学校反欺凌氛围对教师预防型干预行为的影响：干预信念的中介作用

张桂蓉，张 颖，顾 妮

(中南大学 a.公共管理学院; b.社会稳定风险研究评估中心，湖南 长沙 410075)

一、问题的提出

校园欺凌会给青少年的成长造成一系列负面影响，轻则影响青少年的学业表现，[1]重则导致青少年抑郁，甚至出现自杀倾向或自杀行为。[2]2016年至今，国家相关部门出台了系列方案和意见，为治理校园欺凌提供指导。我国四省15岁学生欺凌发生率从2015年的22.5%降至2018的17.7%。[3]校园欺凌行为虽然得到一定遏制，但校园欺凌依然是校园安全工作中需要重点关注的问题。据《中国应急教育与校园安全发展报告》基于权威媒体报道的校园安全事件的不完全统计，2016—2020年，我国校园欺凌事件在校园安全事件中占比分别为11%[4]、24.75%[5]、35%[6]、14.65%[7]、30.43%[8]。学校是治理校园欺凌的基本单位[9]，各级各类学校相继开展了形式多样的预防校园欺凌主题活动。这些主题活动营造的反欺凌氛围能够有效降低学生欺凌的发生率[10]，增加学生干预欺凌的意愿[11]和积极性[12]，与学生的亲社会行为存在相关性[13]。学校反欺凌氛围的营造依靠教师正确有效地执行反欺凌政策，教师对欺凌行为的有效干预是减少校园欺凌现象的关键因素，[14]教师在校园欺凌发生前采取的预防型干预行为能够从源头上遏制校园欺凌。那么，教师会采取哪些预防型干预行为，影响其干预行为的因素有哪些？国内相关研究尚未形成实证报告。国外学者重视校园欺凌防控方案有效性的研究，对教师干预行为的研究侧重教师在校园欺凌发生后的干预行为；[15]在个体因素与教师预防型干预行为的相关性研究中多关注个体属性与欺凌干预行为的相关性，[16-18]教师校园欺凌干预信念对校园欺凌防控方案效果的影响，[19]缺乏对教师欺凌干预信念、校园反欺凌氛围、教师预防型干预行为之间结构关系的关注，更没有关注教师欺凌干预信念、校园反欺凌氛围对不同类型预防型干预行为的影响差异。因此，本研究拟通过问卷调查，运用结构方程，探索教师预防型欺凌干预行为的影响因素。

二、理论回顾与研究假设

(一)教师预防型干预行为

发生校园欺凌时，教师往往是学生最先接触到的成年人，[20]如果教师及时打破校园欺凌情境，就能够防止欺凌的进一步恶化，[21]使校园欺凌的旁观者更有可能为受害者辩护，抵制欺凌[22]。根据教师在校园欺凌干预中的主动程度可以将教师的行为分为积极的干预行为和消极的干预行为。积极的干预行为指在校园欺凌事件发生前，对学生进行预防教育或密切关注有欺凌风险的学生；消极的干预行为指教师在校园欺凌事件发生后采取惩罚型、冷漠型和温和型三种措施[20，23]对欺凌他人的行为进行干预。这种划分方法考虑到了教师在校园欺凌干预中的个人能动性特点。

世界卫生组织对校园欺凌干预行为的类型进行了较为全面的总结，根据干预行为发生的阶段和影响的范围将校园欺凌干预行为分为三种类型：(1)普遍预防行为，这种干预措施面向全校所有学生，包括制定学校反欺凌政策，面向教师、家长和学生开展校园欺凌主题培训等，以降低学生卷入欺凌的风险，提升其应对技能；(2)选择预防行为，主要指对具有卷入欺凌风险的学生实施行为管理等；(3)直接干预行为，即对欺凌者和受欺凌者实施专门设计的冲突调解方案。[24-25]由于直接干预行为要根据欺凌者或者受欺凌者的具体情况而定，更适合个案研究。因此，本文主要关注教师预防型干预行为，教师预防型干预行为是一种积极干预行为，主要包括教育行为和关注行为两种类型。

