2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 田录梅, 吴云龙, 袁竞驰, 单楠, 刘璐. 2017.
- TIAN Lumei, WU Yunlong, YUAN Jingchi, SHAN Nan, LIU Lu. 2017.
- 亲子关系与青少年冒险行为的关系:一个有调节的中介模型
- The Relation between Parent-Adolescent Relationship and Adolescent Risk-Taking Behavior: A Moderated Mediation Model
- 心理发展与教育, 33(1): 76-84
- Psychological Development and Education, 33(1): 76-84.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.01.09
青少年期是个体毕生发展过程中的关键时期，在这一时期伴随着生理、心理、认知、情感和人际关系等多方面的快速变化，因此易产生冒险行为。冒险行为 (risk-taking behavior) 是指参与那些可能产生不利结果的行为 (Boyer, 2006)，总体上分为积极冒险行为 (如登山、蹦极) 和消极冒险行为 (如吸毒、盗窃)(Hansen & Breivik, 2001)，后者也常被称为问题行为、危险行为等，长期以来受到较多关注。与以往大多数研究相一致，本研究也仅对消极冒险行为 (以下简称冒险行为) 进行探讨。
近来的调查发现，我国不同地区青少年的各类冒险行为都有较高的发生率，如南通市吸烟报告率为15.60%，饮酒报告率为49.51%(张敏等，2015)；北京市初中生网络成瘾报告率为21.4%，高中生报告率为16.8%(王芸，张琨，王绍华，2015)；呼和浩特市高中生边缘性行为发生率为28.6%(刘小平等，2011)。冒险行为对青少年身心健康的发展十分不利，会阻碍其个性、社会性的发展，其严重程度可以是普通的不良行为，如违背家庭约束、社会道德，也可以发展为反社会行为，甚至犯罪行为。从某种角度来说，犯罪是冒险行为从量变发展到质变的结果 (邓世英，刘视湘，郑日昌，2001)，而青少年期是预防冒险行为的关键时期，因此，探讨青少年冒险行为的影响因素得到了众多研究者 (Keyes, Legrand, & Mcgue, 2014; Weiler, Haddock, Zimmerman, Henry, Krafchick, & young blade, 2015; 陈丽华，苏少冰，叶枝，李冰心，林丹华，2015；吴安，陈杰，2016) 的关注。
以往研究发现亲子关系和同伴交往都是影响青少年冒险行为的重要环境因素。一方面，良好的亲子关系有助于预防青少年的冒险行为而不良的亲子关系可能促使青少年冒险。例如，研究发现良好的亲子关系能够有效地减少青少年的违纪、犯罪行为 (Yun, Cui, & Blair, 2016)，拥有安全型亲子依恋关系的青少年会更少地参与反社会活动 (Yaacob, Idris, & Wan, 2015)。相反，亲子冲突增加了青少年酒精滥用的风险 (Abar, Jackson, Colby, & Barnett, 2014)，亲子依恋程度较差的青少年有较多攻击和违法行为 (Hoeve，Stams, Put, Dubos, Laan, & Gerris, 2012)，不良的亲子联结也会导致性犯罪 (Maniglio, 2012) 等。另一方面，进入青少年期的个体开始将同伴作为社会和情感支持的主要来源 (Heilbron & Prinstein, 2008)，受同伴的影响较大 (Steinberg & Monahan, 2007)，交往不良同伴对青少年的冒险行为尤其有消极影响。研究表明，不良同伴交往与多种冒险行为有关，包括青少年暴力和攻击 (Haggerty, Skinner, McGlynn, Catalano, & Crutchfield, 2013)、逃学 (Duarte, Escario, & Molina, 2011)、吸烟 (Simons-Morton & Farhat, 2010)、酗酒 (Scholte, Poelen, Willemsen, Boomsma, & Engels, 2008)、物质滥用 (Haller, Handley, Chassin, & Bountress, 2010)、鲁莽驾驶 (Simons-Morton, Lerner, & Singer, 2005)、反社会行为 (Slattery & Meyers, 2014)、违法犯罪 (Mann, Kretsch, Tackett, Harden, & Tucker-Drob, 2015) 等。
