1 引言
冒险倾向通常在青春期(10～21岁)达到峰值(Icenogle & Cauffman, 2021)，这可能驱使青少年参与诸多有害于身心健康的消极冒险行为，如危险驾驶、物质使用，甚至犯罪，这些均是违反社会规范的消极适应行为。然而，冒险行为同样存在积极的一面。研究者认为这类积极冒险行为的潜在风险较低，因而被社会所认可，冒险过程中充满探索性和挑战性，参与这类冒险有助于提升青少年的幸福感并促进自我成长，如尝试在众人面前演讲(Duell & Steinberg, 2019)。除有利于自身适应环境的积极冒险行为外，冒险的积极社会适应还表现在为他人谋利，自身承担风险的亲社会冒险行为(窦凯 等, 2020; Do et al., 2017)，如献血和见义勇为。社会适应双功能模型认为青少年自身的积极和消极社会适应能组合成不同的类型，而社会情景中存在与这些类型有关的风险和保护因素(张友印 等, 2015; 邹泓 等, 2012)。基于该理论，本研究将积极冒险和亲社会冒险行为作为冒险的积极维度，以消极冒险行为作为消极维度，使用个体定向技术探究两类冒险行为在中国青少年群体中存在的潜在亚组，并进一步考察青少年与父母间积极或消极的关系质量是否会驱使他们进入不同的冒险亚组。以期区分积极和消极两类冒险行为在青少年群体中的个体差异，挖掘培养积极冒险行为并减少消极冒险行为的保护因素，为后续青少年冒险行为的识别及干预工作提供科学依据。
1.1 积极冒险与消极冒险的潜在亚组
冒险行为指同时存在收益和风险的决策行为，性质上可区分为积极和消极两个维度(Duell & Steinberg, 2020)。理论层面，研究者指出高冒险倾向会平等地驱使青少年参与到积极或消极冒险行为中(Duell & Steinberg, 2021)。实证层面，研究发现两类冒险行为间存在显著正相关(Duell et al., 2022)，且均与感觉寻求(Fryt & Szczygiel, 2021)、工作记忆(Maslowsky et al., 2019)和自我控制(Liu et al., 2025)等个人特征密切相关。高奖赏寻求、高模糊容忍度、低惩罚敏感性且未来时间知觉良好的个体参与积极冒险和消极冒险的可能性更高(Fryt et al., 2024)。但两类冒险行为在发生机制和影响因素上也存在显著差异，脑内社会情感奖赏系统和认知控制系统在成熟时间和功能上的失衡诱发了青少年的消极冒险行为(Steinberg, 2010)，但这一发生机制并不完全适用于积极冒险(Duell & Steinberg, 2019)。积极冒险行为的社会属性更强，与大五人格中的外倾性有关(Patterson et al., 2023)，而消极冒险行为则与个体的冲动性密切相关(Duell & Steinberg, 2020)。这些证据提示，尽管冒险倾向能够为青少年参与积极或消极冒险提供驱力，但由于环境和个体特征的差异，参与冒险的类型在现实生活中可能呈现出显著的个体差异性。忽视个体差异，可能会错失识别积极冒险行为的机会，并在后续的干预工作中将积极和消极冒险行为混为一谈。
社会适应双功能模型认为，青少年健康的社会适应需从积极和消极两方面去综合评价(张友印 等, 2015)，模型假设积极和消极的社会适应结果能够在青少年群体内组成四种潜在类型：良好适应型(高积极/低消极)、高危型(低积极/高消极)、脆弱型(低积极/低消极)、矛盾型(高积极/高消极)。鉴于积极冒险和消极冒险分别呼应了社会适应的积极维度和消极维度，两类冒险在青少年身上可能表现出多种潜在类别。潜在剖面分析(latent profile analysis, LPA)能够基于多种连续变量区分异质样本中的潜在亚组，以往研究已用该方法定义了青少年在不同消极冒险行为上可能出现的潜在模式(Warren et al., 2020)。近来，Duell等人(2024)发现，大多数美国非裔和拉丁裔大学生(18～27岁)会偶尔参与消极冒险行为和反种族主义运动(79%)，只有少部分学生会高强度地参与消极冒险行为(10%)或反种族主义运动(11%)。