(二)教师校园欺凌干预信念与预防型干预行为

教师预防型干预行为是一种特殊的教育行为。教师教育行为总是以一定的教学思想和信念为先导，虽然有些信念常常不被教师所意识到，也不一定能清晰地表达出来，[26]但是，教师的信念对其教育行为具有评价和导向功能。[27]“信念”是个体凭借个体经验或借鉴他人经验形成对因果关系的认知与判断，以及在此基础上形成的路径选择。[28]他人行为和自我效能感促进教师干预校园欺凌信念的形成。如果教师们相信学校里的其他人也可能干预校园欺凌，他们就更愿意采取校园欺凌干预行为。[29]Van Verseveld采用元分析的方法对已有研究文献进行分析后指出，当干预方案中包含了强化教师态度、主观规范、自我效能、知识和技能等要素时，反欺凌方案的有效性可能会增加。[19]Brennan也指出，自我效能感是影响教职工干预行为的重要因素。[30]Kallestad发现教师对校园欺凌干预重要性的信念是反欺凌项目实施效果的重要预测因素。[31]Tsaskia证明教师对干预欺凌的信心越高[32]、自我效能感越高[33]，干预校园欺凌的频率越高。由此我们提出假设：

H1：教师的干预信念会对教师预防型干预行为产生显著正向影响。

H1a：教师的干预信念会对教师教育行为产生显著正向影响。

H1b：教师的干预信念会对教师关注行为产生显著正向影响。

(三)学校反欺凌氛围与教师预防型干预行为

社会认知理论认为个体、环境和行为相互作用，构成一个三元交互决定系统。[34]个体具有主观能动性，即个体会不断对外部环境、自身条件进行评价，形成相关预期方案，采取实现目标的行动。Baraldsnes对影响教师按照OBPP(Olweus Bullying Prevention Program)手册执行干预校园欺凌措施的个体和学校环境因素进行分析后指出，教师的欺凌预防工作与其对学校氛围的评价间存在显著的正相关关系。[35]可以判断，教师干预欺凌的行为会受到学校反欺凌氛围的影响。由此我们提出如下假设：

H2：学校反欺凌氛围会对教师预防型干预行为产生显著正向影响。

H2a：学校反欺凌氛围会对教师的教育行为产生显著正向影响。

H2b：学校反欺凌氛围会对教师的关注行为产生显著正向影响。

(四)干预信念的中介作用

教师行为是动态变化的，其教育信念及行为不断受到各种外界环境因素的影响与制约，这些环境因素与教师自身因素的不断交互作用塑造了教师特有的教育信念和教学实践行为。[36]Sibel从建构主义的研究视角指出，教师的信念是个体与社会环境交互作用的产物，教师的教育信念会受到外部环境的影响。[37]在外部条件一定的情况下，不同的个体行为信念会对个体行为产生不同的影响，外部环境对干预行为的影响也会通过个体行为信念的强弱影响到个体行为。教师对学校安全氛围的感知程度与个体信念之间存在显著正相关关系，而拥有积极信念的教师更有可能干预欺凌行为。[38]由此提出研究假设：

H3：学校反欺凌氛围会对教师的干预信念产生显著正向影响。

H4:干预信念在反欺凌氛围与教师预防型干预行为的关系中起到中介作用。

H4a:干预信念在反欺凌氛围与教师教育行为的关系中起到中介作用。

H4b:干预信念在反欺凌氛围与教师关注行为的关系中起到中介作用。

(五)模型构建

综上所述，本文总体研究框架如图1所示。

图1 教师预防型干预行为的影响因素模型

三、研究设计

(一)变量测量与预测试

由于相关变量的测量缺乏成熟量表，本文在文献研究、中小学教师深度访谈和专家咨询的基础上，结合校园欺凌治理相关政策内容设计变量测量题项。初始问卷涉及干预信念、学校反欺凌氛围、教师教育行为与教师关注行为4个变量，共计27个题项，其中被试者基本信息9个题项，教师预防型干预行为量表8个题项，教师干预信念量表6个题项，学校反欺凌氛围量表4个题项。

