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, 袁竞驰, 刘璐, 刘玲玲. 2017.
- TIAN Lumei, YUAN Jingchi, LIU Lu, LIU Lingling. 2017.
- 同伴地位与青少年冒险行为的关系:一个有调节的中介模型
- The Relationship between Peer Status and Risk-Taking Behavior of Adolescents:A Moderated Mediating Model
- 心理发展与教育, 33(5): 535-543
- Psychological Development and Education, 33(5): 535-543.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.05.03
冒险行为(risk-taking behavior)是个体为追求有利的结果，在明知有潜在风险或消极后果的情况下仍然实施的行为(Ben-Zur & Zeidner, 2009)。已有研究表明，青少年是冒险行为的高发群体(Dahl, 2004; Steinberg, 2008)，其常见的冒险行为包括药物滥用(Brooks-Russell, Simons-Morton, Haynie, Farhat, & Wang, 2014)、危险驾驶(U.S. Census Bureau, 2012)、不安全性行为(Kahn, Holmes, Farley, & Kim-Spoon, 2015)等。冒险行为不仅严重威胁青少年本人身体健康安全(Ryan, MacKillop, & Carpenter, 2013)，而且也会危害社会安全(Fischer, Kastenmüller, & Asal, 2012)，因此探究青少年冒险行为的影响因素及其作用机制就显得尤为必要。
从童年到青春期，个体的主要交往对象发生变化。青少年与父母互动减少的同时，与同伴相处时间越来越多(Gorrese & Ruggieri, 2012)，同伴关系对青少年的影响也日渐凸显(Rubin, Bukowski, & Parker, 2006)。所谓同伴关系，即同龄人或心理发展水平相当的个体在交往过程中建立起的人际关系(张文新，2002)，其又可以细分为群体水平(同伴地位，包括接纳与拒绝)和二元水平(友谊)(Rubin et al., 2006)。就同伴地位而言，当前研究一致认为不受同伴欢迎是儿童青少年参与各类问题行为的危险因素。早期社会联结理论(social bonding theory, Hirschi, 1969)指出，个体与重要他人的亲密关系(社会联结)有利于他们发展出社会规范和道德感，进而抑制诸如犯罪等冒险行为，而社会联结破裂的个体则往往不受道德规范约束，容易出现行为问题。以上观点得到了实证研究的支持，如Sentse，Lindenberg，Omvlee，Ormel和Veenstra(2010)采用追踪研究发现同伴接纳能够有效减少青少年各类外化问题行为；Walsh，Harel-Fisch和Fogel-Grinvald(2010)发现遭受同伴拒绝的以色列青少年有更多吸烟或醉酒行为；Peake，Dishion，Stormshak, Moore和Pfeifer(2013)则发现被同伴拒绝后的青少年马上就会有冲动性的生理反应和行为反应。国内研究亦支持了上述观点，如同伴排斥会增加早期青少年饮酒行为(江艳平，张卫，喻承甫，鲍振宙，刘莎，2015)，一项基于社会网络分析的研究同样表明较低同伴地位的青少年有更多问题行为(侯珂，邹泓，刘艳，金灿灿，蒋索，2014)。而关于同伴地位影响青少年冒险行为的机制问题，有研究者认为自我受威胁起到了关键作用。当青少年被同伴拒绝或不被接纳时，其自我价值受到威胁，产生愤怒、敌意的反应，因而表现出更多冲动行为(Chow, Tiedens, & Govan, 2008; Jang & Thornberry, 1998; Troop-Gordon & Ladd, 2005)。但中介机制并不是唯一的，自变量对因变量的影响可能通过多种途径实现(MacKinnon, 2008; Pituch, Whittaker, & Stapleton, 2005)，已有研究对这些中介因素的考察还不充分，比如，在遭遇正常同伴拒绝后，青少年除了自身认知因素的作用，也可能会主动选择其它同伴群体，从而进一步受其影响。