除了环境因素，个体自身的因素也会对青少年冒险行为产生重要影响，比如自控能力 (self-control ability)。王红姣和卢家楣 (2004)指出，自控能力 (以下简称自控力) 是个体按照社会标准或自己的意愿，对自己的行为、情绪和认知活动等进行约束、管理的能力。以往研究表明，成功的自控会带来良好的社会适应行为 (Sekhavati, Boogar, Khodadoost, & Afkari, 2015)、优异的学习成绩 (Zettler, 2011)、健康的身体和心理 (Farhad, Yaghoob, Mojde, & Ali, 2012) 等，从而降低社会问题的出现；相反，自控失败会导致出现大量的冒险行为，如酗酒 (Pearson, Kite, & Henson, 2013)、药物依赖 (Meldrum, Piquero, & Clark, 2013)、攻击行为 (Pung, Yaacob, Baharudin, & Osman, 2015)、网络成瘾 (Özdemir, Kuzucu, & Ak, 2014) 等。
根据生态系统理论 (Bronfenbrenner, 1992)，环境因素和个体因素之间也可能存在相互影响。回顾以往研究发现，亲子关系除了影响青少年的冒险行为之外，也能有效预测自控力。Wills等人 (2006)及Tarantino等人 (2015)均发现亲子冲突会造成青少年的低自控力，Lewallen和Neece (2015)的干预研究则表明增加亲子亲密度能有效提高孩子的自控力。Brody等人 (2005)也指出父母对子女有效的关心照料在其自控力的发展中起着重要作用，这又促进其学业能力、心理适应能力的提高，并且避免了物质滥用和高风险性性行为。Gottfredson和Hirschi (1990)提出的自控理论则明确指出，家庭对其成员自控的形成与否负有主要责任，如果缺乏有效的教育，儿童或青少年很可能发展出较低的自控能力，而缺乏自控是所有犯罪以及问题行为的核心所在。自控理论在中国 (Cheung & Cheung, 2008) 和日本 (Vazsonyi, Wittekind, Belliston, & Loh, 2004) 背景下同样适用。由此可以推测，自控力可能在亲子关系与青少年冒险行为之间起到中介作用，但以往有关研究对此缺乏足够关注，本研究拟对这一假设进行验证 (假设1)。
此外，上述中介模型也可能受到其他变量的调节。据以往有关研究，不良同伴交往与自控力可能存在交互作用，它可能调节 (增强) 自控力和冒险行为间的关系。Evans等人 (1997)提供了一种解释：犯罪倾向 (低自控力) 与社会环境相互作用会加剧个体特征对犯罪的影响。实证研究也为此提供了证据，相比环境中有较少的不良同伴，当低自控力的青少年所处的环境中有更多的不良同伴时，他们更可能从事职业犯罪 (Gibson & Wright, 2001)。Higgins及其同事 (Higgins, 2005; Higgins et al., 2006, 2007, 2008; Higgins & Makin, 2004a, b) 深入研究了不良同伴交往对低自控力和数字盗版行为之间关系的调节作用，结果表明交往更多不良同伴的青少年，低自控力是预测其盗版行为的有效预测因素。与更多的不良同伴交往也加剧了低自控力对于网络犯罪的效应 (Holt, Bossler, & May, 2012)。但关于不良同伴交往是否增强了低自控力青少年的冒险行为尚缺乏足够的实证研究，而且这些研究所采用的冒险行为指标也过于单一。因此，本研究将探讨不良同伴交往对“自控力→冒险行为”这一路径的可能调节作用 (假设2)。同时，回顾以往研究发现，亲子关系和同伴关系也会交互作用对个体多方面的发展产生影响。例如，当亲子亲密度较低时，同伴接纳会是自尊形成的一个重要资源 (Birkeland, Breivik, & Wold, 2014)；而较低的友谊质量使得感知到父母冲突的青少年更加的焦虑和具有攻击性 (Larsen, Branje, Valk, & Meeus, 2007)；感知到父母冲突的青少年，当被同伴忽视、拒绝时会发展出更低水平的积极情感 (Xin, Chi, & Yu, 2009) 等。由此推测，亲子关系和不良同伴交往的交互作用可能也会影响自控的发展，从而使不良同伴交往对“亲子关系→自控力”这一路径也产生调节作用 (假设3)。显然，当综合考虑家庭、同伴和自我因素时，这些因素对青少年冒险行为的影响尚缺乏一个较为整合的关系。本研究拟弥补这一不足，在上述三者之间建立一个有调节的中介模型并对之进行实证检验。