学校反欺凌氛围是本次研究的前因变量。一般来讲，学校氛围可以通过客观指标或者主观指标来测量，客观指标主要是学校的客观特征，如学校规则、行为规范、学习实践活动、安全管理制度等方面[39]。学校反欺凌氛围客观层面的测量指标来自学校的反欺凌制度和专题活动，主观层面的测量指标来自教师和学生的评价。本研究聚焦学校反欺凌氛围对教师干预校园欺凌行为的影响，主要考虑教师对学校反欺凌氛围的感知，教师对学校反欺凌氛围的感知取决于学校的规章制度和反欺凌专题活动，学校反欺凌政策内容的广度和学校组织的针对学生、家长和教师开展的反欺凌专题活动的频度，作为客观指标能够呈现学校反欺凌的规范、价值目标、对教师反欺凌行为的约束程度，反欺凌的组织机构以及教师、家长、学生参与反欺凌活动的程度。根据中国的实际情况，以学校反欺凌制度的制定和执行情况为调查切入点，参考各省市制定的中小学校园欺凌的整治方案和教育部等十一个部门联合印发的《加强中小学生欺凌综合治理方案》的内容，以及中小学教师的深度访谈结果，构建学校反欺凌氛围测量指标，主要包括：(1)F1：学校反欺凌政策内容的广度，包括组建学生欺凌治理委员会、建立欺凌受害心理辅导中心、制定防治学生欺凌工作各项规章制度(干预流程和处罚规定)、明确教师在应对欺凌中的责任、将校园欺凌纳入到教师学年考核评价中、针对反欺凌行为进行宣传(张贴或者在电子屏幕、黑板、校报等处显示反欺凌标语)、增加学校安全保障设施(如安装电子监控、紧急报警装置等)；[40](2)F2：针对学生的宣传教育，包括升旗仪式讲话、主题班会、专门课程、专题讲座等；(3)F3：针对家长的宣传教育，包括在线宣传、主题班会、专题讲座等；(4)F4：针对教师的宣传教育，包括在线宣传、资料发放、专业培训、职工会议等。F1 按照学校政策方案的内容多少进行加总求和来测量，没有制定相关政策计1分，包含其中一项内容的计2分，依此类推，六项全部包含的计为7分，后将7分计分方式按照5分制计算最后得分。学生(F2)、家长(F3)、教师(F4)的宣传教育情况按照频率(从未=1分、一次=2分、一学期一次=3分、一学期两次=4分、一学期三次及其以上=5分)进行测量。

教师校园欺凌干预信念是本次研究的中介变量。计划行为理论认为一个人采取行为的意图受到三个因素的影响：对行为的态度、主观规范、感知行为控制；Ajzen在其研究中提出信念是引起群体行为改变的关键因素，态度、规范、感知行为控制等往往是由信念这一深层次因素所控制；[41]Heuckmann等[42]将教师的教育信念分为态度信念、规范信念与感知行为控制信念。

本研究在以往研究的基础上将教师干预信念界定为教师对校园欺凌进行干预的个体看法和认知，具体包括教师了解干预校园欺凌的知识/方法的程度、对干预手段解决校园欺凌问题的必要程度的评价、对干预手段解决校园欺凌问题的有效性的评价、对其他教师干预欺凌努力程度的评价、对自身成功干预校园欺凌的信心、家人和朋友的关注对干预校园欺凌态度的影响。教师干预信念变量采用10分制(1分=非常少/非常小/非常低，10=非常多/非常大/非常高)进行测量。

校园欺凌预防型干预行为是本次研究的结果变量。参照世界卫生组织对校园欺凌干预行为的划分标准，将教师的预防型干预行为分为关注行为和教育行为。根据中国中小学校校园欺凌预防的具体措施，教师的教育行为主要包括组织学生观影(或短视频)、校园欺凌案例教育、情景模拟教育，该变量通过教师采用何种方式及每种方式采用的频率进行测量。教师的关注行为主要表现为对特殊学生的关注程度，特殊学生依据其是否具有卷入校园欺凌风险的因素判断，一般来讲，家庭情况特殊(如离异/单亲家庭/家庭经济特别困难)、身体情况特殊(如特别肥胖/瘦弱)、行为异常(如没有朋友)、情绪异常(如低落)和学习表现异常(成绩突然下降)等[40，43]的学生具有卷入校园欺凌的风险。教师的关注行为按照关注程度进行打分(很少=1分、比较少=2分、一般=3分、比较多=4分、非常多=5分)。

此外，教师的性别、年龄、受教育程度、身份、任教年级、任教区域等个体特征也会对教师校园欺凌预防型干预行为产生一定的影响，因此本研究将它们作为控制变量。

考虑到量表存在自制导致权威性不足的缺点，我们基于收集到的141份预测试调查数据对量表进行信效度检验与探索性因子分析。经检验发现原变量测量条目存在调整的空间：测量条目F1(学校执行反欺凌政策方案内容)、B6(是否有必要采取干预措施)及IF5(身材弱小或肥胖)影响问卷整体的信度，将其删除后发现整体信度有所提高，最终形成本次研究的正式问卷。各变量测量条目如表1所示。