因此，尽管已有研究比较系统地探讨了同伴地位与青少年冒险行为之间的关系，但仍有一些问题值得进一步深入探索：首先，如上所述，同伴接纳、拒绝对青少年冒险行为的影响是否还有其他途径？其次，以往研究多局限于同伴接纳、拒绝影响青少年冒险行为的总体效应。如果存在其他中介机制，那么该中介过程是否因人而异也不得而知，需要进一步考察；最后，以往研究往往独立考察同伴接纳(如Sentse et al., 2010; Véronneau & Dishion, 2010)或同伴拒绝(如Peake et al., 2013; 江艳平等，2015)的作用，而同伴接纳和同伴拒绝是两个相对独立的指标，并非截然对立(Rubin et al., 2006)，比如它们可能会同时很高或很低(Tseng, Banny, Kawabata, Crick, & Gau, 2013)。这可能使得有关研究结果不够准确，因为同伴接纳、同伴拒绝的效应可能相互抵消，尚需要以更准确的指标来反映同伴地位。
首先，基于以往研究文献，交往不良同伴可能是同伴地位影响青少年冒险行为的一个中介变量。交往不良同伴(deviant peer affiliation)主要指个体与经常表现出各类外化问题行为(如打架、偷窃、饮酒等)的人交往(Kendler, Jacobson, Gardner, Gillespie, Aggen, & Prescott, 2007; Li, Zhou, Li, & Zhou, 2016)。一方面，青少年与正常同伴的关系不良可能会导致其被动选择交往不良同伴。Maner，DeWall，Baumeister和Schaller(2007)的研究指出个体被人拒绝后会寻找新的交往对象。而当青少年与正常对象交往困难时，他们可选择的交往对象将变得越来越少(Lansford, Dodge, Fontaine, Bates, & Pettit, 2014)，为了满足自身归属感和情感支持的需求，他们可能被迫选择加入不良同伴群体(Sijtsema, Lindenberg, & Veenstra, 2010)，而且一旦这类青少年被不良同伴接纳，他们会感受到前所未有的自我价值感(Jang & Thornberry, 1998)，这将进一步强化他们与不良同伴交往的倾向。再者，就青少年选择同伴的标准来看，双方拥有共同特征是促成交往的重要因素(Dishion, Ha, & Véronneau, 2012)。同伴地位低下的青少年本身就可能存在一些问题行为(Sentse et al., 2010; Tani et al., 2001)，因此同样存在问题行为的同伴就更容易成为其交往对象。相关实证研究也表明，被同伴排斥或侵犯的青少年更有可能交往不良同伴(Laird, Jordan, Dodge, Pettit, & Bates, 2001; Rudolph et al., 2014; 江艳平等，2015)。另一方面，青少年受不良同伴的影响也会有更多冒险行为。根据社会学习理论(social learning theory, Akers, 1998)，青少年会模仿学习不良同伴的一些冒险行为，如饮酒(Pesola et al., 2015)、毒品使用(Romer & Hennessy, 2007)等。而且，在青少年与不良同伴交往过程中，迫于同伴压力，他们也会像其同伴那样频繁参与饮酒(Studer et al., 2014)、吸烟(De Vries, Engels, Kremers, Wetzels, & Mudde, 2003)、逃学(Farmer, Estell, Leung, Trott, Bishop, & Cairns, 2003)等冒险行为。可见，交往不良同伴可能是导致低同伴地位青少年参与更多冒险行为的一条重要途径。
其次，上述中介过程还可能受到个体自我控制能力的调节。自我控制能力(self-control ability)是个体按照社会标准或个人意愿对自己不恰当的行为、情绪等进行管理约束的能力(王红姣，卢家楣，2004)。一方面，同伴地位与交往不良同伴之间的关系可能因个体自我控制能力的高低而不同。尽管个体遭受人际拒绝后可能会寻求建立新的人际关系，但也有可能会选择努力修复原先的人际关系(Maner et al., 2007)，甚至因此不再愿意参加社交活动(苑春永，邵爱惠，梁丽婵，边玉芳，2014)。这说明同伴地位与交往不良同伴之间的关系存在多种可能性。Kopp(1982)指出高自我控制能力意味着个体能够很好地遵守行为规范，按照他人的期望行事。交往不良同伴不符合学校和家长的行为规范或期望，因此，可以推测高自我控制能力青少年即使在不受正常同伴欢迎时也能够规范自己的行为，远离不良同伴；而低自我控制能力青少年则更容易受到外界环境影响而做出非理性的交友选择。另一方面，交往不良同伴对青少年冒险行为的影响也可能会受到自我控制能力的调节。有证据表明青少年的高自我控制能力能够抵抗不良同伴的消极影响，对高自我控制能力的青少年来说，不良同伴对其反社会行为没有影响，但低自我控制能力的青少年却更容易受不良同伴影响(Gardner, Dishion, & Connell, 2008)，例如难以拒绝由不良同伴提供的药品(Wills, Gibbons, Gerrard, & Brody, 2000)，有更多烟酒使用行为(易娟，叶宝娟，刘明矾，2016)。因此，同伴地位经交往不良同伴影响青少年冒险行为的中介过程可能会受到自我控制能力的调节，这种调节既包括对中介前半路径(同伴地位→交往不良同伴)的调节，也包括对后半路径(交往不良同伴→冒险行为)的调节。
