1 引言
青春前期(11～13岁)是个体身心剧变的时期(Colarusso, 1992)，同时也是“小升初”的学校转折期，青少年面临陌生的人际关系，这会使青少年的心理发生突然的变化(柴晓运, 林丹华, 2021)。在此阶段，中国青少年的冲动性随年龄的增长出现线性上升的趋势(林琳 等, 2022)。冲动向来是中国未成年犯的首要犯罪动机(吴羽, 2021)。鉴于冲动性严重威胁青少年身心的健康发展，因此本研究旨在前人的基础上深入探讨中国青春前期个体的冲动性，揭示该阶段冲动性的前因和后效，增进对中国青少年冲动性的认识，从而为预防和干预冲动性提供依据。
冲动性的发展受遗传和情境的双重影响。从婴儿期到成年期，广义遗传因素对冲动性的解释率在0.41～0.53之间，非共享环境因素对冲动性的解释率在0.47～0.59之间(Bezdjian et al., 2011)。中国学者的研究发现，家庭环境质量对小学生的冲动性有负面影响，同时教师支持和家庭亲密度能够预测中学生的冲动性表现，并且家庭功能对大学生的冲动特质也有不利影响(林琳 等, 2022; 薛朝霞 等, 2018; 张悦文, 王振宏, 2018)。
同伴对个体的影响从童年时期开始逐渐增加，在青春期达到顶峰(Dishion & Tipsord, 2011)。然而，国内关于同伴关系对个体冲动性的影响研究并不多见，尤其是消极同伴关系。越轨同伴交往和欺凌受害是青春期常见的消极同伴关系。越轨同伴交往是指个体结交违反社会行为规范的同伴，从事相似环境和行为的群体活动(Dishion & Tipsord, 2011)。欺凌受害是指青少年长期或重复遭受同伴欺凌或伤害的现象(Olweus, 2013)。
群体社会化理论主张，同伴群体是促进个体社会化的主要因素；个体在同伴群体中习得的为人处世经验构成了个体人格发展的环境，对个体人格发展有长远的影响(Harris, 1995)。Harris认为，同伴群体的规范和行为会直接影响青少年冲动性人格的发展。尽管群体社会化理论最初是在西方文化背景下提出的，但徐轶丽和桑标(2003)认为这一理论同样适用于中国社会。然而，目前国内外对同伴关系是否会对青少年的冲动性人格产生影响的实证研究非常有限。因此，本研究旨在探讨越轨同伴交往对中国青少年冲动性人格的预测关系，以印证群体社会化理论在中国文化环境下的有效性，加深对该理论的认识。
一般紧张理论主张，欺凌受害等消极紧张刺激会耗竭个体的认知资源，并强化其冲动性特质(Agnew et al., 2011)。Agnew(2015)进一步认为，尽管亚洲国家和西方国家在文化取向上存在差异，但一般紧张理论同样适用于具有集体主义取向的亚洲国家。然而，目前尚未有相关的实证研究来验证欺凌受害对集体主义文化背景下青少年冲动性人格的影响。因此，本研究旨在探讨欺凌受害与中国青少年冲动性人格之间的关系，并验证一般紧张理论在中国文化背景下的适用性。
自我控制理论指出，冲动性的青少年在社交技能方面表现较差，很难与行为正常的同龄人建立良好的友谊，更可能与越轨同伴群体接触(Gottfredson & Hirschi, 1990)。研究发现，冲动性控制显著正向预测中国儿童积极友谊质量(王金霞, 王吉春, 2014)。然而，同伴关系存在不同的水平。关系水平的同伴关系(例如友谊)反映个体之间的双向情感交流；而群体水平的同伴关系(例如越轨同伴交往)则反映群体对个体的单向态度(周宗奎 等, 2015)。越轨同伴交往与友谊有所不同，在探究冲动性与同伴关系之间的关系时，必须考虑到同伴关系的多维结构。因此，本研究将探讨冲动性对越轨同伴关系的影响，以更深入了解冲动性对不同结构同伴关系的影响。
诱发性被害论主张，受害者自身的个性特征或行为加大了自己遭受侵害的可能(Dhanani et al., 2020)。在欺凌受害者中，有两类受害者更容易成为欺凌的目标，分别是“消极性受害者”和“挑衅性受害者”(乔东平, 文娜, 2018)。前者是指那些非常焦虑、缺乏安全感和沉默寡言的个体，这些特征意味着欺凌目标性格软弱，不愿意或不能够保护自己免受伤害；而后者则是指那些冲动、易激惹和易出现过度的行为反应的个体，因此有可能激起欺凌者的敌对行为。在希腊和澳大利亚，冲动性高的青少年更可能成为同龄人欺凌的对象(Fanti & Kimonis, 2012; Kelly et al., 2018)。然而，目前鲜见中国在挑衅性受害者方面的研究。进行跨文化研究有助于更全面地理解在不同文化背景下影响欺凌受害的因素。因此，本研究将探讨中国青少年冲动性对欺凌受害的影响，充实对欺凌受害群体的研究。
