, L. A., Perlman, D. Loneliness research: A survey of empirical findings. In: L. A. Peplau, S. E. Goldston (Eds.), Preventing the harmful consequences of severe and persistent loneliness. Rockville, MD: National Institute of Mental Health, 1984, 13–47.
Asher, S. R., Hymel, S., Renshaw, P. D. Loneliness in children. Child Development, 1984, 55: 1456–1464.
Yu, G. L., Xin, Z. Q., Luo, X. L. The characteristics of loneliness, peer acceptance and their relation to family functioning (in Chinese). Acta Psychologica Sinica, 2003, 32 (1): 59–64.
（俞国良，辛自强，罗晓路。〈学习不良儿童孤独感、同伴接受性的特点及其与家庭功能的关系〉。《心理学报》，2000，32 (1)：59–64。）.
Rubin, K. H., Bukowski, W., Parker, J. G. Peer Interactions, Relationships, and Groups. In: W. Damon, E. Nancy. Handbook of Child Psychology. Vol. 3: Social, Emotional, and Personality Development. Sth ed. New York: Wiley, 1998, 619–700.
Bush, E. S., Ladd, G. W. Peer rejection as an antecedent of Yong Children's school Adjustment: An Examination of Mediating Processes. Developmental Psychology, 2001, 37: 550–560.
Hodge, E. V. E., Boivin, M., Vitaro, F., et al. The power of friendship: Protection against an escalating cycle of peer victimization. Developmental Psychology, 1999, 35: 94–104.
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. Developmental Psychology, 1993, 29 (4): 611–621.
Schwatz, D., Dodge, K. A., Petti, G. S., et al. Friendship as a moderating factor in the pathway between early harsh home environment and later victimization in the peer group. Development Psychology, 2000, 36: 646–662.
Demir, A. University o grencilerinin yalmzlik duzeyini etkileyen bazi etmenler [Some factors that influence the loneliness level of college students]. Unpublished doctoral dissertation, Hacettepe University, Ankara, Turkey, 1990.
Zou, H. Developmental function and influencing factors of peer relationship (in Chinese). Psychological Development and Education, 1998, 14 (2): 40–46.
（邹泓。〈同伴关系的发展功能及其影响因素〉。《心理发展与教育》，1998，14 (2)：40–46。）
Wang, Z. Y., Wang, J. S., Chen, H. C. The influence of training on rejected and neglected children (in Chinese). Psychological Development and Education, 2000, 16 (1): 6–11.
（王争艳，王京生，陈会昌。〈促进被拒绝和被忽视幼儿的同伴交往的三种训练方法〉。《心理发展与教育》，2000，16 (1)：6–11。）
Asher, S. R., Wheeler, V. A. Children's loneliness: A comparison of rejected and neglected peer status. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 1985, 53: 500–505.
Zhou, Z. K., Zhao, D. M., Chen, J., et al. Loneliness as a function of sociometric status and self-perceived social competence in middle childhood (in Chinese). Psychological Development and Education, 2003, 19 (4): 70–74.
（周宗奎，赵冬梅，陈晶等。〈童年中期儿童社交地位、社交自我知觉与孤独感的关系研究〉。《心理发展与教育》，2003，19 (4)：70–74。）
Warman, D. M., Cohen, R. Stability of Aggressive Behaviors and Children's Peer Relationships. Social Development, 2000, 26: 277–290.
Wen, Z. L., Chang, L., Hau, K. T., et al. Testing and application of the mediating effects (in Chinese). Acta Psychologica Sinica, 2004, 36 (5): 614–620.
（温忠麟，张雷，侯杰泰等。〈中介效应检验程序及其应用〉。《心理学报》，2004，36 (5)：614–620。）
Xin, Z. Q., Chi, L. P. The relationship between family functioning and children's loneliness: the role of mediator (in Chinese). Acta Psychologica Sinica, 2003, 35 (2): 216–221.
（辛自强，池丽萍。〈家庭功能与儿童孤独感的关系：中介的作用〉。《心理学报》，2003，35 (2)：216–221。）
Lau, S., Dennis, W. K., Patrick, C, et al. Facets of Loneliness and Depression Among Chinese Children and Adolescents. The Journal of Social Psychology, 1999, 139: 713–725.
Zou, H. Children's loneliness and peer relationships. Psychological Development and Education, 1993, 9 (2): 16–18.
（邹泓。〈儿童的孤独感与同伴关系〉。《心理发展与教育》，1993，9 (2)：16–18。）
Margalit, M. Loneliness among children with special need. New York: Springer-Verlag, 1994, 15–17.
Shaffer, D. R. Developmental Psychology: childhood and adolescence (6th ed.). Thomson learning, 2002, 575–617.
Gauze, C., Bukowski, W. M., Aquan-Assee, J., et al. Interactions between family environment and friendship and associations with well-being during early adolescence. Child Development, 1996, 67: 2201–2216.
Zhou, Z. K., Fan, C. Y. Primary school children's social anxiety and loneliness (in Chinese). Psychological Science, 2001, 24 (4): 442–442.
（周宗奎，范翠英。〈小学儿童社交焦虑与孤独感研究〉。《心理科学》，2001，24 (4)：442–442。）
Rotenberg, K. J., Hymel, S. Loneliness in Childhood and Adolescence. UK: Cambridge University Press, 1999.
Uruk, A. C., Demir, A. The role of peers and families in predicting the loneliness level of adolescents. The Journal of Psychology, 2003, 137 (2): 179–194.
Zhou, Z. K. Children's Social Skill (in Chinese). Wuhan: Central China Normal University Press, 2002.
（周宗奎。《儿童的社会技能》。武汉：华中师范大学出版社，2002。）
Boivin, M., Hymel, S., Bukowski, W. M. The roles of social withdrawal, peer rejection, and victimization by peers in predicting loneliness and depressed mood in childhood. Development and Psychopathology, 1995, 7: 765–785.
Hymel, S., Vaillancourt, T., McDougall, P., et al. Peer acceptance and rejection in childhood. In: Smith, P. K., Hart, C. H. (Ed.), Blackwell Handbook of Childhood Social Development, 2004, 65–284.
Valas, H., Sletta, O. Social behavior, peer relations, loneliness and self-perceptions in middle school children: A mediational model. Paper presented at the XIV biennial meeting of the International Society for the Study of Behavioral Development, Quebec City, Canada, 1996.
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