1. 引言
校园欺凌已成为威胁我国青少年发展的公共健康议题，对儿童和青少年身心健康及人格发展和社会适应造成了严重负面影响，对社会和谐、家庭稳定埋下了较大的隐患。既有研究一致证实，欺凌卷入无论角色如何，均会损害儿童青少年的学业成绩、同伴关系及身心健康(Sentse et al., 2017; Sigurdson et al., 2015)。受害者常表现情绪调节困难、抑郁焦虑甚至自伤自杀；欺凌者则多伴随外化行为、学业失败及长期社会化障碍，且师生冲突激烈、自我调控能力孱弱、共情水平较低。值得注意的是，双方并非随机分布，家庭被视为欺凌行为最重要的“社会孵化器”。因此，当前需要更多聚焦于父母教养与校园欺凌机制的核心关联机制，展开深入探讨。
在校园欺凌的影响因素研究中，家庭系统尤其是亲子互动模式的作用逐渐受到重视。已有研究表明，亲子依恋作为亲子关系的核心维度，对青少年校园欺凌参与行为具有显著预测作用，但具体影响路径存在差异：例如，父子依恋可通过调节个体自尊水平间接影响同伴欺凌参与(Pan et al., 2019)，而低水平的母子依恋则与主动关系攻击、被动关系攻击均呈正相关(Kokkinos, Algiovanoglou, & Voulgaridoul, 2019)。权威型教养负向预测欺凌行为，而专制与放任型正向预测。但现有文献多将依恋或教养方式作为单一背景因素，对其“如何”影响欺凌行为的内部过程——尤其是情感与认知层面的中介变量——探讨不足。
共情–同情能力(empathy & sympathy)被视为抑制攻击、促进亲社会行为的关键个体资源，其形成深受早期亲子互动模式塑造。国外元分析指出，父母情感温暖可通过增强观点采择与情感共鸣减少儿童攻击(van der Stouwe et al., 2014)，而国内研究亦发现共情在教养方式与青少年网络欺凌间存在部分中介。基于此，本研究聚焦父母教养方式、共情同情能力与校园欺凌三者的关系，旨在明确以下核心问题：一是厘清父母教养方式(如情感温暖、拒绝、过度保护)在不同人口统计学变量(性别、年级、是否独生子女、是否留守儿童等)上的差异，及其与校园欺凌的具体关联模式；二是验证共情同情能力在父母教养方式与校园欺凌间的中介作用，揭示家庭因素影响青少年欺凌行为的内部心理机制；三是区分父母教养方式不同维度(如父亲拒绝与母亲过度保护)对共情能力及校园欺凌的差异化预测作用，通过构建“家庭–情感–行为”整合路径，本研究期望为校园欺凌的早期家庭干预提供实证依据与操作靶点。
2. 对象与方法
2.1. 研究对象
本研究采用方便取样的方法，以广东省惠州市某中学初中部和高中部全体学生为调查对象。共发放问卷520份，回收有效问卷513份，有效回收率为98.65%。有效样本中，男生257人(50.49%)，女生252人(49.51%)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 中学生校园欺凌问卷
本研究选用陈薇(2012)修订之《校园生活量表》(Campus Life Inventory)。该量表共27题，分为“欺凌者”“被欺凌者”“旁观者”三个平行维度，可同步评估学生在校园欺凌事件中的多重角色。每题以“过去一学期内发生频率”自评，从“从未”到“总是”5级频次，Likert 5点计分(1 = 从未，5 = 总是)，得分越高表示欺凌卷入程度越严重。预调查(N = 186)显示，总量表Cronbach’s α = 0.83，三维度α介于0.78~0.81；验证性因素分析RMSEA = 0.06，CFI = 0.94，信效度较好。
2.2.2. 父母教养方式问卷
采用蒋奖等人(2010)修订的简版《父母教养方式量表》(s-EMBU-C)。分父、母两套，各21题，共42题，均含“拒绝”“情感温暖”“过度保护”三个维度，每题以“父母做得有多频繁”4级评定(1 = 从不，4 = 总是)。得分越高表示该维度特征越突出。本次样本中，父亲量表Cronbach’s α = 0.723，母亲量表α = 0.696；三因素结构方程模型拟合良好(χ2/df = 2.21, RMSEA = 0.05, CFI = 0.92)，可用于中学生的群体比较与路径分析。
2.2.3. 共情–同情问卷