发展情境论主张，个体和情境的关系可以从三种研究取向进行探讨：个体和情境的单向影响、双向影响和循环影响(张文新, 陈光辉, 2009)。单向影响研究取向揭示了个体对情境或情境对个体的单向影响。双向影响研究取向强调个体因素和情境因素之间的相互塑造和调节。循环影响研究取向强调时间因素在个体与情境互动关系中的重要性，即个体的发展不仅受到内在因素的影响，还受到外部情境的影响，并且这种影响会随着时间的流逝而演变。根据发展情境论，在青少年的发展过程中，消极同伴关系和冲动性之间的关系可能会随着时间的推移而发生变化，从而对个体的发展产生不同的影响。
考察消极同伴关系和冲动性之间的动态发展关系可采用交叉滞后面板模型。该模型可用于揭示变量之间的往复式影响(刘源, 2021)，其交叉滞后效应可描述某变量在前测时间点的取值对于另一变量在后测时间点取值的预测作用(袁帅 等, 2021)。在交叉滞后面板数据的研究中，可以选择使用两次或三次以上(含本数)重复测量的数据。然而，相比两次重复测量的模型，三次以上重复测量的模型使研究者能够更好地理解变量在不同时间段内的关系，这种扩展时间维度的方法有助于揭示变量之间更精确的时序动态。
因此，本研究构建一个三次重复测量的交叉滞后面板模型，以中国广东省和山东省的初中生为调查对象，通过收集多次测量的数据，以观察青春前期消极同伴关系和冲动性的动态演变过程，更准确地推断消极同伴关系和冲动性的关联。
2 研究方法
2.1 被试
采用整群抽样法，对广东省和山东省三所初中的学生展开为期一年的问卷调查。第1次调查是在7年级秋季学期，1987名学生(男生占比56.10%)参与调查。其中，被试的平均年龄是12.32±0.53岁。第2次调查在是7年级春季学期，同一批1846名学生(男生占比55.15%)参与调查，141名学生未参与调查(受学生转学、休假等因素影响)，流失率为7.10%。第3次调查是在8年级秋季学期，同一批1820名学生(男生占比55.89%)参与调查，167名学生未参与调查，流失率为8.40%。
本研究的样本流失对样本代表性的影响小。样本流失率高于25%会严重影响样本的代表性(Draugalis et al., 2008)，但本研究的参与者流失率远低于该标准。此外，本研究全程作答的参与者(n=1820)和中途流失的参与者(n=167)在第1次调查时各变量上的差异无统计学意义：性别，χ2(1)=0.48，p=0.487。年龄，t(1952)=−0.24，p=0.809。Shapiro-Wilk正态性检验发现，两组参与者在客观社会经济地位、越轨同伴交往、欺凌受害和冲动性上呈现非正态分布。用Brown-Mood中位数检验作进一步比较后发现，两组参与者在客观社会经济地位[χ2(1)=2.92, p=0.088]、越轨同伴交往[χ2(1)=2.30, p=0.130]、欺凌受害[χ2(1)=0.08, p=0.776]、冲动性[χ2(1)=0.67, p=0.414]等方面的差异不具有统计学意义。
2.2 研究工具
2.2.1 越轨同伴交往
在Zhu等人(2015)研究的基础上采用了“翻译−回译”方法来确定越轨同伴交往量表，以评估被试最近半年内与越轨同伴交往的数量。该量表含2个条目。例如，“你的好朋友中有多少人打架斗殴。”采用李克特5点计分，1代表“0个”，5代表“大于等于6个”，以所有题目的均值作为越轨同伴交往的指标，得分越高表明个体的越轨同伴交往数量越多。
2.2.2 欺凌受害
采用谢家树等人(2015)修订的特拉华欺负受害量表(学生卷)来评估被试最近半年的受欺凌情况。该量表含12个条目，分为言语欺负(4个条目)、身体欺负(4个条目)、关系欺负(4个条目)三个维度。例如，“我被其他人嘲弄，他们说了一些很伤人的话。”采用李克特6点计分，1代表“从不”，6代表“每天”，以所有题目的均值作为欺凌受害的指标，得分越高表明个体的受欺凌水平越高。
2.2.3 冲动性
2.2.4 控制变量