综上，本研究提出一个有调节的中介模型 (见图 1)，主要目的包括两方面:(1) 考察自控力在亲子关系与冒险行为之间可能的中介作用；(2) 检验不良同伴交往是否调节上述中介模型。
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| 图 1 概念框架 |
采用整群抽样，在山东省某县城的一所初中和两所高中以班级为单位进行施测。共发放问卷1306份，剔除无效问卷后收回有效问卷1263份，有效率为96.7%。其中男生657人，女生606人；初一至高三年级的被试分别为219、164、204、235、225和216人，所有被试平均年龄为14.96岁 (SD=1.79，范围为11~20)。
2.2 测量 2.2.1 亲子关系采用Furman和Buhrmester (1985)编制的关系网络问卷的亲子关系中文简版 (田录梅，陈光辉，王姝琼，刘海娇，张文新，2012) 进行测量。包含15个项目，从陪伴、工具性帮助、情感支持、亲密性与争吵和冲突五个方面测量亲子关系的质量，采用里克特5点计分，从“很少或没有”到“极多”分别计1~5分。将前四个维度的总分作为亲子支持，后一个维度作为亲子冲突 (田录梅，张文新，陈光辉，2014；田录梅等，2012)，分数越高表示各自含义的程度越强。本研究中，问卷的Cronbach’ s α系数为0.85。其中，亲子支持、亲子冲突的Cronbach’ s α系数分别为0.94、0.89。
2.2.2 自控力采用36个项目的中学生自我控制能力量表 (王红姣，卢家楣，2004) 测量中学生在学习、娱乐和社会生活等各方面的自控能力，包含情绪自控、行为自控和思维自控三个维度。例如，“玩久了我便很难收心”。采用里克特5级评分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1~5分。在处理之前对反向计分项目进行反转处理，而后计算各个项目的总分，分数越高表明自控能力越好。本次测量的Cronbach’ s α系数为0.88。
2.2.3 不良同伴交往采用Elliot、Huizinga和Ageton (1985)编制的同伴群体特征问卷，要求青少年报告自己的朋友中在过去的12个月里，参与不同问题行为的人数，获取其不良同伴交往状况 (吴安，陈杰，2016)。例如，“打架”。采用3点计分，1代表“没有人”、2代表“1个人”、3代表“2个人及以上”，共10个项目。分数越高，代表交往的不良同伴越多。本研究中，问卷的Cronbach’ s α系数为0.80。
2.2.4 冒险行为采用Gullone等人 (2000)编制，张晨、张丽锦、尚丽 (2011)修订的青少年冒险行为问卷，共17个题项，每个题项从0“从不”到4“总是”5级计分。包含刺激寻求、鲁莽、叛逆和反社会4个维度，由于第一个维度主要涉及积极冒险 (如跳伞)，故根据已有研究 (田录梅，夏大勇，李永梅，单楠，刘翔，2016)，本研究仅选取其中鲁莽、叛逆和反社会三个消极维度作为冒险行为的指标，计算总分，分数越高表示冒险行为越多。本次测量的Cronbach’ s α系数为0.85。
2.3 研究程序以班级为单位团体施测。主试为经过严格培训的心理学研究生。主试向被试详细讲解指导语和例题，完成全部问卷约需30分钟，所有问卷当场回收。
3 结果 3.1 共同方法偏差的控制与检验采用自陈问卷、所有的数据均来自青少年的自我报告可能造成共同方法偏差效应，因此，在收集数据过程中进行了相应的程序控制，如采用匿名保护、部分条目使用反向题等。数据收集完成后，采用Harman单因子检验法进行了共同方法偏差的检验。结果表明，特征值大于1的因子共有20个，且第一个因子解释的变异量为16.25%，小于40%的临界标准，说明共同方法偏差不明显。
3.2 各变量的描述统计各研究变量的平均数、标准差和相关矩阵见表 1。结果发现，亲子支持与自控力呈正相关、与冒险行为呈负相关；亲子冲突与自控力呈负相关、与冒险行为呈正相关。另外，自控力与冒险行为呈负相关，不良同伴交往与冒险行为呈正相关。亲子冲突、自控力、不良同伴交往、冒险行为与年龄显著相关，亲子冲突、不良同伴交往、冒险行为与性别显著相关，故在后续的回归分析中将二者作为控制变量。
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| 1.年龄 | 14.96 | 1.79 | — | |||||