尽管这项研究已经探究了积极冒险和消极冒险在大学生群体中存在的潜在模式，但研究仍存在一些不足。首先，大学生的认知控制系统已趋于成熟(Romer et al., 2017)，能有效抑制脑内被激活的社会情感奖赏系统，他们可能从尝试多种冒险转而固定参与某类喜爱的冒险行为；其次，研究考察的积极冒险行为是反种族主义运动，这种积极冒险行为并不符合我国的实际情况；此外，研究并未考虑亲社会冒险这类为他人谋利的积极冒险行为。因此，仍有必要在我国青少年群体中探究积极和消极冒险潜在的个体差异。
1.2 父母关系质量的作用
社会适应双功能模型强调青少年的社会适应会受到所处环境中保护因素和风险因素的影响，这提示冒险行为的潜在亚组可能与环境中的保护和风险因素相关。家庭系统是青少年成长过程中最重要的微系统之一(Bronfenbrenner & Evans, 2000)，父母是他们社交关系中的重要成员，处于青春期的个体对社会关系十分敏感(Escribano et al., 2021)，而积极和消极的关系质量是社会关系研究的核心部分(Fitzgerald et al., 2020)，因此，青少年与父母间积极或消极的关系质量可能会驱使他们进入不同的冒险行为亚组。
积极的关系质量通常通过多种指标衡量，如他人提供的情感支持、陪伴、认同等(Skabeikyte-Norkiene et al., 2022)。依恋理论强调能够感受到情感支持和陪伴的青少年通常会发展出积极的心理社会适应模式(Bowlby, 1982)，研究证实与父母间积极的关系质量能够显著减少青少年的消极冒险行为(Granger et al., 2020; Rogers & McKinney, 2019)。与此同时，良好的亲子关系有利于父母为青少年提供更多情感和物质上的支持，这些支持、鼓励和物质资源能够帮助培养青少年的积极冒险行为(Duell & Steinberg, 2021; Wood et al., 2013)。父母的积极教养和情感温暖也能显著正向预测青少年的亲社会冒险行为(冯雪珂 等, 2024; 张俊 等, 2023)。
消极关系质量通常表现为青少年与他人的消极互动(Skabeikyte-Norkiene et al., 2022)，亲子间的争吵和冲突是常见的负面互动，是青少年人际压力的重要来源。一般压力理论指出暴露于压力下的青少年会产生负面情绪，进而增加参与冒险和犯罪的概率(Francis, 2014)。研究证实，人际冲突等消极社会互动与青少年的消极冒险行为呈显著正相关(McNaughton Reyes et al., 2020)。但消极关系质量对青少年积极冒险行为的作用尚未明确。一方面，积极冒险行为可能也成为青少年应对消极关系质量的一种手段。另一方面，消极的关系质量会减少来自父母的情感和物质支持，可能会阻碍青少年参与积极或亲社会冒险行为。因此，消极关系质量虽易促使青少年参与消极冒险，但对其积极冒险行为的作用仍需进一步证实。
综上，本研究旨在通过个体定向技术区分积极和消极两类冒险行为在中国青少年群体中的潜在亚组，并考察青少年与父母间积极和消极的关系质量是否会驱使他们进入不同的冒险亚组。基于社会适应双功能模型和以往研究成果，本研究提出如下假设：积极和消极两类冒险行为会在青少年身上展现出四种潜在亚组(假设1)，具体分为积极冒险亚组(高积极/低消极)、消极冒险亚组(低积极/高消极)、低冒险亚组(低积极/低消极)和共发亚组(高积极/高消极)。积极父母关系质量会降低青少年进入消极冒险亚组的概率，助力他们成为积极冒险亚组的一员，而消极父母关系质量会增加他们进入消极冒险亚组的概率，也可能使部分青少年进入共发亚组(假设2)。此外，除父母外，同伴也是青少年社交关系中的重要成员，研究发现积极和消极冒险行为均在青少年群体中表现出“人以群分”的现象(Fryt et al., 2021)，因此，除性别、年龄和家庭社会经济地位等人口学因素外，青少年与最好朋友间的关系质量也将被作为协变量纳入本研究。