最后，关于同伴地位的指标问题。由于同伴接纳和同伴拒绝并非截然对立(Rubin et al., 2006)，二者可以同时很高或很低，二者效应也可能相互抵消，单纯考察任何一方或独立考察二者的效应都有失偏颇。有研究者指出，解决此类问题的方法之一是使用社会喜好分数作为同伴地位的测量指标(Tseng et al., 2013)，且该方法已经被广泛应用(Caravita, Di Blasio, & Salmivalli, 2009; Cillessen & Mayeux, 2004; Orue & Calvete, 2011)。社会喜好分数是同伴接纳与同伴拒绝的差值(Coie & Dodge, 1983)，其数值高低能够更准确地反映出个体受欢迎程度。因此，本研究将采用社会喜好分数作为同伴地位的指标针对青少年同伴地位和冒险行为的关系检验一个有调节的中介模型(见图 1)。
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| 图 1 有调节的中介模型概念图 (“+”表示正向预测，“-”表示负向预测) |
具体而言，在这一模型中，同伴地位对青少年冒险行为的影响是通过交往不良同伴实现的，同时中介路径(包括前半路径与后半路径)受个体自我控制能力调节。低自我控制能力可能会放大低同伴地位对青少年交往不良同伴的消极作用，以及交往不良同伴对青少年冒险行为的消极作用，而高自我控制能力则对上述消极作用起到缓冲作用。
2 方法 2.1 研究对象采用整群取样法在山东省日照市三所普通中学(一所初中、两所高中)发放调查问卷1400份，回收有效问卷1288份。被试涵盖了从初一到高三的所有年级，其中初中生605人，高中生683人，年龄范围11~20岁(M=14.99，SD=2.20)。其中男生677人，占总人数52.56%，女生609人，占总人数47.28%，2人未报告性别。初中一年级225人(男生125人，平均年龄12.47岁)、初中二年级169人(男生97人，平均年龄13.37岁)、初中三年级211人(男生116人，平均年龄14.39岁)、高中一年级235人(男生55人，平均年龄15.38岁)、高中二年级228人(男生133人，平均年龄16.38岁)、高中三年级220人(男生151人，平均年龄17.48岁)。
2.2 工具 2.2.1 同伴提名问卷采用同伴提名法，要求被试写出所在班级中三个“最喜欢的同学”(正向提名)和三个“最不喜欢的同学”(负向提名)的姓名。然后以班级为单位将被提名次数进行标准化处理，正向提名和负向提名的标准分之差即为社会喜好分数，以此作为同伴地位的测量指标。该分数反映了个体受班级成员喜爱的程度，分数越高代表越受喜爱。以往研究表明社会喜好分数是衡量同伴地位的有效指标(孙晓军，张永欣，周宗奎，2013；徐夫真，张文新，张玲玲，2009)。
2.2.2 自我控制能力问卷采用王红姣、卢家楣(2004)编制的中学生自我控制能力问卷。该问卷包含情绪自控、行为自控和思维自控三个分维度，李克特式5点计分(1=“完全不符合”；5=“完全符合”)。全问卷共36道题目，例如“玩久了我便很难收心”(反向计分)，得分越高表示自我控制能力越强。本次调查的情绪自控、行为自控和思维自控三个分量表Cronbach’s α系数分别为0.67、0.86、0.91。问卷总Cronbach’s α系数为0.91。由于在调节作用分析中需要合成问卷总分，参考叶宝娟和温忠麟(2012)推荐的同质性系数Delta法估计，本次测量的问卷同质性系数为0.85，95%置信区间为[0.83, 0.87]，表明合成总分是有意义的。
2.2.3 同伴群体特征问卷采用Elliot，Huizinga和Ageton(1985)编制的同伴群体特征问卷，中文修订版见张玲玲、张文新和徐夫真(2012)的研究。要求被试回答所交往的同伴中表现出各种问题行为的人数，即交往不良同伴情况(Kendler et al., 2007; 吴安，陈杰，2016)。问卷共有10个题目，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”)。总分越高表明青少年交往的不良同伴越多。问卷的Cronbach’s α系数为0.81。本研究对问卷题目进行单因子验证性因素分析检验，结果显示模型拟合良好，χ2/df=2.68，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.04，SRMR=0.03。
