1. 引言
亲社会冒险行为是指个体在不确定结果的情况下，为帮助或使他人受益而采取的可能给自身带来风险的行为(Armstrong-Carter & Telzer, 2024)。作为一种独特的行为模式，亲社会冒险行为与亲社会行为和冒险行为既有相似之处又有一些区别(Do et al., 2017; 杨斌芳，2022)。个体做出亲社会冒险行为所承担的风险会更高，与此同时，亲社会冒险行为不仅具备冒险的特性，还融入了对他人乃至整个社会的积极贡献(张俊，2023)。当前，国内外研究者对亲社会冒险行为的关注度在逐渐上升，而青少年又是亲社会冒险研究的主要对象。青少年可能会公开为正在经历霸凌的朋友辩护，即使这样做会损害自己的利益(Malamut et al., 2023)，也会直接介入或者反对欺凌行为以降低该行为发生的概率(Jenkins & Nickerson, 2017)。与此同时，父母积极教养、人际亲密度、主观社会地位等因素可以正向预测亲社会冒险行为(冯雪珂等，2024；颜学新，2018；张慧如等，2024)，可见亲社会冒险行为会受到家庭、同伴、社会环境等因素影响。虽然亲社会冒险行为会给青少年带来一定风险，但是从长远角度来看该行为可能会让青少年形成更加完备的价值观。而现在针对青少年亲社会冒险行为的研究其被试年龄跨度较大，与初中生相比，高中生的认知能力、风险评估能力、心理发展水平进一步提高，有些针对青少年亲社会冒险行为的研究无法直接运用到高中生的教育实践中。因此，将亲社会冒险行为的研究细化至高中生会更有利于引导该群体的健康、全面发展。
1.1. 同伴关系和亲社会冒险行为的关系
同伴关系，特指不同个体在年龄相仿或心智成熟程度相似的情况下，通过交往逐渐建立并深化的一种人际关系。这种关系明显区别于个体同父母、长辈或老师之间的垂直交往关系，是更加平行、平等的(周宗奎等，2015)。同伴关系良好的个体其人际交往能力强，他们在与同伴交往的过程中更有可能考虑到他人需要从而表现出亲社会冒险行为。已有研究表明，表现出更多助人行为的青少年往往是那些受欢迎的、同伴关系融洽的，且他们也更易被同伴认定为优秀的人；而人际交往能力较差且有更多的冲动行为的青少年可能平时会被排挤、同伴关系不佳(Jutengren & Medin, 2019)。社会学习理论提出高中生社会学习的来源之一就是同伴，因此，拥有良好同伴关系的个体往往更能够从同伴身上学习到并掌握亲社会冒险行为的技能。被同伴接纳的高中生会有更多的积极情感，如喜悦、满足，较少被负面情绪困扰，而这种积极情绪状态又与亲社会冒险行为紧密相连(Do et al., 2017)，进一步助力高中生亲社会冒险倾向的激发。相较于普通同伴，高中生在面对关系亲密或处于困境中的同伴时，更可能表现出强烈的同情之心，这种情感驱动他们即使面临风险也愿意伸出援手，提供所需的帮助(Edwards et al., 2015)。综上，提出假设1：同伴关系能显著预测高中生亲社会冒险行为。
1.2. 自尊的中介作用
自尊是个体对自我的综合评价，代表个体对自我的积极感知(Rosenberg, 1965)。而同伴关系是满足个体社交需求的重要途径，它归属于马斯洛需求层次理论中归属与爱的需求范畴。经过对现有文献的系统梳理后发现，同伴关系的质量对青少年的自尊水平具有显著的正向预测能力(Thompson et al., 2016)。当同伴之间关系和谐、彼此尊重时，这种积极的互动不仅对自尊起到积极的作用，还能对促进青少年心理健康起到积极的作用(Huang et al., 2022)。可见，良好的同伴关系能够强化诸如自尊等具有保护性质的个人特质，为高中生的成长提供有力的支撑。在良好的同伴关系中，个体能够获得更高的自尊感，进而在社交互动中展现出更加积极、健康的行为模式。国外研究者证实了自尊可以预测亲社会冒险行为，个体的自尊水平越高其共情能力更强，也更能感同身受处在困难中个体的心情，进而产生亲社会冒险行为(Do et al., 2017)。在收益与损失框架下，高自尊的个体比自尊水平低的个体更偏好选择那些未来良好回报的冒险行为(田录梅等，2018)。基于此，提出假设2：自尊在同伴关系和亲社会冒险行为间起中介作用。
1.3. 公正世界信念的中介作用