2 研究方法
2.1 研究对象
采用方便取样法，从山东省4所中学共招募7～9年级学生1599人，通过问卷星平台收集数据，剔除16份规律作答或作答时间过短的无效问卷，最终有效参与者1583人(平均年龄13.82±1.07岁)，女生占比48.6%，独生子女占比26.2%，城市学生占比56.6%，汉族参与者占比约99%。此外，63.8%的参与者父亲拥有高中以上学历，57.6%的参与者母亲拥有高中以上学历，家庭月均收入方面，41.5%的参与者报告低于7000元，24.1%的参与者在7000到10000元之间，34.4%的参与者高于10000元。参与者的家庭社会经济地位由父母双方学历与家庭月均收入合成，公式为ZSES=Z父亲学历+Z母亲学历+Z月均收入。
2.2 研究工具
2.2.1 积极冒险行为量表(The Positive Risk-Taking Scale, PRTS)
该量表由Duell和Steinberg(2020)编制，测量青少年近6个月内参与积极冒险行为的次数。量表共包含14个项目，采用李克特4点计分，从1(没有)到4(5次以上)。量表中所有项目均同时描述行为的内容和潜在风险(如“尝试一种你认为自己可能不喜欢的新食物”)，将所有项目得分相加，总分越高说明参与者越频繁地参与积极冒险行为。以往研究已经证实该量表在西方背景下具有良好的信效度，适用于12到25岁的青少年群体。廖文莉等人(2024)验证了该问卷在中国大学生群体中具有良好的信效度，在本研究中，针对初中生群体开展的验证性因素分析显示研究数据的单因子模型拟合良好(χ2/df=12.22, CFI=0.93, TLI=0.92, RMSEA=0.08)，量表的Cronbach’s α系数为0.93。
2.2.2 亲社会冒险行为量表(Prosocial Risky Behaviors Scale, PRB)
该量表由窦凯等人(2020)修订，用于测量个体的亲社会冒险倾向，共6个项目，如“我乐意牺牲时间去做义工”。项目采用李克特5点计分，从1(从不)到5(总是)，总分越高代表亲社会冒险行为越频繁。相关研究已经证实该问卷在国内青少年群体中具有良好的信效度(冯雪珂 等, 2024)。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.90。
2.2.3 青少年冒险行为问卷(Adolescent Risk-Taking Questionnaire, ARQ)
使用Gullone等人(2000)编制，张晨等人(2011)修订的青少年冒险行为问卷测量研究被试的消极冒险行为。该问卷共包括17个项目，采用李克特5点计分，从0(从不)到4(总是)。所有项目可以划分为刺激寻求行为、叛逆行为、鲁莽行为和反社会行为四个维度，后三个维度是典型的消极冒险行为，考虑到我国初中生极少涉足鲁莽维度中高危行为(M=0.10, SD=0.55)，且刺激寻求行为与积极冒险行为存在混淆(Duell & Steinberg, 2020)，本研究仅使用了量表中的叛逆和反社会行为反映消极冒险水平。研究中叛逆行为和反社会行为的Cronbach’s α系数分别为0.94和0.80。
2.2.4 关系网络问卷(The Network of Relationships Inventory, NRI)
使用French等人(2001)修订的关系网络问卷测量青少年与父母和挚友的关系质量。该问卷共包括15个项目，采用李克特5点计分，从1(很少或没有)到5(极多)。问卷要求被试分别对自己与母亲、父亲和最好朋友的关系在所有项目上进行评分。问卷分为陪伴(如“在空闲时，你有多少时间和这个人在一起”)、情感支持(如“这个人对你的感情有多么强烈”)、亲密性(如“你与这个人讨论你不愿让别人知道的事情多吗”)、工具性帮助(如“他/她帮你解决或做事情吗”)和争吵与冲突(如“你和他/她争吵多吗”)五个维度。参考以往研究，前四个维度用于衡量积极关系质量，高平均分反映了与对象间积极的关系质量，争吵和冲突维度用于衡量消极关系质量，高平均分反映了与对象间消极的关系质量(Skabeikyte-Norkiene et al., 2022)。研究发现关系网络问卷在中国青少年中具有良好的信效度(田录梅 等, 2014)，本研究中与父母和朋友积极关系质量的Cronbach’s α系数分别为0.93和0.93，与父母和朋友消极关系质量的Cronbach’s α系数分别为0.86和0.83。