选用沃森等(Vossen et al., 2015)编制、国内学者回译修订的《青少年共情同情量表》(AES-Youth) (Li, Tan, & Ying, 2019)。共12题，含“认知共情”(理解他人情绪)、“情感共情”(情绪感染)、“同情”(关心并想帮助)三个维度，Likert 5点计分(1 = 完全不同意，5 = 完全同意)。预试结果表明，总量表Cronbach’s α = 0.84，三维度α在0.70~0.78之间；验证性因素分析支持三因子结构(RMSEA = 0.07, CFI = 0.93)，可作为考察个体情绪调谐与亲社会倾向的有效工具。
2.3. 数据处理
本研究使用SPSS26.0对所得数据进行统计分析。问卷回收后将漏填、没填或随意填写的问卷剔除，把数据统一录入问卷星软件，再用SPSS统计软件进行描述统计、相关分析，独立样本t检验，单因素方差分析，事后检验等，并建立相应的中介效应模型。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差
采用Harman单因素检验方法进行共同方法偏差检验，结果显示：共提取出13个特征值大于1的公因子，累计方差解释率为68.32%；其中第一个公因子的方差解释率为22.75%，远低于40%的临界标准。说明本研究不存在严重的共同方法偏差，可以进行数据分析与处理。
3.2. 描述性统计
年龄范围为11~19岁，样本涵盖初中与高中阶段，从人口学变量分布来看，性别方面，男生257人(50.49%)，女生252人(49.51%)，性别比例接近均衡；年级分布上，初一与初二学生人数相同，均为108人(各占21.22%)，高三学生82人(16.11%)，高一79人(15.52%)，高二71人(13.95%)，初三人数最少，为61人(11.98%)。是否为留守儿童维度，非留守儿童467人(91.75%)，留守儿童42人(8.25%)。
3.3. 中学生父母教养方式在是否为留守儿童上的差异
对是否为留守儿童的中学生家庭教养方式各维度进行独立样本t检验。结果如表1所示，是否为留守儿童的中学生在父亲情感温暖(p < 0.05)、母亲情感温暖(p < 0.01)和母亲拒绝(p < 0.05)的维度上存在显著差异，在父亲拒绝、父亲过度保护、母亲过度保护的维度上不存在差异。从表中可以看出，留守儿童在父亲情感温暖和母亲情感温暖两个维度上的评分得分低于非留守儿童。
Table 1. Differences in parental parenting styles of middle school students based on whether they are left-behind children
表1. 中学生父母教养方式在是否为留守儿童上的差异
差异来源 |
留守儿童M ± SD |
非留守儿童M ± SD |
t |
父亲情感温暖 |
16.29 ± 3.67 |
17.29 ± 4.92 |
5.876* |
母亲情感温暖 |
16.60 ± 3.45 |
17.77 ± 4.50 |
10.298** |
父亲过度保护 |
17.14 ± 3.66 |
15.71 ± 3.83 |
0.024 |
母亲过度保护 |
17.43 ± 3.66 |
16.15 ± 3.80 |
0.031 |
父亲拒绝 |
11.79 ± 3.41 |
9.78 ± 3.36 |
0.242 |
母亲拒绝 |
11.79 ± 3.41 |
9.70 ± 3.36 |
3.634* |
注：*p < 0.05，**p < 0.1 (下同)。
3.4. 父母教养方式、共情、同情、校园欺凌的相关分析
为探究中学生校园欺凌行为及父母教养方式与共情、同情能力之间的关系，采用Pearson相关分析对变量各维度进行考察。结果如表2所示，在校园欺凌方面，情感共情与被欺凌者维度在0.05水平呈显著正相关，而情感共情与同情维度均与旁观者维度在0.01水平呈显著正相关。在父母教养方式方面，父母情感温暖、过度保护与拒绝六个维度均与情感共情在0.01水平呈显著正相关；父母情感温暖和过度保护与认知共情在0.01水平呈显著正相关，父母拒绝与认知共情在0.05水平呈显著正相关；父母情感温暖和过度保护与同情维度在0.01水平呈显著正相关。
Table 2. Correlation analysis between parental parenting styles, empathy, sympathy, and school bullying
表2. 父母教养方式、共情、同情、校园欺凌之间的相关分析
变量 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
欺凌者 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