公正世界信念是个体基于现实原则所形成的一种内在认知框架，它反映了个体对所处社会环境公正性的坚定信念。在这种信念的驱使下，个体坚信无论是自己还是他人，只要付出相应的努力，就能够获得应有的回报(Dalbert, 1999)。而高中生与同伴间的互动和交流是他们社会化过程中的核心组成部分，这类群体可能更容易受到同伴的影响而非成人的(Lam et al., 2014)。在同伴交往中，同伴关系的质量对公正世界信念的塑造具有显著影响(Wang et al., 2023)，青少年之间诸如校园欺凌一类的同伴伤害行为，往往与公正世界信念呈负相关(Lei et al., 2023)。而同伴关系良好的中学生会更赞成且支持社会上的公德行为，逐渐形成我为人人、人人为我的公正世界信念(朱鹏，2006)。公正世界信念水平高的个体更坚信自己所处的世界是公平的，以一种积极的心态迎接未来，并且会阻止一些问题行为(Sang et al., 2023)。正义动机理论提出，当高公正世界信念的个体被人公正对待后，会认为是因为别人好心，因此也要回报对自己好的人乃至整个社会(Jiang et al., 2016)。而在风险情境下，该理论的观点仍旧成立，公正世界信念强的中学生往往会保护同伴以减少被霸凌(Jenkins & Nickerson, 2017)，即使自己也可能会受到伤害。基于上述内容，提出假设3：公正世界信念在同伴关系和亲社会冒险行为间起中介作用。
1.4. 自尊和公正世界信念的链式中介作用
自尊作为个体自我概念的核心，代表着对自身全面而积极的评价，这种评价不仅涵盖了个体对自我各个方面的情感体验，还深刻影响着个体的认知方式。自尊的动机效应显著，它有助于激发个体内在潜力，促进身心健康的提升，并增强个体的幸福感。具体而言，拥有高自尊的个体往往能够更强烈地感受到自身的能力，这种能力感进而促进他们对可控性的认同，增强自信心。在这种状态下，他们更有动力追求长远目标，展现出更高的责任感，并且这些积极的变化还可能有助于他们坚定自身的公正世界信念(蒋思琴，2021)。因此，同伴关系良好的高中生，其自尊水平可能会受到良好的同伴关系的影响而不断提高，在自尊水平提高后个体的公正世界信念可能也会加强(Riaz et al., 2013)，亲社会冒险行为由此产生。综上，提出假设4：自尊、公正世界信念在同伴关系和亲社会冒险行为间起链式中介作用。
1.5. 父母自主支持的调节作用
父母自主支持体现为子女在情感上得到来自父母的认同，这种认同源于父母对子女在自主决策、选择过程中展现的尊重、鼓励与支持(Ryan et al., 2015)。在高中生产生亲社会冒险行为的过程中，父母的支持也是不容忽视的问题。父母自主支持是在自我决定理论的基础上提出的，该理论主张个体天生具备主动追求成长、掌控环境任务及整合环境经验的内在动力，他们倾向于按照自身的意愿进行自我选择。然而，这一过程中不可或缺的就是持续的社会环境资源的供给(Deci & Ryan, 1985)。具体而言，作为高中生最亲近的人之一，父母为高中生提供的自主支持会鼓励其自主决策并且不断向前发展。已有研究证实了父母自主支持可以增强公正世界信念的作用(张莉等，2015)，高中生可能会因为父母自主支持增强了自身的公正世界信念感，同时父母自主支持可能会给予高中生自主决定是否要帮助他人的机会，进而会产生相应的助人行为(王斯麒等，2022)。此外，同伴关系、自尊也与父母自主支持关系密切(赵新宇等，2024；张景焕等，2013)。因此，提出假设5：父母自主支持调节“同伴关系→自尊→公正世界信念→亲社会冒险行为”链式中介模型。
本研究选取高中生为被试，构建一个有调节的链式中介模型，探讨同伴关系与亲社会冒险行为的关系，以及自尊和公正世界信念的链式中介作用、父母自主支持的调节作用，变量关系假设模型图如图1所示。
Figure 1. Hypothesis model diagram of the relationship between variables
图1. 各变量的关系假设模型图
2. 方法
2.1. 研究对象
采取整群抽样的方式，在安徽省某所中学以班级为单位抽取高中生被试。本次施测发放问卷1150份，剔除空题率超过50%、极端作答等无效问卷，回收有效问卷1102份，有效率达95.83%。其中，男生606人，女生496人；高一至高三分别为495人、476人、131人；被试年龄范围在14~19岁，平均年龄为16.53岁(SD = 0.78)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 儿童青少年同伴关系量表
本文选用张敏(2003)修订的儿童同伴关系量表(张敏，2003)。该量表共22个项目，采用4级计分(1 = 不是这样，4 = 总是这样)。量表除第11、12、15、17、19、20、21题外均为正向计分，得分越低表明同伴关系越好。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.2. 自尊量表