2.3 统计分析
首先，使用SPSS 21.0对主要研究变量进行了描述统计和相关分析；其次，使用Mplus 7.4对积极冒险指标(积极冒险行为和亲社会冒险)和消极冒险指标(叛逆行为和反社会行为)进行潜在剖面分析，依次建立5个剖面模型，并基于BIC、aBIC、熵值、似然比检验指标LMR和基于Bootstrap的似然比检验指标对模型拟合情况进行检验。由于本研究使用了不同量表开展潜在剖面分析，所有数据在分析前均已标准化处理；再次，确定最优模型后，使用多元方差分析(MANOVA)检验4个指标在各亚组间是否存在显著差异；最后，使用BCH法检验积极和消极的关系质量与潜在剖面分析各亚组间的关系。鉴于以往研究发现性别和家庭社会经济地位与青少年消极冒险行为间的显著关系，以及同伴系统对青少年冒险行为的显著影响，性别、年龄、家庭社会经济地位以及与最好朋友间积极和消极的关系质量被用作协变量纳入上述分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
使用Harman单因素检验方法对主要研究变量进行共同方法偏差检验。结果发现特征根大于1的因子共3个且第一因子变量的解释率为25.4%，小于临界值40.0%，表明研究不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2 描述统计与相关分析
表1呈现了主要研究变量的描述统计和相关分析结果，父母积极关系质量与青少年的积极冒险行为和亲社会冒险行为显著正相关，与他们的叛逆行为和反社会行为显著负相关，青少年与父母间消极的关系质量与他们的叛逆行为和反社会行为显著正相关。有趣的是，积极冒险行为和亲社会冒险行为均与叛逆行为和反社会行为呈现不同程度的正相关。
表1 主要变量描述统计和相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.积极父母关系质量 | 14.25 | 3.38 | |||||||
| 2.积极朋友关系质量 | 12.95 | 3.50 | 0.48*** | ||||||
| 3.消极父母关系质量 | 2.16 | 0.85 | −0.20*** | 0.04 | |||||
| 4.消极朋友关系质量 | 1.82 | 0.76 | 0.04 | 0.04 | 0.49*** | ||||
| 5.积极冒险行为 | 2.00 | 0.68 | 0.24** | 0.25*** | 0.02 | 0.09*** | |||
| 6.亲社会冒险行为 | 2.34 | 0.83 | 0.24*** | 0.26*** | −0.03 | 0.05* | 0.48*** | ||
| 7.叛逆行为 | 6.63 | 2.04 | −0.05* | 0.01 | 0.10*** | 0.09*** | 0.13*** | 0.14*** | |
| 8.反社会行为 | 5.02 | 1.74 | −0.10*** | −0.01 | 0.19*** | 0.11*** | 0.09*** | 0.05* | 0.62*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 冒险行为潜在剖面分析