被欺凌者 |
46** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
旁观者 |
52** |
0.55** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
父亲情感温暖 |
0.05 |
−0.02 |
0.04 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
母亲情感温暖 |
−0.07 |
0.01 |
0.05 |
0.68** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
父亲过度保护 |
20** |
0.16** |
0.21** |
0.34** |
0.31** |
1 |
|
|
|
|
|
|
母亲过度保护 |
0.13** |
0.19** |
0.26** |
0.32** |
0.35** |
0.65** |
1 |
|
|
|
|
|
父亲拒绝 |
0.29** |
0.22** |
0.19** |
−0.41** |
−0.38** |
0.36** |
0.30** |
1 |
|
|
|
|
母亲拒绝 |
0.26** |
0.25** |
0.25** |
−0.39** |
−0.42** |
0.28** |
0.33** |
0.71** |
1 |
|
|
|
认知共情 |
−0.14** |
0.05 |
0.04 |
0.26** |
0.25** |
0.24** |
0.23** |
−0.20** |
−0.19** |
1 |
|
|
情感共情 |
−0.14** |
0.11* |
0.12** |
0.28** |
0.29** |
0.26** |
0.27** |
−0.18** |
−0.17** |
0.58** |
1 |
|
同情 |
−0.06 |
0.05 |
0.16** |
0.28** |
0.30** |
0.22** |
0.29** |
−0.05 |
−0.07 |
0.49** |
0.53** |
1 |
3.5. 中介效应分析
本研究采用中介效应检验程序分析共情与同情在父母教养方式与校园欺凌关系中的作用。结果如表3所示：在父亲教养方式方面，父亲拒绝能够正向预测校园欺凌(β = 0.136, p < 0.01; β = 0.134, p < 0.01)，而父亲情感温暖与过度保护对校园欺凌无显著预测作用；同时，父亲情感温暖与过度保护能够正向预测共情(β = 0.236, β = 0.244, p < 0.001)和同情(β = 0.178, β = 0.205, p < 0.01)，而父亲拒绝对共情与同情均无显著预测作用。在纳入中介变量后，共情与同情均能负向预测校园欺凌(β = −0.008, p < 0.01; β = −0.039, p < 0.01)，且父亲拒绝仍能显著正向预测校园欺凌，表明共情与同情在父亲拒绝与校园欺凌之间可能发挥部分中介作用。
Table 3. Regression analysis of fathers’ parenting styles, sympathy, empathy, and school bullying
表3. 父亲教养方式、同情、共情和校园欺凌的回归分析
回归方程 |
|
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
校园欺凌 |
父亲拒绝 |
0.084 |
0.079 |
15.454** |
0.136 |
4.420* |
父亲情感温暖 |
|
|
|
−0.02 |
−0.096 |
父亲过度保护 |
|
|
|
0.012 |
0.434 |
同情 |
父亲拒绝 |
0.106 |
0.101 |
20.005** |
−0.049 |
−0.727 |
父亲情感温暖 |
|
|
|
0.178 |
4.769** |
父亲过度保护 |
|
|
|
0.205 |
3.389** |
校园欺凌 |
父亲拒绝 |
0.091 |
0.084 |
12.592** |
0.134 |
4.367** |
父亲情感温暖 |
|
|
|
0.005 |
0.308 |
父亲过度保护 |
|
|
|
0.020 |
0.720 |
同情 |
|
|
|
−0.039 |