采用Rosenberg (1965)编制、王萍等人(1998)修订的自尊量表(王萍等，1998)。该量表有10个项目，采用4点计分(1 = 非常不符合，4 = 非常符合)，其中正向计分题为第1、2、4、6、7题，得分越高表示自尊水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.85。
2.2.3. 公正世界信念量表
采用Dalbert (1999)编制、苏志强等人(2012)修订的公正世界信念量表(苏志强等，2012)。一般公正信念和个人公正信念是该量表的两个分量表，共13道题，从“非常不赞同”到“非常赞同”6级计分，得分越高即公正世界信念水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.93，两个分量表的Cronbach’s α系数均为0.89。
2.2.4. 父母自主支持量表
采用Wang等人(2007)编制的父母自主支持量表(Wang et al., 2007)。量表共有12道题目，采取“完全不符合”至“完全符合”5级计分，得分越低表明父母自主支持水平越低。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.91。
2.2.5. 青少年亲社会冒险行为量表
采用窦凯等人(2020)翻译并修订的青少年亲社会冒险行为量表(窦凯等，2020)。量表共6题，采用“从不”到“总是”5级计分，得分越高表明亲社会冒险水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.73。
2.3. 数据处理
采用SPSS 29.0对数据进行描述统计、相关分析和共同方法偏差检验，使用Hayes (2012)开发的SPSS宏程序Process检验中介效应。
3. 结果与分析
3.1. 共同方法偏差检验
采取Harman单因素检验对共同方法偏差进行检验。结果表明，特征值大于1的因子共有11个，第一个因子解释变异量为23.61%，小于40%的临界值(周浩，龙立荣，2004)。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。如表1所示，自尊、公正世界信念、父母自主支持和亲社会冒险行为两两之间均呈显著正相关，同伴关系与上述四个变量之间均呈显著负相关。
3.2. 描述统计与相关分析
如表1所示，自尊、公正世界信念、父母自主支持和亲社会冒险行为两两之间均呈显著正相关，同伴关系与上述四个变量之间均呈显著负相关。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis (n = 1102)
表1. 描述性统计和相关分析(n = 1102)
|
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
1. 同伴关系 |
1.94 |
0.52 |
— |
|
|
|
|
2. 自尊 |
2.92 |
0.50 |
−0.44*** |
— |
|
|
|
3. 公正世界信念 |
4.04 |
0.86 |
−0.37*** |
0.37*** |
— |
|
|
4. 父母自主支持 |
3.46 |
0.70 |
−0.29*** |
0.35*** |
0.31*** |
— |
|
5. 亲社会冒险行为 |
3.34 |
0.62 |
−0.38*** |
0.37*** |
0.38*** |
0.41*** |
— |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。
3.3. 链式中介效应分析
本研究选用SPSS 29.0宏程序Process中的Model 6，把性别、年龄、年级、是否独生、是否担任班干部当作控制变量，并对其他变量进行标准化处理后，将同伴关系作为自变量，亲社会冒险行为作为因变量，自尊和公正世界信念作为中介变量进行链式中介作用检验。结果如表2所示，同伴关系显著负向预测亲社会冒险行为(β = −0.36, p < 0.001)、自尊(β = −0.43, p < 0.001)。当同伴关系和自尊同时预测公正世界信念时，同伴关系显著负向预测公正世界信念(β = −0.29, p < 0.001)，自尊显著正向预测公正世界信念(β = 0.25, p < 0.001)；当同伴关系、自尊、公正世界信念同时预测亲社会冒险行为时，同伴关系仍对亲社会冒险行为有显著负向预测作用(β = −0.17, p < 0.001)，自尊、公正世界信念对亲社会冒险行为有显著正向预测作用(β = 0.20, p < 0.001; β = 0.25, p < 0.001)。