本研究依次检验的5个潜在剖面模型的拟合情况见表2，4类别和5类别模型的BIC和aBIC值最低且熵值大于0.8，但5类别模型存在一个极端亚组，不具有统计意义(n=12, 0.8%)，最终选择4类别模型为最佳模型(图1)。具体而言，类别1被命名为低冒险亚组(n=1084, 68.5%)，组内青少年的积极和消极冒险行为水平均较低；类别2被命名为积极冒险亚组(n=222, 14.0%)，组内青少年积极冒险行为水平高、消极冒险行为水平低；类别3被命名为共发亚组(n=121, 7.6%)，组内青少年的积极和消极冒险行为水平均较高；类别4被命名为消极冒险亚组(n=156, 9.9%)，积极冒险行为水平低、消极冒险行为水平高。多元方差分析结果显示用于潜在剖面分析的4个因子在4个亚组中的区分性良好(表3)。
表2 冒险行为的潜在剖面分析模型拟合结果 |
| 模型 | BIC | aBIC | LMR | BLRT | Entropy | 组别样本量 |
| 1 | 14978.838 | 14953.424 | 1583 | |||
| 2 | 12878.507 | 12837.208 | 0.000 | 0.000 | 0.989 | 1450/133 |
| 3 | 12146.362 | 12089.180 | 0.007 | 0.000 | 0.951 | 1237/221/125 |
| 4 | 11836.350 | 11763.284 | 0.003 | 0.000 | 0.884 | 1084/222/121/156 |
| 5 | 11343.226 | 11254.276 | 0.000 | 0.000 | 0.905 | 1106/148/204/113/12 |
3.4 父母关系质量与冒险亚组间的关系
本研究以青少年与父母间积极和消极的关系质量为自变量以4个冒险行为潜在亚组为因变量开展了多元逻辑回归分析，年龄、性别、家庭社会经济地位以及与最好朋友的关系质量被作为协变量同时纳入分析，结果见表4。研究发现相较于低冒险亚组，与父母间保持积极关系质量的青少年更易成为积极冒险亚组而非消极冒险亚组的成员，而与父母间存在消极关系质量的青少年则更容易进入消极冒险行为亚组。相较于积极冒险亚组和共发亚组，与父母间积极的关系质量能减少青少年进入消极冒险亚组的概率。值得一提的是，相较于低冒险亚组，青少年与最好朋友间的积极和消极关系质量都会让他们更容易成为积极冒险亚组或消极冒险亚组的一员。
表3 各类别组在剖面分析变量上的差异 |
| 变量 | 类别1 | 类别2 | 类别3 | 类别4 | F | Post hoc |
| 低冒险亚组 | 积极冒险亚组 | 共发亚组 | 消极冒险亚组 | |||
| n(%) | 1084(68.5%) | 222(14.0%) | 121(7.6%) | 156(9.9%) | ||
| 积极冒险行为 | −0.26±0.69 | 1.58±0.75 | 0.56±0.80 | 0.05±1.06 | 368.89*** | 2>3>4>1 |
| 亲社会冒险行为 | −0.23±0.71 | 1.19±1.01 | 0.53±0.86 | −0.01±0.98 | 200.07*** | 2>3>4>1 |
| 叛逆行为 | −0.25±0.10 | −0.24±0.12 | 1.72±0.46 | 0.46±0.23 | 5259.90*** | 3>4>(1, 2) |
| 反社会行为 | −0.22±0.53 | −0.28±0.46 | 1.32±0.56 | 0.70±0.82 | 383.87*** | 3>4>(1, 2) |
表4 父母关系质量及协变量对各潜在亚组的多元逻辑回归结果 |
| 类别1(vs.) | 类别2(vs.) | 类别3(vs.) | ||||||||||||
| 类别2 | 类别3 | 类别4 | 类别3 | 类别4 | 类别4 | |||||||||
| Logit | OR | Logit | OR | Logit | OR | Logit | OR | Logit | OR | Logit | OR | |||