−1.938** |
共情 |
父亲拒绝 |
0.417 |
0.174 |
35.365** |
0.099 |
1.679 |
父亲情感温暖 |
|
|
|
0.236 |
5.171*** |
父亲过度保护 |
|
|
|
0.244 |
4.097*** |
校园欺凌 |
父亲拒绝 |
0.091 |
0.084 |
12.592** |
0.281 |
4.620** |
父亲情感温暖 |
|
|
|
0.067 |
1.382 |
父亲过度保护 |
|
|
|
0.93 |
1.497 |
共情 |
|
|
|
−0.008 |
−0.166** |
注：***p < 0.001。
本研究对共情与同情在母亲教养方式与校园欺凌关系中的中介作用进行检验。结果如表4所示：母亲拒绝(β = 0.149, p < 0.01)与母亲过度保护(β = 0.021, p < 0.01)能够正向预测校园欺凌，而母亲情感温暖的预测作用不显著；在预测共情与同情方面，母亲情感温暖与过度保护均呈现显著正向预测(共情：β = 0.237、0.233，p < 0.001；同情：β = 0.186、0.268，p < 0.01)，母亲拒绝则对共情无显著预测作用，但能负向预测同情(β = −0.047, p < 0.01)。在纳入中介变量后，共情与同情均对校园欺凌具有负向预测作用(β = −0.026, p < 0.05; β = −0.036, p < 0.05)，且母亲拒绝仍能显著正向预测校园欺凌，表明共情与同情在母亲拒绝与校园欺凌的关系中均发挥部分中介作用。
Table 4. Regression analysis of mothers’ parenting styles, sympathy, empathy, and school bullying
表4. 母亲教养方式、同情、共情和校园欺凌的回归分析
回归方程 |
|
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R² |
F |
β |
t |
校园欺凌 |
母亲拒绝 |
0.068 |
0.063 |
12.366** |
0.149 |
4.805** |
母亲情感温暖 |
|
|
|
0.002 |
0.116 |
母亲过度保护 |
|
|
|
0.021 |
−0.783* |
同情 |
母亲拒绝 |
0.147 |
0.142 |
29.125** |
−0.047 |
−0.703* |
母亲情感温暖 |
|
|
|
0.186 |
5.101** |
母亲过度保护 |
|
|
|
0.268 |
4.673** |
校园欺凌 |
母亲拒绝 |
0.074 |
0.066 |
10.047** |
0.148 |
4.758** |
母亲情感温暖 |
|
|
|
0.009 |
−0.494 |
母亲过度保护 |
|
|
|
−0.011 |
−0.419 |
同情 |
|
|
|
−0.036 |
−1.717* |
共情 |
母亲拒绝 |
0.416 |
0.173 |
35.157** |
0.121 |
2.125 |
母亲情感温暖 |
|
|
|
0.237 |
5.150*** |
母亲过度保护 |
|
|
|
0.233 |
4.074*** |
校园欺凌 |
母亲拒绝 |
0.384 |
0.147 |
21.790*** |
0.328 |
5.639*** |
母亲情感温暖 |
|
|
|
0.107 |
2.236 |
母亲过度保护 |
|
|
|
0.090 |
1.524 |
共情 |
|
|
|
−0.026 |
−0.579* |
注：*p < 0.05，**表示p < 0.01，***p < 0.001 (下同)。所有变量已标准化处理放入回归方程。
本研究采用SPSS宏中偏差矫正百分位Bootstrap法，分别检验共情与同情在父母教养方式与校园欺凌关系中的中介作用。结果显示，在同情路径中，父亲情感温暖、父亲过度保护和母亲过度保护三条路径的间接效应显著(效应值分别为0.0117、0.0104、−0.0141)，其Bootstrap 95%置信区间均不包含0；在共情路径中，父亲情感温暖和母亲情感温暖两条路径的间接效应显著(效应值分别为0.0419、0.0382)，Bootstrap 95%置信区间亦不包含0，其余路径均未呈现显著中介效应。结果表明，父母情感温暖能够通过提升共情与同情能力减少校园欺凌，而母亲过度保护虽可能直接助长欺凌，但亦能通过同情的中介作用抑制欺凌行为。中介效应检验结果如表5、表6所示，中介效应图见图1、图2。