2.2.4 青少年冒险行为问卷采用Gullone等(2000)编制、张晨等人(2011)修订的青少年冒险问卷(Adolescent Risk-taking Questionnaire，ARQ)之青少年冒险行为量表(Risk Behavior Scale, ARQ-RB)。中文修订版问卷共有17道题目，包括刺激寻求(如跳伞)、鲁莽(如发生不安全性行为)、叛逆(如吸烟、醉酒、喝酒后骑车)和反社会(如考试作弊)四个维度，采用5点李克特计分(0=“从不参与”；4=“总是参与”)，得分越高表示冒险行为越多。根据Özmen和Sümer(2011)对冒险行为的分类，该问卷所测量的刺激寻求维度(如登山、跳伞等)属于社会可接受冒险行为，不属于本研究及大多数已有研究所考察的适应不良冒险行为的范畴，因此参考已有研究(田录梅，夏大勇，李永梅，单楠，刘翔，2016)，本研究仅采用后三个维度共12道题目用于最后分析。本次调查的鲁莽、叛逆和反社会三个分量表Cronbach’s α系数分别为0.76、0.84、0.74。12道题目的Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.5 社会期望问卷由于本研究对冒险行为的测量采用了自陈式问卷，而被试对冒险行为的回答可能会存在较强的社会赞许效应，故采用Crowne和Marlowe(1960)编制的社会期望问卷(Marlowe-Crowne Social Desirability Scale，MCSD)(引自汪向东，王希林，马弘，1999)以便统计控制。问卷共有33道题目，要求被试对每个题目做出“是”或“否”的回答，包括符合社会期望但不常见(如承认错误)和不符合社会期望但很常见(如传闲话)两个方面内容，其中18个题目答“是”得1分，另15个题目反向计分。问卷得分范围是0~33分，高分表示较强的社会认可需求。本研究中该问卷的Cronbach’s α为0.86。
2.3 数据收集与分析数据由经过专业训练的心理学专业研究生负责收集，以班级为单位集体施测。对问卷进行编号整理后，使用SPSS 22.0软件录入分析数据，使用Mplus7.0软件进行结构方程检验，数据分析采用全息极大似然法处理缺失值，结构方程参数估计采用Bootstrap抽样的极大似然法(共抽取1000个Bootstrap样本，每个样本容量1288人)。
3 结果 3.1 共同方法偏差控制与检验首先采用多主体报告(同伴提名、自我报告)的方法在一定程度上控制被试的共同作答倾向。对于自我报告的问卷调查数据，还可能存在共同方法偏差问题(Teo, 2011; 周浩，龙立荣，2004)。以三个问卷各自维度平均分为指标的三因子模型验证性因素分析表明模型拟合较好，χ2/df=8.71，CFI=0.97，TLI=0.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.07；再加入一个共同因子后(允许所有测量指标在该因子上有负荷)模型拟合变差且不符合拟合标准，χ2/df=53.57，CFI=0.77，TLI=0.65，RMSEA=0.20，SRMR=0.20，说明数据不存在严重的共同方法偏差。
3.2 变量描述统计与多重共线性检验各显变量平均数、标准差以及相关系数见表 1。Pearson相关分析表明，社会期望与冒险行为之间呈显著负相关，r=-0.21, p＜0.001，故以下分析将把社会期望作为控制变量。其它各研究变量之间基本都两两相关显著。考虑到与自我控制能力有关的变量与同伴地位、交往不良同伴显著相关，可能存在多重共线性问题干扰调节效应检验。因此将自我控制能力与冒险行为的指标变量求总分后，通过构造简单的交互效应回归方程(交往不良同伴=同伴地位+自我控制能力+同伴地位×自我控制能力；冒险行为=交往不良同伴+自我控制能力+交往不良同伴×自我控制能力)进行多重共线性检验，结果表明所有预测项方差膨胀因子(variance inflation factor, VIF)小于1.29，说明不存在多重共线性问题。
| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.同伴地位 | — | ||||||
| 2.交往不良同伴 | -0.12*** | — | |||||
| 3.自我控制能力 | 0.07* | -0.27*** | — | ||||