每位被试首先完成涵盖性别(分类变量，男=1，女=0)、年龄、客观社会经济地位等内容的问卷。客观社会经济地位由家庭所在地、父母亲的教育水平和家庭月收入等子指标构成，最终表现为这四个指标标准化后的合成分数。
2.3 施测程序
以班级为单位进行集体施测。每个班级配备一名主试，主试都是心理学研究生，接受过严格的问卷施测培训。施测时长约为20分钟，具体包括讲解问卷指导语、分发问卷、参与者填写问卷，以及主试清点和回收问卷。本研究严格遵循伦理与道德原则，华南师范大学科学研究伦理委员会已审批通过整项研究。参与者及校方同意参与该项问卷调查。参与者已知悉，在参与调查的过程中，有权随时退出调查；问卷数据受到严格保密，隐私受到充分保护。
2.4 数据处理
使用SPSS25.0分析量表的Cronbach’s α系数、共同方法偏差、集中趋势、离中趋势和偏相关关系，使用Mplus7.4分析量表的合成信度、结构效度和交叉滞后面板模型。
本研究构建的是显变量结构方程模型。当量表的合成信度在0.90以上时，使用潜变量和显变量进行分析，结果并无太大差异(温忠麟, 叶宝娟, 2014)。本研究所有量表的合成信度的95%置信区间下限均高于0.90(见表1 )，因此，首先把每份量表每次的均值作为变量的指标，对三次重复测量的越轨同伴交往、欺凌受害和冲动性构建了共计9个指标。其次，设定越轨同伴交往和欺凌受害的交叉滞后路径。因为它们之间的正相关关系具有统计学意义(Zhu et al., 2016)，且根据社交网络理论，受欺凌者更有可能加入越轨同伴群体(Rudolph et al., 2014)。因此，这两个因素可能同时影响冲动性。设定它们的交叉滞后路径有助于模型拟合，并能够更严格地考察它们与冲动性的交叉滞后关系。再次，本研究用999表示缺失值，用全信息极大似然估计法处理缺失值。最后，本研究用重复取样5000次的偏差校正非参数百分位Bootstrap获得卡方值、标准化的路径系数和标准误差。标准化路径系数在统计学上数值显著的标志是95%置信区间不包括零(温忠麟, 叶宝娟, 2014)。
表1 消极同伴关系和冲动性的信度和结构效度 |
| 核心变量 | 信度 | 结构效度 | |||||
| Cronbach’s α系数 | 合成信度 | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | ||
| 1. T1越轨同伴交往 | 0.89 | 0.92, 95% CI [0.91, 0.92] | 0.93 | 0.91 | 0.04 | 0.05 | |
| 2. T2越轨同伴交往 | 0.88 | 0.92, 95% CI [0.90, 0.93] | 0.93 | 0.91 | 0.04 | 0.06 | |
| 3. T3越轨同伴交往 | 0.90 | 0.93, 95% CI [0.91, 0.94] | 0.93 | 0.91 | 0.05 | 0.05 | |
| 4. T1冲动性 | 0.83 | 0.95, 95% CI [0.94, 0.95] | 0.92 | 0.90 | 0.06 | 0.06 | |
| 5. T2冲动性 | 0.84 | 0.95, 95% CI [0.95, 0.95] | 0.90 | 0.88 | 0.06 | 0.06 | |
| 6. T3冲动性 | 0.86 | 0.96, 95% CI [0.96, 0.96] | 0.93 | 0.92 | 0.06 | 0.06 | |
| 7. T1欺凌受害 | 0.93 | 0.94, 95% CI [0.93, 0.95] | 0.94 | 0.92 | 0.04 | 0.04 | |
| 8. T2欺凌受害 | 0.94 | 0.95, 95% CI [0.94, 0.96] | 0.93 | 0.91 | 0.05 | 0.04 | |
| 9. T3欺凌受害 | 0.94 | 0.96, 95% CI [0.95, 0.97] | 0.94 | 0.93 | 0.04 | 0.04 | |
注：T1表示第一次调查，T2表示第二次调查，T3表示第三次调查，以下同；T2和T3冲动性量表的合成信度95%置信区间的上下限在四舍五入之前不同，但四舍五入后相同。 |
3 结果
3.1 量表的信度和结构效度