Table 5. Test of the mediating effect of sympathy between parental parenting styles and school bullying
表5. 同情在父母教养方式和校园欺凌之间的中介效应检验
中介路径 |
效应值 |
Boot标准误 |
95%的置信区间 |
下限 |
上限 |
父亲拒绝→同情→校园欺凌 |
−0.0017 |
0.0022 |
−0.0088 |
0.0010 |
母亲拒绝→同情→校园欺凌 |
−0.0027 |
0.0026 |
−0.0107 |
0.0005 |
父亲情感温暖→同情→校园欺凌 |
0.0117** |
0.0060 |
0.0016 |
0.0256 |
母亲情感温暖→同情→校园欺凌 |
0.0104** |
0.0056 |
0.0013 |
0.0236 |
父亲过度保护→同情→校园欺凌 |
−0.0131 |
0.0163 |
−0.0451 |
0.0189 |
母亲过度保护→同情→校园欺凌 |
−0.0141** |
0.0036 |
−0.0309 |
−0.0025 |
Figure 1. Diagram of the mediating role of sympathy in the effect of parental parenting styles on school bullying
图1. 同情在父母教养方式对校园欺凌影响的中介作用图
Table 6. Test of the mediating effect of empathy between parental parenting styles and school bullying
表6. 共情在父母教养方式和校园欺凌之间的中介效应检验
中介路径 |
效应值 |
Boot标准误 |
95%的置信区间 |
下限 |
上限 |
父亲拒绝→同情→校园欺凌 |
−0.0017 |
0.0022 |
−0.0088 |
0.0010 |
母亲拒绝→同情→校园欺凌 |
−0.0027 |
0.0026 |
−0.0107 |
0.0005 |
父亲情感温暖→同情→校园欺凌 |
0.0117** |
0.0060 |
0.0016 |
0.0256 |
母亲情感温暖→同情→校园欺凌 |
0.0104** |
0.0056 |
0.0013 |
0.0236 |
父亲过度保护→同情→校园欺凌 |
−0.0131 |
0.0163 |
−0.0451 |
0.0189 |
母亲过度保护→同情→校园欺凌 |
−0.0141** |
0.0036 |
−0.0309 |
−0.0025 |
Figure 2. Diagram of the mediating role of empathy in the effect of parental parenting styles on school bullying
图2. 共情在父母教养方式对校园欺凌影响的中介作用图
4. 讨论
4.1. 中学生父母教养方式与同情、共情和校园欺凌的关系
根据研究结果，中学生校园欺凌、被欺凌及总分的均值略低于理论中值，这一结果可能反映出本研究中学生群体的校园欺凌现象相对较少。然而，这一结果与宋霞(2018)关于校园欺凌发生率偏高的研究存在差异，可能与问卷工具、被试选择及欺凌定义等因素有关，这也提示校园欺凌的发生机制具有情境依赖性，对其的关注和防治仍需结合具体研究场景持续推进。
父母教养方式方面，情感温暖维度得分最高，且母亲得分普遍高于父亲，反映了家庭角色分工对教养方式的影响，也与我国家庭中“母职中心”的传统角色分工认知相符合，母亲通常在亲子情感互动中承担更多责任，而父亲则更倾向于扮演规则制定者的角色，这种差异可能对子女的社会情感发展产生影响(张林虓，2022)。与蔡蓉等(2025)对留守儿童研究的结论一致，本研究中留守儿童在父母情感温暖维度上得分较低，从依恋理论来看，亲子相处时间有限会削弱安全依恋关系的建立，而安全依恋是情感温暖传递的基础，这可能会导致留守儿童难以通过家庭环境获得足够的支持。家庭结构对校园欺凌行为的关联分析显示，重组家庭在欺凌者和被欺凌者维度上均值最高，而旁观者维度上单亲家庭最高，这与华龙等(2023)研究的结果一致。进一步支持了“家庭系统理论”中关于家庭结构完整性影响个体社会适应的核心观点——家庭结构的变动可能破坏原有家庭功能的稳定性，降低亲子沟通质量，从而增加子女卷入校园欺凌的风险。