| 2.性别a | 0.52 | 0.50 | -0.06* | — | ||||
| 3.亲子支持 | 6.70 | 1.52 | 0.02 | 0.03 | — | |||
| 4.亲子冲突 | 4.14 | 1.62 | 0.11*** | 0.06* | -0.11*** | — | ||
| 5.自控力 | 3.24 | 0.47 | -0.21*** | -0.01 | 0.22*** | -0.44*** | — | |
| 6.不良同伴交往 | 1.33 | 0.39 | 0.20*** | -0.21*** | -0.09*** | 0.25*** | -0.35*** | — |
| 7.冒险行为 | 0.43 | 0.42 | 0.34*** | -0.19*** | -0.10*** | 0.25*** | -0.41*** | 0.46*** |
| 注:性别a为虚拟变量，女生=0，男生=1，均值表示男生所占比例。***p < 0. 001，**p < 0.01，*p < 0.05，下同。 | ||||||||
根据Muller，Judd和Yzerbyt (2005)、温忠麟和叶宝娟 (2014)的观点，检验有调节的中介模型需要对3个回归方程的参数进行估计。方程1估计调节变量 (不良同伴交往) 对自变量 (亲子关系) 与因变量 (冒险行为) 之间关系的调节效应；方程2估计调节变量 (不良同伴交往) 对自变量 (亲子关系) 与中介变量 (自控力) 之间关系的调节效应；方程3估计调节变量 (不良同伴交往) 对中介变量 (自控力) 与因变量 (冒险行为) 之间关系的调节效应。在每个方程中对所有预测变量进行了标准化处理。所有预测变量方差膨胀因子均不高于1.43，因此不存在多重共线性问题。鉴于性别和年龄与研究变量存在显著相关，因此在接下来的回归分析中将其作为控制变量进行控制。
根据Muller等人 (2005)提出的方法，如果模型估计满足以下两个条件，则说明本研究中有调节的中介效应存在：(1) 方程1中，亲子关系的总效应显著，但该效应的大小不取决于不良同伴交往；(2) 方程2和方程3中，亲子关系对于自控力的效应显著，自控力与不良同伴交往对冒险行为的交互效应显著，和/或亲子关系与不良同伴交往对自控力的交互效应显著，自控力对于冒险行为的效应显著。
如表 2所示，方程1中，亲子支持负向预测冒险行为，不良同伴交往正向预测冒险行为，亲子支持与不良同伴交往的交互项对冒险行为的预测作用不显著；亲子冲突正向预测冒险行为，不良同伴交往正向预测冒险行为，亲子冲突与不良同伴交往的交互项对冒险行为的预测作用也不显著。该检验结果满足条件 (1)。方程2中 (见表 3)，亲子支持正向预测自控力，亲子支持与不良同伴交往的交互项对自控力的预测作用不显著；亲子冲突负向预测自控力，亲子冲突与不良同伴交往的交互项对自控力的预测作用也不显著。最后，方程3中 (见表 4)，自控力负向预测冒险行为，自控力与不良同伴交往的交互项对冒险行为的预测作用显著。方程2和方程3的检验结果满足条件 (2)。因此，不良同伴交往调节了中介过程的后半条路径，有调节的中介模型成立。为了更清楚地揭示该交互效应的实质进行简单斜率检验，根据Cohen和Cohen (1983)、Preacher，Curran和Bauer (2006)的建议，按照平均数上下一个标准差的标准将不良同伴交往进行分组，平均数加1个标准差为不良同伴交往较多组，平均数减1个标准差为不良同伴交往较少组，并根据回归方程分别取自控力和不良同伴交往平均数上下一个标准差的值绘制了简单效应分析图。结果发现，当交往的不良同伴较少时，自控力对冒险行为的负向预测作用显著 (simple slope=-0.20, t=-5.93, p < 0.001)，当交往的不良同伴较多时，自控力对冒险行为的负向预测作用显著且增强 (simple slope=-0.34, t=-9.80, p < 0.001)(见图 2)。
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| 图 2 不良同伴交往对自控力与冒险行为之间关系的调节作用 |
| 预测变量 | B | SE | t | 95%CI |
| 年龄 | 0.15 | 0.01 | 10.79*** | [0.12，0.17] |
| 性别 | -0.24 | 0.05 | -4.96*** | [-0.34，-0.15] |
