家庭义务感对高中生积极冒险的影响: 亲子关系和学校参与的链式中介作用

家庭义务感对高中生积极冒险的影响:亲子关系和学校参与的链式中介作用

丁紫丹

(攀枝花市二十五中小阳光外国语学校，四川 攀枝花 617000)

摘 要 目的：探讨家庭义务感对高中生积极冒险的影响，着力考察亲子关系和学校参与在其中的链式中介效应。方法：采用随机整群抽样的方法选取881名高中学生作为研究被试，运用家庭义务感量表、亲子关系问卷、学校参与量表和积极冒险量表进行问卷调查。结果: (1) 家庭义务感、亲子关系、学校参与、高中生积极冒险两两变量之间均呈显著正相关；(2) 亲子关系和学校参与在家庭义务感与高中生积极冒险之间分别起部分中介作用; (3) 亲子关系和学校参与在家庭义务感与高中生积极冒险之间起链式中介作用。 

关键词 家庭义务感; 亲子关系; 学校参与; 积极冒险

青少年作为冒险行为高发的重要群体，其消极冒险行为受到广泛关注，例如物质滥用、危险驾驶、不安全性行为等，但少有研究关注青少年积极冒险。有研究者提出了一个关于积极冒险的框架：它有利于个人的福祉（一个人可能会有所收获），其潜在成本的严重程度是轻微的（对健康或安全没有威胁）并且是社会可接受的(Duell & Steinberg, 2020)。

家庭环境是影响青少年发展的重要环境因素，而家庭义务感与降低外化问题的发生率密切相关（German et al., 2009)。家庭义务感所包含的对家庭的尊重和支持与青少年较高水平的主观幸福感存在相关(Fuligni & Pedersen, 2002)。家庭义务感可能会在家庭中带来亲密感和支持(Telzer et al., 2014)，进而使得青少年的幸福感提高并且产生更多的积极情绪和自信，这可能会影响青少年的积极冒险。因此，探究影响青少年积极冒险相关因素，例如家庭义务感影响积极冒险的具体过程，对深化关于青少年积极冒险的正确认识，促进青少年身心健康发展具有重要意义。

个体成长的第一场所是家庭，其中亲子关系是家庭体系中重要的组成部分，它对于青少年未来的发展和社会适应方面起着关键作用(刘玲玲 等, 2019)。在相互依赖的家庭系统中，青少年的家庭义务感与亲子沟通之间关系密切(张文新 等, 2005)。具体而言，家庭义务感更强的青少年可能会花时间帮助家庭，表达对长辈的尊重，加强家庭纽带 (Milan & Wortel, 2015)。此外，依恋理论( Bowlby, 1973)认为良好的亲子关系在个体适应、发展中起到了基础性的作用，即积极温暖的亲子关系为青少年提供了支持性的环境，使个体感到环境是有组织的、可预测的，增加了青少年对规则和行为支配活动的参与(Brody et al., 2002)并树立自信，这可能会促进青少年积极冒险的发展。

虽然家庭被认为是青少年社会化的主要环境，但学校对学生的学习和社会发展的影响越来越大(Stewart, 2008)。学校可以赋予青少年有意义的角色、安全感、创造性和学习参与的机会来促进联系(Whitlock, 2006)。同时，学校联系也被证明是一种保护因素，从而使得青少年内化和外化问题减少((Loukas et al., 2009)。此外，学校通过具有挑战性的课程和多样化的社交互动以及课外活动，为青少年积极冒险提供了各种机会。根据生态系统理论，学校和家庭是既独立作用于个体发展，也相互影响的两个微观系统，而并非相互割裂的关系(鲍学峰 等, 2016)。家庭是青少年成长的第一场所，青少年感受到较多的父母温暖与关爱会对学校有着更加积极的态度，而亲密的亲子关系同样也将对青少年的社会互动起到强化和示范的作用，使其在学校参与的过程中有更好的表现(刘世宏 等, 2014)。Havermans等人在研究中发现，亲子关系可以从父母的学业卷入、亲子沟通、教育期待三个方面对青少年的学校参与进行调节(Havermans et al., 2015)，亲子关系与青少年学校参与密切相关，亲子关系在一定程度上会影响青少年学校参与。因此，本研究尝试建立家庭义务感对积极冒险影响的中介模型，探讨亲子关系和学校参与在家庭义务感与积极冒险之间的作用机制，在一定程度上丰富了积极冒险的相关研究，同时也为未来的研究方向提供了建议。

综上，本研究提出如下假设：(1)家庭义务感与高中生积极冒险显著正相关；(2)家庭义务感能够通过亲子关系的中介作用对高中生积极冒险产生影响。；(3)家庭义务感能够通过学校参与的中介作用对高中生积极冒险产生影响；(4)家庭义务感能够通过亲子关系和学校参与的链式中介作用对高中生积极冒险产生影响。