根据表1 ，本研究的量表信度较好。模型拟合可以接受的参考标准是CFI和TLI在0.90以上，RMSEA和SRMR在0.08以下(温忠麟 等, 2004)。因此，本研究量表的效度较好。当模型的TLI低于临界值0.90但差距较小时，应当考虑CFI作出判断(温涵, 梁韵斯, 2015)。虽然T2冲动性量表的TLI略低于临界值，但鉴于其CFI在参考范围内，该量表整体结构效度仍可接受。
3.2 共同方法偏差检验
共同方法偏差会影响自陈问卷的效度，可用Harman单因素法分析该偏差的严重程度(Baumgartner & Steenkamp, 2001)。若Harman单因素解释的变异小于50%，说明共同方法偏差对量表效度影响不大(Kock et al., 2021)。在三次调查中，特征值大于1的因子依次为6个、7个和6个；第一个主因子解释的变异量分别为21.31%、22.89%和22.48%，均低于50%临界值。因此，共同方法偏差对本研究量表效度影响较小。
3.3 集中趋势、离中趋势和偏相关分析
由表2 可知，越轨同伴交往、欺凌受害和冲动性的中位数和四分位距。这些变量之间的相关程度具有统计学意义，符合进行交叉滞后分析的条件。
表2 消极同伴关系和冲动性的中位数、四分位距和三阶偏相关系数矩阵(n=1987) |
| 核心变量 | Mdn (IQR) | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
| 1. T1越轨同伴交往 | 1.00 (0.25) | ||||||||
| 2. T2越轨同伴交往 | 1.00 (0.25) | 0.29*** | |||||||
| 3. T3越轨同伴交往 | 1.00 (0.33) | 0.28*** | 0.43*** | ||||||
| 4. T1冲动性 | 2.00 (0.60) | 0.19*** | 0.21*** | 0.17*** | |||||
| 5. T2冲动性 | 2.10 (0.60) | 0.17*** | 0.29*** | 0.27*** | 0.63*** | ||||
| 6. T3冲动性 | 2.15 (0.60) | 0.16*** | 0.23*** | 0.28*** | 0.56*** | 0.68*** | |||
| 7. T1欺凌受害 | 1.08 (0.42) | 0.23*** | 0.21*** | 0.19*** | 0.33*** | 0.26*** | 0.22*** | ||
| 8. T2欺凌受害 | 1.08 (0.33) | 0.19*** | 0.29*** | 0.17*** | 0.26*** | 0.29*** | 0.21*** | 0.48*** | |
| 9. T3欺凌受害 | 1.00 (0.25) | 0.16*** | 0.25*** | 0.27*** | 0.21*** | 0.25*** | 0.26*** | 0.40*** | 0.58*** |
注：***p<0.001。 |
3.4 交叉滞后面板模型检验
如图1 所示，本研究使用交叉滞后面板模型探究消极同伴关系和冲动性的关系。模型拟合结果是：CFI=0.98，TLI=0.95，RMSEA=0.05，SRMR=0.03。
如表3 所示，在控制了无关变量后，前测消极同伴关系对冲动性的预测效应不具有统计学意义，而前测冲动性对消极同伴关系的预测效应则具有统计学意义，T1欺凌受害对T2越轨同伴交往的预测效应也具有统计学意义。
表3 消极同伴关系和冲动性的交叉滞后面板模型标准化系数(n=1987) |
| 效应类型 | 模型路径 | 标准化路径系数 | 标准误差 | 95%置信区间 |
| 越轨同伴交往 | ||||
| 同时性效应 | T1越轨同伴交往 ↔ T1冲动性 | 0.18 | 0.03 | [0.13, 0.23] |
| T2越轨同伴交往 ↔ T2冲动性 | 0.19 | 0.03 | [0.14, 0.25] | |
| T3越轨同伴交往 ↔ T3冲动性 | 0.17 | 0.03 | [0.12, 0.22] | |
| 自回归效应 | T1越轨同伴交往 → T2越轨同伴交往 | 0.24 | 0.04 | [0.17, 0.31] |