表1 教师校园欺凌预防型干预行为量表的正式测量题项

(二)数据收集与样本基本情况

本次研究以安徽、湖南、江苏、湖北等23个省市的中小学教师为调查对象，具体包括校长、学校行政人员、班主任和任课教师。问卷通过熟识的教育系统工作人员发放，调查对象借助问卷星系统填写问卷，共回收427份问卷，回收率100%。

问卷回收后，按照三个标准对问卷进行筛选：第一，作答时间是否短于三分钟；第二，作答结果是否存在逻辑错误；第三，是否存在所有作答结果完全相同的问卷。最终，我们剔除了无效问卷27份，共得到有效问卷400份，问卷有效率达93.7%。被试者的基本情况如表2所示。

表2 调查对象基本信息统计表

(三)数据分析方法

本研究采用SPSS 23.0与AMOS26.0统计软件完成数据处理工作。数据分析程序如下：(1)采用内部一致性Cronbach’s α系数评价量表信度；(2)采用验证性因子分析量表效度；(3)采用描述性分析考察学校反欺凌氛围、教师干预信念、教师预防型干预行为的整体状况；(4)采用单因素方差分析考察教师校园欺凌预防型干预行为的差异；(5)采用相关性分析考察变量间相关系数；(6)采用结构方程模型进行假设检验。

四、研究结果

(一)量表信度与效度

在数据处理之前，首先进行信效度检验。在信度方面，采用内部一致性Cronbach’s α系数评价量表信度，经检验发现学校反欺凌氛围量表的信度为0.882，教师干预信念的信度为0.815，教师教育行为的信度为0.924，教师关注行为的信度为0.91。各变量量表具有较高的信度，全部满足测量的要求。

在结构效度方面，采用方差最大旋转主成分分析法发现整体效度较好：学校反欺凌氛围的三个题项较好地收敛于一个因子，其KMO值为0.773(2=402.075，p=0.000)，因子载荷均在0.9以上，累计方差解释率为 90.497%。教师干预信念五个题项较好地收敛于一个因子，其KMO值为0.841(2=282.737，p=0.000)，因子载荷均在 0.745-0.886 之间，累计方差解释率为 62.513%。教师校园欺凌预防型干预行为提取出教师关注行为与教师教育行为2个因子，教师教育行为的三个题项较好地收敛于一个因子，教师关注行为的四个题项较好地收敛于一个因子，教师预防型干预行为的KMO值为0.858(2=846.708，p=0.000)，累计方差解释率为79.548%，因子载荷均在 0.8 以上。此外，验证性因子表明由学校反欺凌氛围、教师干预信念、教师教育行为、教师关注行为组成的四因子模型拟合度较好，且这一模型的拟合度显著优于其他竞争模型，如表3所示。

表3 研究量表的信度与效度

(二)共同方法偏差检验

当研究数据来自于同一个被试样本时，可能存在共同方法偏差问题。针对单因素检验存在不稳定的情况，使用方法因子对共同方法偏差进行检测。[46]在原有基准因子的基础上加上一个方法因子作为全局因子，把加上方法因子后的模型拟合指数与原有基准因子模型拟合指数比较。如果加上方法因子后的模型比原有基准因子模型的CFI 和TLI 提高幅度超过0.1，RMSEA 和SRMR 降低幅度超过0.05，说明存在严重的共同方法偏差[47]。按照上述步骤，在原来四因子模型的基础上加入一个方法因子，构建五因子模型结构。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，结果表明指标 CFI、TLI 的提升幅度在0.02以内，SRMR、RMSEA的降低幅度在0.02以内，因此可排除共同方法偏差对研究结果可能造成的误差。