| 亲子支持 | -0.07 | 0.02 | -2.89** | [-0.12，-0.02] |
| 不良同伴交往 | 0.38 | 0.03 | 15.26*** | [0.33，0.43] |
| 亲子支持×不良同伴交往 | -0.03 | 0.02 | -1.35 | [-0.08，0.01] |
| 年龄 | 0.14 | 0.01 | 10.21*** | [0.11，0.16] |
| 性别 | -0.28 | 0.05 | -5.81*** | [-0.38，-0.19] |
| 亲子冲突 | 0.16 | 0.03 | 6.31*** | [0.11，0.21] |
| 不良同伴交往 | 0.35 | 0.03 | 13.50*** | [0.30，0.40] |
| 亲子冲突×不良同伴交往 | -0.002 | 0.02 | -0.11 | [-0.05，0.04] |
| 预测变量 | B | SE | t | 95%CI |
| 年龄 | -0.09 | 0.02 | -6.02*** | [-0.12，-0.06] |
| 性别 | -0.20 | 0.05 | -3.79*** | [-0.30，-0.10] |
| 亲子支持 | 0.19 | 0.03 | 7.51*** | [0.14，0.24] |
| 不良同伴交往 | -0.33 | 0.03 | -12.20*** | [-0.38，-0.27] |
| 亲子支持×不良同伴交往 | -0.04 | 0.03 | -1.65 | [-0.09，0.01] |
| 年龄 | -0.07 | 0.01 | -4.98*** | [-0.10，-0.04] |
| 性别 | -0.10 | 0.05 | -2.09* | [-0.20，-0.01] |
| 亲子冲突 | -0.37 | 0.03 | -14.21*** | [-0.42，-0.31] |
| 不良同伴交往 | -0.25 | 0.03 | -9.47*** | [-0.31，-0.20] |
| 亲子冲突×不良同伴交往 | 0.03 | 0.02 | 1.35 | [-0.01，0.07] |
| 预测变量 | B | SE | t | 95%CI |
| 年龄 | 0.13 | 0.01 | 9.67*** | [0.10，0.15] |
| 性别 | -0.30 | 0.05 | -6.28*** | [-0.38，-0.20] |
| 亲子支持 | -0.02 | 0.02 | -0.89 | [-0.07，0.03] |
| 不良同伴交往 | 0.27 | 0.03 | 10.02*** | [0.22，0.32] |
| 亲子支持×不良同伴交往 | -0.03 | 0.02 | -1.38 | [-0.08，0.01] |
| 自控力 | -0.27 | 0.03 | -10.56*** | [-0.32，-0.22] |
| 自控力×不良同伴交往 | -0.07 | 0.02 | -2.79** | [-0.11，-0.02] |
| 年龄 | 0.13 | 0.01 | 9.49*** | [0.10，0.15] |
| 性别 | -0.30 | 0.05 | -6.48*** | [-0.40，-0.21] |
| 亲子冲突 | 0.07 | 0.03 | 2.73** | [0.02，0.12] |
| 不良同伴交往 | 0.27 | 0.03 | 9.88*** | [0.21，0.32] |
| 亲子冲突×不良同伴交往 | -0.03 | 0.02 | -1.11 | [-0.07，0.02] |
| 自控力 | -0.24 | 0.03 | -9.18*** | [-0.30，-0.19] |
| 自控力×不良同伴交往 | -0.08 | 0.03 | -3.11** | [-0.13，-0.03] |
综上所述，亲子关系通过自控力这一中介过程对冒险行为的影响受到不良同伴交往的调节。相对于交往较少的不良同伴，交往较多的不良同伴使低自控力的青少年更加冒险。