| 积极父母关系质量 | 0.33* | 1.39 | 0.07 | 1.07 | −0.50*** | 0.61 | −0.26 | 0.78 | −0.83*** | 0.44 | −0.57*** | 0.57 | ||
| 积极朋友关系质量 | 0.61*** | 1.84 | 0.05 | 1.06 | 0.23* | 1.45 | −0.56*** | 0.57 | −0.24 | 0.79 | 0.32 | 1.38 | ||
| 消极父母关系质量 | 0.01 | 0.96 | 0.15 | 1.16 | 0.37** | 1.25 | 0.19 | 1.22 | 0.27 | 1.31 | 0.08 | 1.08 | ||
| 消极朋友关系质量 | 0.26* | 1.30 | 0.19 | 1.21 | 0.37** | 1.45 | −0.07 | 0.93 | 0.12 | 1.12 | 0.19 | 1.21 | ||
| 年龄 | −0.03 | 0.97 | 0.27* | 1.31 | 0.04 | 1.04 | 0.30 | 1.35 | 0.07 | 1.07 | −0.23 | 0.79 | ||
| 性别 | −0.38 | 0.68 | −0.25 | 0.78 | −0.73*** | 0.48 | 0.14 | 1.15 | −0.35 | 0.71 | −0.48 | 0.62 | ||
| 家庭社会经济地位 | 0.17 | 1.19 | 0.13 | 1.14 | 0.11 | 1.11 | −0.04 | 0.96 | −0.07 | 0.94 | −0.02 | 0.98 | ||
注：OR，优势比(odds ratio)；类别1为低冒险亚组，类别2为积极冒险亚组，类别3为共发亚组，类别4为消极冒险亚组。 |
4 讨论
4.1 积极和消极冒险的潜在亚组
本研究使用潜在剖面分析定义了积极冒险和消极冒险可能在中国青少年群体中表现出的潜在亚组。研究发现两类冒险行为可能在青少年身上表现出四种不同的亚组，这四个亚组与社会适应双功能模型强调的积极和消极社会适应可能组成的四种基本类型相呼应，验证了研究假设1。积极冒险亚组(占样本量的14.0%)和消极冒险亚组(9.9%)体现了积极冒险和消极冒险的独立性，尽管高水平的冒险倾向增加了青少年参与冒险的概率，但他们可能会将有限的时间和资源投入一类冒险行为中。低冒险亚组学生的占比最高(68.5%)，说明大多数中国青少年(平均年龄13.82岁)很少参与积极或消极冒险行为，这与韩国和美国亚裔青少年群体中的研究结果一致(Park & Kim, 2020; Park & Gentzler, 2025)。青少年在现实生活中的风险暴露水平较低(Defoe & Romer, 2022)，如我国允许驾驶机动车、饮酒和吸烟的最小年龄为18岁，道德和法律层面的约束限制了青少年参与消极冒险行为，而中国传统文化所蕴含的教育价值取向重视培育踏实谨慎的青少年，这可能会同时限制他们参与消极和积极两类冒险行为。
本研究发现确实存在一个共发亚组(占样本量的7.6%)，该亚组的青少年在一段时间内会同时参与积极和消极两类冒险行为。这种共发性可能是由于青少年具有较高的感觉寻求和冒险倾向，这会驱使他们不断探索身边的环境，而积极的探索可能会让青少年尝试多种冒险行为(Fryt et al., 2021; Romer et al., 2017)，以往研究已经证实积极冒险和消极冒险间存在显著正相关(Duell et al., 2022)，部分健康成长的青少年报告曾经参与过多种冒险行为(Lewin-Bizan et al., 2010)。青少年在冒险的过程中通常伴随着反馈和经验的累积进而调整自己的行为，这是个体学习和智慧成长的过程(Romer et al., 2017)。共发亚组的青少年在积极冒险和消极冒险上可能同时处于“冒险→反馈→经验积累→调整行为”的动态过程中，引导他们采取积极冒险的形式释放探索性并获得积极反馈，可能有助于帮助他们转化成为积极冒险亚组的一员。事实上，相关的尝试已经在学习障碍患者和残疾人群体中开展(Seale et al., 2013; Veselinova, 2014)。