(三)各变量得分情况分析

1.学校反欺凌氛围、教师干预信念、教师预防型干预行为的整体状况

经描述性分析发现，学校反欺凌氛围总体均值为2.68(满分5分)，中位数为2.67，标准差为1.05，表明学校反欺凌氛围处于中等水平且得分分布均匀。学校对学生的宣传教育平均得分最高，对教师宣传教育平均得分其次，对家长的宣传教育平均得分最低，分别为2.89、2.69和2.45。教师干预信念得分均值为6.55(满分10分)，中位数为6.60，标准差为1.55，表明教师的干预信念总体得分处于中等水平且得分分布均匀。对教师干预信念进一步分析发现两个问题：(1)责任认知不足，缺乏干预动力。责任认知水平得分仅为5.95(满分10分)，调查对象认为教师在校园欺凌干预中承担着次要责任。(2)干预知识和干预能力缺乏。参加过教育培训的教师仅占到一半左右，其中多数参与的培训形式是会议学习(58.25%)与参与讲座(61.25%)，获得专业人员指导的教师比例仅为47.7%。教师预防型干预行为的得分均值为3.32(满分5分)，中位数为3.33，标准差为0.76，表明教师预防型干预行为处于中等水平且得分总体均匀。教师预防型干预行为的两个维度的均值分别为3.75和2.88，其中教师关注行为的均值得分水平较高。

2.教师预防型干预行为的单因素方差分析

采用单因素方差分析考察教师的性别、年龄、从教时间、受教育程度、身份、任教年级、任教区域、任教学科等个体特征对教师预防型干预行为的影响。从教师教育行为上看，教师性别、年龄、受教育程度、身份、任教年级、任教区域、任教学科对教师教育行为得分差异均有统计学意义(p<0.05)。男性教师得分高于女性教师；教师的受教育程度与教师教育行为呈现反向相关关系，学历越低，教师的教育行为得分反而越高；校长和行政人员教育行为得分普遍高于班主任和普通教师，可能是行政岗位受到的考核压力较大；小学和初中的教师教育行为得分高于高中、中专的教师，符合初中、小学是校园欺凌高发学段这一基本情况；乡镇/街道的教师教育行为的平均得分高于市、县级的教师，原因可能在于乡镇/街道的校园欺凌发生率普遍高于市级和县级的学校；心理辅导课程、其他课程教师教育行为得分更高。从教师关注行为上看，从教时间对教师关注行为得分差异有显著统计学意义(p<0.05)，结果显示从教时间越长，教师的关注行为得分越高，结果如表4所示。

3.各变量的相关性分析

采用Person相关分析探讨学校反欺凌氛围、教师干预信念、教师关注行为、教师教育行为之间的相关程度。研究结果表明三者均在0.01的水平上显著相关。其中，教师干预信念与教师预防型干预行为之间均呈现显著正相关关系，与教师关注行为的相关系数为0.312，与教师教育行为之间的相关系数为0.569；学校反欺凌氛围与教师预防型干预行为之间呈现显著正相关关系，与教师关注行为之间的相关系数为0.252，与教育行为之间的相关系数为0.788；学校反欺凌氛围与教师的干预信念之间存在显著正相关关系，其相关系数为0.544。

由此可知，相关性分析结果与理论假设一致，为进一步分析提供了初步支持，如表5所示。

表4 教师预防型干预行为的单因素方差分析

表5 变量相关性分析

(四)假设检验

1.结构方程模型检验结果

本研究借助 AMOS26.0 统计软件对研究假设进行了验证，如图2所示。

图2 教师校园欺凌预防型干预行为的结构方程模型及路径系数

以学校反欺凌氛围为自变量，教师预防型干预行为为因变量，纳入干预信念作为中介变量进行模型检验，结果如表6所示。

对假设进行验证时，需要对非标准化路径系数的p值或者 t-value 值进行比较，当t-value大于1.96或者p<0.05时，表明路径系数显著。研究结果显示，教师干预信念对教师教育行为、关注行为的标准化路径系数分别为0.216(t=4.453，p<0.001)，0.267(t=3.361，p<0.001)，表明教师干预信念对教师教育行为和关注行为有显著正向影响，假设H1a、H1b得到验证。学校反欺凌氛围对教师教育行为的标准化路径系数为0.730(t=14.873，p<0.001)，表明学校反欺凌氛围对教师教育行为有显著正向影响，假设H2a得到验证；学校反欺凌氛围对教师关注行为的标准化路径系数为0.054(t=0.739<1.96，p>0.05)，假设H2b不成立。学校反欺凌氛围对教师干预信念的标准化路径系数为0.632(t=9.689>1.96，p<0.001)，表明学校反欺凌氛围对教师干预信念有显著正向影响，假设H3得到验证。