| T1越轨同伴交往 → T3越轨同伴交往 | 0.10 | 0.03 | [0.04, 0.17] | |
| T2越轨同伴交往 → T3越轨同伴交往 | 0.39 | 0.06 | [0.28, 0.50] | |
| 冲动性 | ||||
| 同时性效应 | T1冲动性 ↔ T1欺凌受害 | 0.32 | 0.02 | [0.27, 0.37] |
| T2冲动性 ↔ T2欺凌受害 | 0.15 | 0.03 | [0.09, 0.20] | |
| T3冲动性 ↔ T3欺凌受害 | 0.12 | 0.03 | [0.06, 0.18] | |
| 自回归效应 | T1冲动性 → T2冲动性 | 0.61 | 0.02 | [0.57, 0.65] |
| T1冲动性 → T3冲动性 | 0.22 | 0.03 | [0.17, 0.27] | |
| T2冲动性 → T3冲动性 | 0.55 | 0.03 | [0.49, 0.60] | |
| 交叉滞后效应 | T1冲动性 → T2越轨同伴交往 | 0.13 | 0.03 | [0.08, 0.18] |
| T2冲动性 → T3越轨同伴交往 | 0.15 | 0.03 | [0.09, 0.20] | |
| T1冲动性 → T2欺凌受害 | 0.09 | 0.03 | [0.05, 0.14] | |
| T2冲动性 → T3欺凌受害 | 0.07 | 0.02 | [0.02, 0.12] | |
| 欺凌受害 | ||||
| 同时性效应 | T1欺凌受害 ↔ T1越轨同伴交往 | 0.22 | 0.03 | [0.16, 0.28] |
| T2欺凌受害 ↔ T2越轨同伴交往 | 0.18 | 0.04 | [0.10, 0.27] | |
| T3欺凌受害 ↔ T3越轨同伴交往 | 0.14 | 0.03 | [0.08, 0.21] | |
| 自回归效应 | T1欺凌受害 → T2欺凌受害 | 0.47 | 0.05 | [0.37, 0.55] |
| T1欺凌受害 → T3欺凌受害 | 0.16 | 0.05 | [0.07, 0.25] | |
| T2欺凌受害 → T3欺凌受害 | 0.48 | 0.05 | [0.37, 0.58] | |
| 交叉滞后效应 | T1欺凌受害 → T2越轨同伴交往 | 0.13 | 0.04 | [0.06, 0.22] |
注：为呈现关键信息，仅显示95%置信区间不含零的标准化路径系数。 |
4 讨论
研究采用问卷调查法，旨在探讨中国青春前期个体冲动性与两种消极同伴关系之间的关联。研究发现，前测消极同伴关系对后测冲动性的影响不明显，而前测冲动性对后测消极同伴关系有一定影响，欺凌受害对越轨同伴交往也有着一定影响。
4.1 消极同伴关系与冲动性
根据群体社会化理论和一般紧张理论，消极同伴关系会影响青少年冲动性的发展。然而，本研究却发现它们对青春前期冲动性的预测效应不具有统计学意义。这可能是因为消极同伴关系对冲动性的预测效应可能受遗传和其他环境变量的干扰。冲动性是可遗传的特质，本身表现出中等程度的遗传性(Restrepo-Lozano et al., 2022; Sanchez-Roige et al., 2023)。在青春期阶段，广义遗传因素解释了冲动性54%的变异程度(Bezdjian et al., 2011)。这意味着遗传因素在青春期仍然对冲动性具有一定影响。此外，在非共享环境因素方面，中国人对家庭群体的重视程度高于个体，并且个体也普遍认为家庭群体很重要(Harris, 1995)。对于初中一年级的学生来说，父母的影响要大于同伴的影响(陈会昌 等, 1998)。考虑到本研究的被试正处于青春前期，相较于同伴关系而言，亲子关系更有可能对他们的冲动性产生影响。因此，未来的研究可同时考察遗传因素和环境因素(如亲子关系和同伴关系)等对中国青少年冲动性的影响差异。