Table 2. Regression analysis of chain mediation effect (n = 1102)
表2. 链式中介作用回归分析(n = 1102)
回归方程 |
整体拟合系数 |
回归系数及显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
亲社会冒险行为 |
同伴关系 |
0.37 |
0.14 |
29.85 |
−0.36 |
−12.71*** |
自尊 |
同伴关系 |
0.45 |
0.20 |
45.71 |
−0.43 |
−15.83*** |
公正世界信念 |
同伴关系 |
0.46 |
0.21 |
41.31 |
−0.29 |
−9.63*** |
自尊 |
0.25 |
8.22*** |
亲社会冒险行为 |
同伴关系 |
0.49 |
0.24 |
43.92 |
−0.17 |
−5.71*** |
自尊 |
0.20 |
6.65*** |
公正世界信念 |
0.25 |
8.30*** |
亲社会冒险行为 |
同伴关系 |
0.37 |
0.14 |
29.85 |
−0.36 |
−12.71*** |
为进一步探究中介效应，采用偏差校正的百分位Bootstrap法检验，结果见表3。同伴关系对亲社会冒险行为直接效应的95%置信区间不含0，直接效应显著，效应占比为47.22%；以自尊和公正世界信念为单独中介的两条路径95%置信区间都不包括0，效应占比分别为25.00%和19.44%；以上述两个变量为链式中介的路径95%置信区间不含0，说明这两个变量在同伴关系和公正世界信念之间起链式中介作用，效应占比为8.33%，链式中介路径如图2所示。
Table 3. Bootstrap analysis of significant mediation effect test (n = 1102)
表3. 中介效应显著性检验的Bootstrap分析(n = 1102)
路径 |
效应值 |
Boot CI |
效应占比 |
下限 |
上限 |
同伴关系→亲社会冒险行为(总效应) |
−0.36 |
−0.41 |
−0.30 |
|
同伴关系→亲社会冒险行为(直接效应) |
−0.17 |
−0.23 |
−0.11 |
47.22% |
同伴关系→自尊→亲社会冒险行为 |
−0.09 |
−0.12 |
−0.06 |
25.00% |
同伴关系→公正世界信念→亲社会冒险行为 |
−0.07 |
−0.10 |
−0.05 |
19.44% |
同伴关系→自尊→公正世界信念→亲社会冒险行为 |
−0.03 |
−0.04 |
−0.02 |
8.33% |
Figure 2. Diagram of chain mediation path
图2. 链式中介路径图
3.4. 调节效应分析
本研究在已证明的链式中介模型基础上，进一步引入父母自主支持作为调节变量，建立有调节的链式中介模型，验证父母自主支持是否调节链式中介模型。本研究将性别、年龄等人口学变量当作控制变量，对其余变量中心化处理，使用SPSS 29.0宏程序Process中的Model 87进行检验，表4为研究结果。
Table 4. Moderated chain mediation model test (n = 1102)
表4. 有调节的链式中介模型检验(n = 1102)
回归方程 |
整体拟合系数 |
回归系数及显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
自尊 |
同伴关系 |
0.45 |
0.20 |
45.71 |
−0.42 |
−15.83*** |
公正世界信念 |
同伴关系 |
0.46 |
0.21 |
41.31 |
−0.47 |
−9.64*** |
自尊 |
|
|
|
0.42 |
8.22*** |
亲社会冒险行为 |
同伴关系 |
0.51 |
0.26 |
38.55 |
−0.20 |
−5.49*** |
自尊 |
|
|
|
0.22 |
5.73*** |
公正世界信念 |
|
|
|
0.16 |
7.17*** |
父母自主支持 |
|
|
|
0.11 |
4.25*** |
父母自主支持 × 公正世界信念 |
|
|
|
0.07 |
3.38*** |
Figure 3. The regulatory effect diagram of parental autonomy support