相关分析表明，父母拒绝与过度保护维度与校园欺凌呈显著正相关，而父母情感温暖则与共情、同情能力呈正相关。共情能力与校园欺凌行为呈显著负相关，这一系列关联模式与社会学习理论的预期一致：父母通过情感温暖的教养行为为子女提供积极的社会示范，促进其共情与同情能力发展，而这种情感能力的提升可能减少欺凌行为的发生；反之，拒绝与过度保护的教养方式则可能传递消极互动模式(赵福江，周镭，2025；李艳兰，钟碧莲，2023)。需要强调的是，这些结果仅表明变量间存在显著相关关系，并未证实因果链条，其内在作用机制仍需进一步验证。
4.2. 同情、共情的中介作用
通过对中学生校园欺凌、父母教养方式与共情/同情关系的回归及中介效应分析发现，同情维度存在三条显著的中介路径：父亲情感温暖→同情→校园欺凌、父亲过度保护→同情→校园欺凌、母亲过度保护→同情→校园欺凌；共情维度存在两条显著中介路径：父亲情感温暖→共情→校园欺凌、母亲情感温暖→共情→校园欺凌。结果表明，父亲情感温暖可能通过提升子女的同情能力和共情能力间接减少校园欺凌行为；值得注意的是母亲过度保护表现出的双重关联特征：其可能与校园欺凌行为存在直接关联，同时又能通过激发同情心在一定程度上与该行为呈间接负相关。从心理学视角可作如下解释：母亲过度保护属于“直升机式育儿”的典型表现，这类行为会通过替代子女解决问题、屏蔽潜在挫折等方式剥夺其自我功能发展的机会，导致子女在社交中缺乏冲突解决能力，从而可能增加欺凌行为风险(Panier & Weinberg, 2025)。但另一方面，过度保护中蕴含的情感关注可能在特定情境下激发孩子的同情心，形成对欺凌行为的内在约束(Kim & Park, 2021)。这种双重效应深刻反映了教养方式作用机制的复杂性(Karaca & Özkan, 2025; Çelik & Özenç Ira, 2025)，并非单一维度的负面或正面评价所能概括，也进一步印证了家庭教养行为对子女发展影响的多元性与情境依赖性。
上述中介效应结果进一步丰富了家庭教养影响校园欺凌的理论模型，即父母教养方式可能通过共情与同情这一情感能力路径与校园欺凌行为产生关联。从社会学习理论来看，父母的积极沟通、关爱与尊重为子女提供了情感模仿的范本，有助于其共情与同情能力的发展，进而可能减少欺凌行为的发生(赵忠心，2023；Yuan, et al., 2025; 韩静，2024)。反之，若父母采取拒绝等粗暴教养方式，子女可能习得类似的攻击性行为模式，并将其用于人际冲突处理中。
从教育实践视角看，这些发现提示学校可通过班级日常管理或专门心理课程开展针对性活动，培养学生的共情能力。同时，考虑到父母教养方式的调节存在一定难度，本研究的中介效应结果为校园欺凌干预提供了新的思路：通过干预共情与同情等中介变量，可能间接改善学生的校园欺凌行为，这为家庭与学校协同防治校园欺凌提供了有益参考。
4.3. 研究的不足与展望
本研究存在以下局限：首先，被试均取自惠州某中学，样本代表性不足，未来研究应扩大取样范围以提升推论普适性；其次，研究方法主要依赖问卷法，手段较为单一，未来可结合访谈、观察等多种方法以增强研究的深度与客观性；最后，对共情、同情、父母教养方式及校园欺凌等变量的考察维度不够全面，后续研究需更系统地剖析各变量间的复杂关系。
未来的研究应考虑采用跨区域、多学校的样本，以增强研究结果的外推性。同时，建议结合定量与定性研究方法，如深度访谈或案例研究，以获得更丰富的数据和更深入的理解。此外，探索更多潜在的中介变量和调节因素，如同伴影响、学校氛围等，可能进一步揭示父母教养方式与校园欺凌之间复杂的相互作用机制。
5. 结论
综合本研究结果，可得出以下结论：(1) 父母教养方式与中学生校园欺凌行为存在显著相关关系，其中情感温暖可能是与校园欺凌减少相关的保护性因素，而拒绝与过度保护则可能是与校园欺凌增加相关的风险因素(2) 这一结果表明情感能力可能是家庭环境与个体欺凌行为之间的重要关联路径，也为校园欺凌干预提供了潜在的关键切入点。(3) 本研究的结论受限于抽样偏差与共同方法偏差等因素，变量间的关联模式仍需更多跨方法、跨样本的研究加以验证。
基金项目
广东省教育科学“十三五”规划2020年度研究项目(2020GXJK380)；广东省2024年度教育科学规划课题(高等教育专项) (2024GXJK536)。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。