4.2 父母关系质量对青少年冒险行为潜在亚组的作用
基于社会适应双功能模型，本研究探究了家庭系统中的父母关系质量与青少年冒险行为潜在亚组间的关系。研究发现，积极的关系质量能促进青少年进入积极冒险亚组，而不是成为消极冒险亚组的一员。这一结果支持了依恋理论(Bowlby, 1982)，并与以往考察亲子关系与消极冒险行为的研究结果一致。积极的关系质量意味着父母能够为青少年提供更多情感和物质层面的支持，这些均有助于培养青少年的积极和亲社会冒险行为(张俊 等, 2023; Duell & Steinberg, 2021)。研究还发现与父母间消极的关系质量会显著增加青少年进入消极冒险亚组的风险，但并未增加他们进入共发亚组的概率。原因在于亲子间的消极争吵与冲突会增加青少年生活中的压力和负面情绪，进而诱发消极冒险行为(Francis, 2014)，但消极关系带来的支持缺失可能阻碍了青少年参与积极冒险行为，因此难以形成“积极+消极”的共发模式，上述结果部分验证了本研究的假设2。
此外，研究发现与朋友间积极的关系质量也能增加青少年进入积极冒险亚组的概率，但无法帮助青少年脱离消极冒险亚组，这说明积极的亲子关系在帮助青少年远离消极冒险行为上可能优于积极的同伴关系。社会认同理论提供了一种可能解释，父母和同伴属于青少年身边不同的社会群体，父母通常对冒险行为持谨慎态度，在预防青少年参与冒险，特别是消极冒险时扮演着监督者的角色(Marzban, 2023)，而同伴在这一过程中更多地扮演了观察者甚至参与者的角色，难以发挥有效的约束作用。
4.3 研究意义与不足
本研究对冒险行为亚组的区分从概念层面明确了积极和消极两种冒险行为的独立性与共发性，发展和深化了积极冒险行为的理论框架，对关系质量与冒险亚组关系的考察为社会适应双功能模型提供了实证证据，拓展了模型的适用范围。未来可以开展更多针对国内青少年积极冒险行为的本土化研究，挖掘环境因素影响积极冒险行为的潜在作用机制。在实践层面，研究提示针对青少年冒险行为的预防和干预工作应优先识别不同的冒险亚组，对于那些参与多种类型冒险行为的青少年，可以引导他们更多地参与到积极的冒险行为中。培养和改善亲子关系可能是帮助青少年参与积极冒险行为和远离消极冒险行为的有效途径。
本研究存在以下局限。不同问卷间的差异可能会影响潜在剖面分析的模型评估和结果准确性，因此，本研究开展了一系列敏感性分析检验剖面结果的有效性。研究为横断设计，关于关系质量与青少年冒险亚组间的关系不能进行因果推论。未来研究可以考虑使用潜在转变分析探究青少年在不同冒险亚组之间的流动与转换，挖掘相关保护和风险因素或考察亚组转变与心理结果(如幸福感)间的关系。本研究的样本取自初中生群体，鉴于不同发展阶段的青少年在大脑成熟和风险暴露等个体和社会层面的差异，研究结论不宜直接迁移到青少年中期和晚期的样本中。此外，积极和消极冒险行为均与多种人格特质密切相关，本研究在分析父母关系质量与冒险亚组关系时并未控制人格特质变量，增加了预测结果的偏差，降低了实践应用中的可靠性。
5 结论
本研究使用个体定向方法，区分了中国青少年群体中积极冒险和消极冒险的潜在亚组，并探究了青少年与父母间积极和消极关系质量与各冒险亚组间的关系。研究结论如下：(1)中国青少年群体的积极和消极冒险可定义为4个潜在亚组，大部分青少年的积极和消极冒险水平较低(低冒险亚组)，少部分青少年习惯参与积极冒险(积极冒险亚组)和消极冒险(消极冒险亚组)的其中一种，极少部分青少年会同时参与这两种冒险(共发亚组)；(2)青少年与父母间积极的关系质量能够帮助他们进入积极冒险亚组，避免成为消极冒险亚组的一员，而消极的关系质量则会增加青少年进入消极冒险亚组的概率。