| 4.冒险行为 | -0.22*** | 0.45*** | -0.29*** | — | |||
| 5.性别 | -0.05 | 0.21*** | -0.04 | 0.20*** | — | ||
| 6.年龄 | -0.02 | 0.18*** | 0.16*** | 0.26*** | 0.07* | — | |
| 7.社会期望 | 0.08** | -0.11*** | 0.19*** | -0.21*** | -0.01 | -0.01 | — |
| M | 0.01 | 1.34 | 3.19 | 1.13 | 0.53 | 14.99 | 25.71 |
| SD | 1.58 | 0.39 | 0.55 | 0.64 | 0.50 | 2.20 | 3.27 |
| 注：*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001，下同。 | |||||||
根据描述统计结果，性别、年龄、社会期望和冒险行为相关显著，因此将它们一起作为额外变量进行统计控制。参考温忠麟和叶宝娟(2014)推荐的有调节的中介效应检验方法，未加入中介变量前，模型χ2/df=1.60、CFI=0.99、TLI=0.99、RMSEA=0.02、SRMR=0.01，同伴地位对冒险行为的直接预测作用显著(β=-0.25, p＜0.001)。加入中介量及调节变量后(见图 2)，模型χ2/df3.43、CFI=0.94、TLI=0.91、RMSEA=0.05、SRMR=0.04。同伴地位负向预测冒险行为(β=-0.22, p＜0.01)、交往不良同伴(γ=-0.12, p＜0.001)，交往不良同伴正向预测冒险行为(β=0.35, p＜0.01)，Bootstrap检验结果表明，同伴地位对交往不良同伴的预测系数的95%置信区间为[-0.10，-0.14]，交往不良同伴对测冒险行为预测系数的95%置信区间为[0.32，0.38]，二者均不包含0，表明存在中介效应。同伴地位与自我控制能力的交互项因子对交往不良同伴的预测作用不显著(γ=0.08, p＞0.05)，交往不良同伴与自我控制能力的交互项因子显著负向预测冒险行为(β=-0.20, p＜0.05)，说明自我控制能力对模型后半路径的调节作用显著。为揭示其具体调节作用，以平均数±1个标准差为标准将自我控制能力得分划为“低自我控制能力组”和“高自我控制能力组”，简单斜率检验表明(见图 3)，在“低自我控制能力组”，交往不良同伴对冒险行为有显著正向预测作用(simple slope=0.69，t=4.35，p＜0.001)，在“高自我控制能力组”，交往不良同伴对冒险行为无显著预测作用(simple slope=0.10，t=1.32，p＞0.05)。参考Edwards和Lambert(2007)的建议，当中介过程受到调节时还需要检验中介效应是否随调节变量U变化，具体做法是取U的平均值上下一个标准差的值(标准化的UH=1，UL=-1)，检验两组中介效应值的差异。在高自我控制能力组，标准化中介效应值为-0.01，占总效应4%：低自我控制能力组，标准化中介效应值为-0.11，占总效应44%，且对比中介效应显著(p＜0.001)，表明中介效应是受到自我控制能力调节的。
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| 图 2 有调节的中介模型 注：虚线表示路径不显著，控制变量包括性别、年龄、社会期望，为简化模型结果将三者合并呈现，并省略了其路径系数 |
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| 图 3 自我控制能力对交往不良同伴和冒险行为关系的调节作用 |
与本研究假设相一致，我们发现交往不良同伴在同伴地位和青少年冒险行为之间确实起到中介作用。Steinberg和Silverberg(1986)认为同伴在青少年脱离父母依恋，走向情感成熟过程中起到重要辅助作用。青少年可以通过同伴之间的互动获得情感支持(Wilkinson, 2010)、习得应对社会焦虑的技能(Tillfors, Persson, Willén, & Burk, 2012)，使得他们不至于因为成长的巨变而不知所措。因此同伴对青少年来说至关重要，一旦他们被正常同伴群体所排斥，即意味着失去了重要的情感支持资源，可能会立即陷入焦虑状态，这种焦虑状态会驱使青少年寻找正常同伴的替代者，以至于可能会寻求加入不良同伴群体(Sijtsema et al., 2010)。而当青少年加入不良同伴群体后，可能会出现频繁参与冒险行为的情况(Jang & Thornberry, 1998; Romer & Hennessy, 2007; Studer et al., 2014)。