图3. 父母自主支持的调节作用图
据表4可得，公正世界信念与父母自主支持的交互项对亲社会冒险行为有显著正向预测作用(β = 0.06, p < 0.01)，父母自主支持调节了公正世界信念对亲社会冒险行为的直接预测作用。为进一步探究父母自主支持的调节作用，本研究将父母自主支持按照平均数加减一个标准差分为高低两组，进行简单斜率检验。结果如图3所示，当高中生感知低水平的父母自主支持(M − 1SD)时，公正世界信念显著正向预测亲社会冒险行为(βsimple = 0.11, p < 0.001)；而当高中生有高水平的父母自主支持(M + 1SD)时，公正世界信念加强对亲社会冒险行为的正向预测作用(βsimple = 0.21, p < 0.001)，即公正世界信念对亲社会冒险行为的直接正向预测作用被父母自主支持增强。
在此基础上，本研究通过中介效应差值的显著性检验父母自主支持对链式中介的调节作用，结果见表5。在低父母自主支持和高父母自主支持下，同伴关系通过公正世界信念对亲社会冒险行为的间接效应分别为−0.051和−0.100，95%置信区间均不含0。因为两个中介效应差值为−0.049，95%置信区间不含0，所以父母自主支持在“同伴关系→公正世界信念→亲社会冒险行为”路径中的调节作用显著。在“同伴关系→自尊→公正世界信念→亲社会冒险行为”路径中，低父母自主支持和高父母自主支持的链式中介效应均显著，间接效应分别为−0.019和−0.037，95%置信区间均不含0。两个链式中介效应差值为−0.018，且95%置信区间不含0，表明父母自主支持会强化同伴关系对亲社会冒险行为的链式中介路径，父母自主支持水平越高，链式中介效应越强。换言之，父母自主支持强化公正世界信念对亲社会冒险行为的积极作用，进而调节自尊、公正世界信念在同伴关系与亲社会冒险行为间的链式中介作用。最终，假设5得到验证，图4为所得模型。
Table 5. Decomposition table of mediating effects under different levels of parental autonomy support
表5. 在不同父母自主支持水平下中介效应分解表
|
父母自主支持 |
间接效应 |
标准误 |
Boot CI下限 |
Boot CI上限 |
公正世界信念的中介作用 |
−0.7 (M − SD) |
−0.051 |
0.017 |
−0.086 |
−0.019 |
0 (M) |
−0.076 |
0.014 |
−0.105 |
−0.050 |
差异 |
0.7 (M + SD) |
−0.100 |
0.020 |
−0.140 |
−0.063 |
|
−0.049 |
0.24 |
−0.096 |
−0.004 |
链式中介作用 |
−0.7 (M − SD) |
−0.019 |
0.007 |
−0.035 |
−0.006 |
0 (M) |
−0.028 |
0.007 |
−0.043 |
−0.016 |
差异 |
0.7 (M + SD) |
−0.037 |
0.009 |
−0.055 |
−0.022 |
|
−0.018 |
0.009 |
−0.036 |
−0.001 |
Figure 4. Adjustable chain mediation path diagram
图4. 有调节的链式中介路径图
4. 讨论
4.1. 同伴关系与亲社会冒险行为的关系
研究结果证明同伴关系显著负向预测亲社会冒险行为，验证了假设1。本研究使用儿童青少年同伴关系量表测量高中生同伴关系的好坏，该量表得分越高表明高中生的同伴关系越差，因此换言之，本研究中的高中生同伴关系越好，越能产生更多的亲社会冒险行为，这与前人研究结果相同(李菁菁，2020)。同伴关系是否良好对高中生是至关重要的，它能够直接影响其亲社会冒险行为发展。高中生在同伴关系融洽的情况下，他们会更愿意帮助自己周围的人，虽然可能在这一过程中自己需要承担一定的风险，但是帮助他人收获的价值是大于风险成本的，因此他们还是会选择做出亲社会冒险行为，比如制止校园里的霸凌行为、帮助被欺负的同伴(Jenkins & Nickerson, 2017)。
4.2. 自尊和公正世界信念的单独中介作用