王金霞和王吉春(2014)的研究是在一个时间点上对不同年龄的儿童进行调查，探究他们的冲动性对关系水平同伴关系的影响。本研究则将焦点从童年期扩展到了青春前期，使得研究结果更具广泛适用性和代表性。同时，本研究的关注点由关系水平的同伴关系转向了群体水平的同伴关系，进一步拓展了冲动性对不同水平同伴关系影响的理解。此外，本研究采用了纵向设计方法，提供了更全面、深入的研究视角，揭示了冲动性对越轨同伴交往关系的独特影响。同伴回避效应指出，正常同龄群体会主动回避与存在风险的个体建立关系(张云运 等, 2022)。易冲动青少年的同伴关系更差，因为冲动性通常与酒精依赖、学业成绩差等行为密切相关(Coskunpinar et al., 2013; Gomes & Livesey, 2008; Schmits & Glowacz, 2019)。正常群体很难接受这些行为，人们更愿意接纳那些表现出亲社会行为和学习成绩优异的人(Wang et al., 2019; Wentzel et al., 2021)。在未能得到正常同龄群体的欢迎的情况下，冲动性的个体可能会为了满足自己的交友需求而聚集成越轨同伴群体。
过去的研究主要关注消极性受害者(李松 等, 2021; 廖友国 等, 2022)，而本研究则专注于挑衅性受害者，发现青少年的冲动性水平与后续的欺凌受害之间存在关联。这一研究成果与国外研究相互印证(Fanti & Kimonis, 2012; Kelly et al., 2018)，为中国的挑衅性受害者研究提供了深入的了解。青春前期是个体发育成熟的重要时期。然而在这个时期，大脑区域尚未完全发育成熟，这导致青少年的主动性控制能力较弱，冲动性较高(向玲 等, 2020)。他们通常表现出注意力选择障碍、攻击性社会行为以及外化问题行为等特征(Thompson et al., 1983)，这些特征很可能会激怒欺凌者，使其成为攻击的对象。
4.2 个体变量和情境变量的关系
本研究为个体单向影响情境的研究取向提供了有力的支持，不仅表明个体在调节自身发展过程中的主导能力，更凸显了个体与环境之间关系中个体因素的重要性。个体通过选择与其内在特征契合的情境，塑造着自己的发展。
本研究连同相关研究表明，个体与情境在青春期存在复杂而动态的关系。每个个体都具有独特的遗传背景、生物特质和认知能力等特征，这些特征会引导个体选择、寻求和塑造适应于这些特征的情境(张文新, 陈光辉, 2009)。家庭、学校、社交网络等不同情境中的支持、期望、规范和资源等因素，会对个体的发展路径和适应结果产生直接和间接的影响(Noble et al., 2015; Ronfeldt et al., 2015; Sussman et al., 2007; Tao et al., 2022)。不仅如此，个体和情境之间还存在着相互调节和循环影响的关系(廖友国 等, 2022; 熊猛 等, 2021)。因此，在研究个体与情境之间的关系时，需要考虑时间的序列性和连续性，以及个体与情境相互作用的复杂性。
4.3 研究意义与不足
本研究发现，并非所有西方理论在中国青少年群体中都能得到支持。这表明，西方理论并不普遍适用于中国情境，文化背景和社会环境等因素可能对理论的适用性产生一定影响。因此，在把西方理论应用于中国时，应考虑将西方理论中国化或构建中国本土化的理论。
考虑到冲动性可能导致青少年加入不良同伴群体和成为欺凌受害者，学校心理健康教师可以通过认知行为疗法等方法，重点培养学生对冲动性的控制能力，并指导他们处理人际关系。例如，在“心理健康教育主题月”活动中设计以“冲动性控制”为主题的心理情景剧，让学生参与其中，增强他们对冲动性危害的认识。
本研究采用的是自陈问卷。尽管问卷法可以用于验证变量之间的因果关系，但与实验法相比，在因果关系的分析上并不那么严谨(温忠麟, 2017)。因此，未来的研究可以综合运用问卷法和实验法等多种方法来测量青少年的越轨同伴交往、欺凌受害与冲动性，以获得更准确的结果。
本研究的测量时间间隔为6个月，并且仅追踪了3个时间点。由于测量时间间隔较短，可能难以观察到冲动性人格的变化过程。考虑到增加调查次数能够改善追踪研究的统计功效和参数估计精度(唐文清 等, 2014)，只进行了3次调查可能会影响本研究的统计效应，因此，未来的研究可以通过采用较长的时间间隔或追踪更多的时间点等方式，来探究越轨同伴交往和欺凌受害对冲动性的影响。
5 结论
在青春前期，前测消极同伴关系(越轨同伴交往和欺凌受害)对后测冲动性的预测效应不具备统计学意义。但是，前测冲动性对后测消极同伴关系的预测效应，以及前测欺凌受害对后测越轨同伴交往的预测效应，则具有统计学意义。