表6 结构方程模型的路径检验结果

2.中介效应检验结果

本研究采用自助抽样法(bootstrap method)进一步对中介效应进行检验，样本量选择为5000，采用Bias-Corrected 和 Percentile 两种方法检测置信区间。为提高结果可信度，使用系数乘积法所得Z值进行辅助验证。研究结果显示，学校反欺凌氛围对教师教育行为的总效应和间接效应的95%置信区间均不包含零，且点估计值的Z值均大于1.96，说明学校反欺凌氛围与教师教育行为之间存在中介效应。继续检测直接效应的置信区间，置信区间均不包含0，且Z值为16.222>1.96，则表明学校反欺凌氛围与教师教育行为之间存在部分中介效应。其中间接效应的点估计值为0.137，总效应的点估计值为0.867，通过计算中介效应/总效应的比值，能够计算出中介效应的相对大小。[48]在学校反欺凌氛围对教师教育行为关系中，干预信念的中介效应占总效应的15.8%，假设H4a得到验证。学校干预氛围对教师关注行为的总效应和间接效应的95%置信区间均不包含零，且点估计值的Z值均大于1.96，说明学校干预氛围与教师关注行为之间存在中介效应。继续检测直接效应的置信区间，置信区间均包含0，且Z值为0.643<1.96，表明学校干预氛围与教师关注行为之间存在完全中介效应。其中间接效应的点估计值为0.168，总效应的点估计值为0.222，干预信念的中介效应占总效应的75.68%。假设H4b得到验证，结果如表7所示。

表7 中介效应检验结果

五、结论与讨论

本研究通过构建教师校园欺凌预防型干预行为影响因素的结构方程模型，分析了学校反欺凌氛围、教师干预信念和教师预防型干预行为之间的关系。通过实证检验，我们得出以下结论。第一，教师干预信念对教师预防型干预行为有显著正向影响，且干预信念对教师关注行为和教育行为影响的路径系数基本相同。由此可知，教师干预信念作为内在动力源，对教师行为的影响较为稳定。第二，学校反欺凌氛围对教师教育行为有显著正向影响，但是对教师关注行为没有显著正向影响。我国教师在校园欺凌的干预中可能存在“被动干预”的情况。教师的教育行为作为一种显性的行为，能够直接被观察考核。但是教师的关注行为较为隐性，更多受教师信念影响。第三，学校反欺凌氛围对教师的干预信念产生显著正向影响。学校反欺凌氛围能有效地提升教师对校园欺凌的警惕意识与预防意识，从而采取相应措施以防止校园欺凌行为的发生。第四，教师干预信念在学校反欺凌氛围与教师教育行为间起部分中介作用，在学校反欺凌氛围与教师关注行为间起着完全中介作用。第五，从教师教育行为上看，教师性别、年龄、受教育程度、身份、任教年级、任教区域、任教学科在教师教育行为上的得分差异均有统计学意义，校长和行政人员的教育行为得分普遍高于班主任和普通教师，心理辅导课程教师的教育行为相较于语数外等课程得分更高；从教师关注行为上看，从教时间对教师关注行为得分差异有显著统计学意义，从教时间越长，教师的关注行为得分越高。

根据研究结论，我们在治理校园欺凌研究方面得出如下启示。第一，坚定教师干预信念是促进教师采取预防型干预行为的关键。坚定教师的干预信念可以从两个方面着手，首先要提高教师干预欺凌的知识和技能，增强他们对干预校园欺凌行为的感知信念；其次，要营造反欺凌的校园氛围，坚定其有效干预校园欺凌的信心。第二，重点加强青年教师校园欺凌干预的专业技能培训，提高其欺凌风险识别和防控能力。第三，提高班主任和普通教师的校园欺凌干预信念，并积极采取预防型干预行为。校园欺凌干预不仅仅是学校管理人员的工作，更是教师的本职工作。美国教师反欺凌计划中明确规定了提升教师主观能动性以及预防校园欺凌行为的具体策略与措施，[21]我国虽然制定了校园欺凌综合治理方案，但是，大部分学校还没有形成教师干预校园欺凌的制度化规范。中小学教师需要成为防控校园欺凌风险的中坚力量。

本研究虽然从纵向层面分类探讨了教师预防型干预行为的影响因素，但是没有从横向层面分析教师预防型干预行为对不同类型校园欺凌行为的影响差异；同时，没有把教师对校园欺凌的处置行为作为变量纳入分析范围；而且，问卷调查获取的时点数据存在局限，数据结果难以推断变量之间的因果关系。以上研究不足是未来研究改进的基本方向。