研究显示，自尊在同伴关系与高中生亲社会冒险行为间起中介作用，假设2得到验证，这与以往研究一致(Do et al., 2017; 张慧如等，2024)。。高中生的同伴关系影响其自尊的发展(张丽华等，2009)，在高中阶段，建立良好的同伴关系对其个人成长具有重要意义。当高中生获得同伴的接纳和认可时，这种正面的社交反馈不仅增强了他们与同伴之间的纽带，同时也促使他们更加积极地接纳和肯定自我。这种积极的自我认知进而推动了高中生自尊水平的提升(孙惠莲，2013)，自尊上升的个体也能更好地感知别人的需要并力所能及帮助别人(Moscardino et al., 2020)，进而产生亲社会冒险行为。反观自尊水平低的高中生会更害怕负面评价(曹呈旭等，2023)，在风险情境中，可能会考虑在做出亲社会冒险行为后会有承担负面评价的风险，所以低自尊的高中生做出亲社会冒险行为的几率较小。因此，自尊会受到同伴关系的影响，同伴关系良好的高中生其自尊水平也会有所提高，进而有助于产生更多的亲社会冒险行为。
与此同时，同伴关系与高中生亲社会冒险行为间还存在公正世界信念的中介作用，假设3被验证，这与以往研究一致(张俊，2023)。高中生正处于青春期，其认知水平、道德水平发展逐渐趋于成人水平，但还是更可能受到同伴而不是成年人的影响(张玮玮等，2023)，同伴维护正义、周围环境的公平公正的行为可能会对高中生产生影响。高中生公正世界信念感增强后，在社交过程中遵循互惠原则的可能性大大增加(Edlund et al., 2007)，进而更可能帮助他人(Guo et al., 2022)。由此，当高中生与同伴关系融洽时，他们会感受到来自同伴的鼓励和支持以及同伴的示范作用，这种正向的社交互动促使他们倾向于认为世界对他人及自身都是公正的。正是公正世界信念的增强，激发了他们在面对需要时，即使存在风险也愿意伸出援手、帮助他人的倾向。
4.3. 自尊和公正世界信念的链式中介效应
研究还证明了自尊、公正世界信念在同伴关系与高中生亲社会冒险行为间起链式中介作用，假设4得以验证，这与以往研究相同(Riaz et al., 2013)。当高中生对自我发展的充分肯定和乐观态度后，他们会更加相信周围的公正；而个体对自身发展和评价持消极态度时，他们对于公正的态度也会愈发消极。高中生在同伴关系融洽时，会认为自己是被周围同伴接纳的，所以他们对于自己就会更加持肯定态度，其自尊水平随之上升。而自尊水平上升会提升高中生的公正感知，他们会觉得自己被公正对待且整个大环境也是趋于公平的，由此，他们可能会有更强的意愿在了解他人的需求后给予援助，即使援助他人有一定风险，甚至会付出相应代价，他们仍然愿意去帮助别人。
4.4. 父母自主支持的调节效应
本研究也证实了父母自主支持调节整个链式中介作用，假设5得以验证。前人研究证明青少年亲社会冒险行为的激励因素之一就是和谐的家庭环境，而父母自主支持是家庭环境的一部分，因此本研究与前人研究结果一致(Wood et al., 2013)。具体而言，父母自主支持增强了公正世界信念对亲社会冒险行为的直接作用，进而调节整个链式中介模型。本研究的调节效应与社会支持主效应模型呈现高度一致。社会支持不仅能够有效缓解和降低潜在的消极因素，而且它还能积极促进和增加各种积极因素(Mahmoud et al., 2015)，父母自主支持即为社会支持中的一种(蔡林，2020)，就加强了公正世界信念的积极影响。根据生态系统理论(Bronfenbrenner, 1979)，个体的发展是以自身为主体与周围环境相互作用的过程，个体的外部资源会对个体的内部资源产生影响，从而作用个体的发展。父母自主支持这一外界因素影响高中生的公正世界信念，高中生父母自主支持水平越高，其公正世界信念对亲社会冒险行为的影响越大，进而同伴关系通过自尊、公正世界信念的链式中介影响也越强。
4.5. 研究意义与不足
本研究构建了一个有调节的链式中介模型，探讨了同伴关系对高中生亲社会冒险行为的影响和作用机制，并且得出一定教育启示。首先，学校、家长要引导高中生多与同伴交流，鼓励学生积极参与社交活动进而发展良好的同伴关系。其次，家校双方在尊重孩子意见的基础上给予孩子更多自主选择的权利，并且积极为孩子营造更加公正的环境。再次，家校双方要充分向高中生说明生活中可能遇到的风险助人情境，学校可以开设安全教育课程，虽然高中生已经具备助人能力，但仍要提示其要在力所能及的范围内帮助别人。最后，家长和学校要重视高中生自尊水平的提高，自尊水平的提高会帮助其更好地发展，为日后步入社会做好准备。
本研究还存在一些不足。第一，本研究采取横向分析，在阐释变量因果关联方面存在局限，未来研究可以运用纵向研究，揭示变量间潜在的因果关系和动态变化。第二，本研究的研究对象仅为高中生，未来可以研究不同年龄段被试的亲社会冒险行为，从而更明确不同年龄段人群的亲社会冒险行为特点。第三，本研究采用问卷法，日后可以利用行为实验对助人成本等因素进行控制，以便进一步探究亲社会冒险行为的影响机制。