4 讨论 4.1 自控力的中介作用诸多研究表明，亲子关系是青少年冒险行为的重要影响因素 (Barnes, Reifman, Farrell, & Dintcheff, 2000; Dodge, Malone, Lonsford, Miller, Pettit, & Bates, 2009; Skeer, Mccormick, Normand, Mimiaga, Buka, % Gilman, 2011; Vorst, Engels, Meeus, & Dekovic, 2006)。本研究也得出了一致的结果：亲子支持会减少青少年的冒险行为，而亲子冲突会增加冒险行为的发生，再次凸显了亲子关系对于青少年冒险行为的重要性。同时，本研究发现了自控力的中介作用，支持了我们的假设1，表明亲子关系可以通过影响青少年的自控力进而影响到其冒险行为。该发现可以从以下几个方面来解释。首先，家庭是个体社会化及发展的首要场所，亲子关系是青少年社会关系中最重要的关系，是影响青少年身心成长的主要因素。Pettit和Bates (1989)的追踪研究表明，如果父母与子女保持亲密友好的互动关系，那么更有利于自控力的发展和良好的社会化；如果父母以强硬的态度对待儿童，将使其产生较差的自控力。良好的亲子依恋 (Hope & Chapple, 2005; Hope, Grasmick, & Pointon, 2003)、父母支持 (Vazsonyi & Belliston, 2007) 等都和较高的自控力存在着积极相关。其次，根据Gottfredson和Hirschi (1990)的自控理论，所有冒险行为的核心在于缺乏自控，而只有通过改善自控这种内部心理特质，冒险行为才能得以阻止。因此，自控力在亲子关系与冒险行为之间起着桥梁的作用，具体而言，高水平亲子支持的青少年更容易形成较高的自控力，从而减少冒险行为的发生；高水平亲子冲突的青少年更容易形成较低的自控力，从而导致更多的冒险行为。
4.2 不良同伴交往对中介效应的调节作用本研究构建了一个有调节的中介模型，结果支持了不良同伴交往对“亲子关系→自控力→冒险行为”这一中介链条的调节作用，支持了本研究的假设2并与以往研究结果 (Higgins & Makin, 2004a, b; Gibson & Wright, 2001) 相一致。具体来讲，当交往较多不良同伴时低自控力的青少年会表现出更多的冒险行为，因此，不良同伴交往是青少年冒险行为的风险因素，这显示作为团体的一员，个人会因团体规范的作用而加剧低自控力和冒险行为之间的联系，表明个体对冒险行为的风险计算，不仅会被低自控力扭曲，而且还受到群体规范的转变 (Higgins, Fell, & Wilson, 2007)。同时，这也支持了Gottfredson和Hirschi (1987)的主张：低自控力的个体会加入由缺乏自控力的个体组成的群体，在这些群体中对冒险行为的态度很有可能被转变。这提示我们应适当监控青少年同伴交往情况，鼓励其结交优秀同伴，避免结交不良同伴；再者，低自控力且交往较多不良同伴是青少年出现冒险行为的高风险人群，应加强对这部分青少年的识别与干预。
此外，假设3没有得到本研究的支持，即不良同伴交往没有对亲子关系和青少年自控力间的关系起到调节作用，说明亲子关系对于青少年发展的重要性，无论交往的不良同伴多与少，青少年的自控力都会受到亲子关系的影响。这可能是因为：其一，青少年时期虽然相对于童年期父母的影响会有所减弱，但是这一过渡时期的青少年由于各方面并未完全发展成熟，尚未完全脱离对父母的依赖，父母对青少年的影响仍然十分重要；其二，自控作为气质的一个重要特征具有一定的稳定性，个体早期在亲子关系的影响下形成的相对稳定的自控力可以持续到青少年期 (Hay & Forrest, 2006; Turner & Piquero, 2002)，因而后期的不良同伴交往可能对这种亲子关系和自控力关系影响不大。当然，对于这一解释，尚需未来更多研究证据的支持。
需要指出的是，本研究也还存在一些局限和不足：(1) 作为一项横断研究，未能考察青少年在不同发展时期，亲子关系、自控力、冒险行为及其关系发展变化的特点；(2) 本研究采用的是问卷法，只是单方面的由青少年进行自我报告，结果可能带有主观偏差。在今后的研究中，可考虑追踪研究并结合父母报告、教师报告等多主体评定法，以弥补这些不足。尽管如此，本研究提出一个有调节的中介模型，探讨了亲子关系与青少年冒险行为之间的关系及其作用机制，既说明了亲子关系是冒险行为的重要影响因素，又揭示了亲子关系怎样影响冒险行为及其发挥作用的条件。这种“整合式”的研究取向在近年来备受重视，这可能正是有调节的中介模型区别于单纯中介或调节模型的价值所在 (陈武，李董平，鲍振宙，闫昱文，周宗奎，2015)。
5 结论(1) 自控力在亲子关系与青少年冒险行为之间起中介作用，即亲子关系通过自控力间接影响青少年的冒险行为。
(2) 亲子关系通过自控力的间接效应受到不良同伴交往的调节，交往较多的不良同伴使低自控力青少年的冒险行为增多。
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