4.2 同伴地位与青少年冒险行为的关系：自我控制能力对中介过程的调节作用本研究发现交往不良同伴对青少年冒险行为的影响会受到自我控制能力的调节作用，只有低自控青少年才会受不良同伴的消极影响，高自控青少年则不然，这与本研究假设一致。同时本研究结果还支持了心理韧性的保护因子模型(Masten, 2001)，即由于心理韧性保护因子的存在使得身处逆境的个体仍然具有正常发展的可能。青少年与不良同伴交往，就很有可能沾染不良同伴冒险行为较多的特点，根据偏差训练理论(deviancy training theory, Dishion, Spracklen, Andrews, & Patterson, 1996)，青少年观察到不良同伴在参与药物滥用、偷窃、打架等冒险行为时愉快的情绪体验而受到奖赏强化，因受此诱惑而参与更多冒险行为。同时个体的行为是由环境因素和个体因素交互决定的(Bandura, 1978)，自我控制作为一种典型的个体因素，可以通过预期冒险的消极后果而减少奖赏的价值，从而减少个体盲目追求奖赏，起到抑制冲动的作用(Myrseth & Fishbach, 2009)。因此同样是在不良同伴环境中，高自我控制能力可以保护青少年免受不良同伴的消极影响，而低自我控制能力的青少年则难以抵制不良同伴的诱惑而有更多冒险行为(Gardner et al., 2008), 尤其是当不良同伴向青少年提供冒险机会时，高自我控制能力的保护作用更加明显(Wills et al., 2000; 易娟等，2016)。另外值得注意的是，中介效应强度也是受到自我控制能力调节的，对高自我控制能力青少年来说，中介效应几乎没有意义(仅占总效应4%)，因为高自我控制能力缓冲了不良同伴的消极影响，但中介效应(占总效应44%)在低自我控制能力青少年中却十分明显，这说明青少年冒险行为是内因(自我控制能力)和外因(同伴地位、交往不良同伴)共同作用的结果。
本研究还假设了自我控制能力对同伴地位和交往不良同伴的调节作用，但该假设并未得到数据检验的支持。我们认为这可能有多种原因。一种可能是，同伴地位是交往不良同伴的强大预测因素，同伴交往和归属感是青少年重要的社会需求，同伴地位、同伴影响对处于青春期的青少年来说都比其他时期更为重要和突出(Freeman & Brown, 2001; Meeus, Oosterwegel, & Vollebergh, 2002)，即使自我控制能力有差异，可能也很难改变这种紧密关系。另一种可能是，三个变量间的关系较为复杂，比如，自我控制能力高的青少年同伴地位较差的可能性也较小，从而也会较少地去交往不良同伴。即，自我控制能力有可能不是同伴地位和交往不良同伴的调节变量而是自变量或直接预测变量。最后，鉴于目前网络技术和设备的兴起普及，以及网络独有的空间广延性及匿名性优势，也不排除低自控力、低同伴地位的青少年在网络上交往更多不良同伴的可能，即使在现实的同伴交往中这一调节作用不明显。当然，上述可能的解释尚需要未来研究的进一步检验。
4.3 研究贡献、展望与不足针对同伴地位影响青少年冒险行为的机制及条件问题，本研究检验了一个有调节的中介模型，结果表明不受同伴欢迎的青少年会转而交往不良同伴并因此参与更多冒险行为，虽然高自控对这些消极影响可以起到一定缓冲作用，但低自控更可能增强这一效应。这对于揭示同伴地位影响冒险行为的作用机制以及预防和干预青少年的冒险行为有重要参考意义，提示培养良好的自我素质、改善青少年同伴环境不容忽视。
需要说明的是，由于本研究采用的是基于相关取向的横断设计，不能考察变量间的因果关系，这是本研究的不足之处，未来研究可以尝试通过纵向设计或实验设计来弥补这一不足。另外，社会喜好分数虽然能更准确地反映个体受欢迎的程度，但难以区分“有争议的个体”(同伴接纳和同伴拒绝分数都很高)和“被忽视的个体”(同伴接纳和同伴拒绝都很低)，未来研究可以考虑个体中心而非变量中心的分析方法来弥补这一不足。尽管如此，本研究仍然从理论和方法层面上较深入地揭示了多种同伴因素(同伴地位、交往不良同伴)对青少年冒险行为的影响及其影响机制(中介作用)，以及个体自身因素(自控能力)在其中的调节作用。这有助于进一步了解青少年冒险行为与其与同伴背景和个体自身因素的关系。
5 结论(1) 较差的同伴地位(不受同伴欢迎)不仅直接预测了青少年更多的冒险行为，而且也通过使青少年交往更多不良同伴进而使其冒险行为进一步增多。
(2) 自我控制能力可以调节交往不良同伴与冒险行为间的关系：低自我控制能力的青少年更容易受到交往不良同伴的影响而有更多冒险行为，表现出低自控和交往不良同伴消极影响的叠加效应。
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