1 方法

1.1 被试

本研究采用随机整群抽样的方法选取四川省成都市和达州市两所省示范性高中的高一至高三学生作为被试，进行问卷调查。共发放问卷1100份，回收问卷1050份，经过严格筛选，剔除不规则作答、多选和漏选的问卷后，最终获得有效问卷881份，问卷有效率达到83.90%。在被试群体中，男生429人，女生452人，男女比例相对均衡。此外，高一学生315人，高二学生303人，高三学生263人，各年级学生数量分布也较为均匀。

1.2 工具

1.2.1 家庭义务感态度量表

在本研究中，采用李铭(2017)修订的由Fuligni等人(1999)编制的家庭义务感态度量表（Measures of Attitudes Toward Family Obligation）。该量表共 24个题项，包括“当前对家庭的支持”、“对家人的尊敬”和“未来对家庭的支持”三个维度，以总分为最终得分，三个因子分相加得到问卷总分，总分越高表示家庭义务感水平越高。本研究中该量表的三因素模型拟合度良好(X2/df=4.792, RMSEA=0.066, SRMR=0.06, CFI= 0.922, IFI=0.922, TLI=0.910)，Cronbach’s α系数为0. 918，当前对家庭的支持Cronbach’s α系数为0.853，对家人的尊敬Cronbach’s α系数为0.856，未来对家庭的支持Cronbach’s α系数为0.911，该量表信效度良好。

1.2.2 亲子关系问卷

采用吴继霞（2011）等人编制的中学生亲子关系问卷。该量表共26个题项，包含四个维度，分别是：理解沟通、苛责干涉、喜爱尊重、成长宽容。四个维度结合了认知、情感和行为三方面反映亲子关系。以总分为最终得分，四个因子分相加得到问卷总分，总分越高表示亲子关系越好。本研究中该量表的四因素模型拟合度良好(X2/df=2.966, RMSEA=0.047, SRMR=0.040, CFI= 0.959, IFI=0.959, TLI=0.954)，Cronbach’s α系数为0. 946，理解沟通Cronbach’s α系数为0.935，苛责干涉Cronbach’s α系数为0.893，喜爱尊重Cronbach’s α系数为0.813，成长宽容Cronbach’s α系数为0.803，该量表信效度良好。

1.2.3 学校参与量表

采用Wang等人编制的学校参与量表( School Engagement Scale) (Wang et al., 2011)。该量表共23个题项，包含三个维度，分别是青少年在学校中的认知参与、情感参与和行为参与程度。本研究对该量表进行翻译和修订，共12题项，维度与原量表一致，以总分为最终得分，三个因子分相加得到问卷总分，总分越高表示学校参与程度越高。修订后的学校参与量表具有较高的信效度，经验证性因素分析三因素模型拟合度理想(X2/df=2.138, RMSEA=0.036, SRMR=0.023 ,CFI= 0.987, IFI=0.987, TLI=0.984)，Cronbach’s α系数为0.846，行为参与Cronbach’s α系数为0.761，情感参与Cronbach’s α系数为0.845，认知参与Cronbach’s α系数为0.862，该量表信效度良好。

1.2.4 积极冒险量表

采用Duell和Steinberg (2020) 编制的积极和消极冒险行为量表，其中的前14项描述积极冒险行为的项目，作为积极冒险行为量表Positive Risk-Taking Scale (PRTS)来评估积极的冒险行为。该量表可以在年轻人的社交、学习或课外环境中进行。参与者被问及在过去6个月内他们是否做了描述的事情以及做了多少次。答案采用4分制评估，以总分为最终得分，总分越高表示学校参与程度越高。本研究中该量表的模型拟合度良好(X2/df=3.936, RMSEA=0.058, SRMR= 0.044, CFI= 0.950, IFI=0.950, TLI=0.935), Cronbach’s α系数为0. 876，该量表信效度良好。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

共同方法偏差是由于同样数据来源或环境等因素人为造成的系统偏差，广泛存在于问卷法的研究中 (周浩，龙立荣，2004)。本研究选取Harman单因子检验法( Podsakoff et al., 2003)，对所有变量进行未旋转的探索性因子分析。结果表明，特征值大于1的因子有15个，第一个因子解释的变异量为24.794%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 高中生积极冒险的特点

以高中生积极冒险行为量表的总分为指标，考察高中生积极冒险行为在人口学变量上的差异性，结果如表1所示。

表1高中生积极冒险行为在人口学变量上的差异性分析

注: N = 881, * p ＜ 0. 05, **p ＜ 0. 01, ***p ＜ 0. 001;下同。

从表1可以看出，性别和独生状况在高中生积极冒险得分上无显著的统计学差异。年级的差异显著存在于积极冒险之中( p < 0.05 , F = 4.013)，进一步经过事后检验可以得出，在积极冒险得分上，高三学生得分要显著高于高一和高二学生，但高一和高二学生得分无显著的统计学差异。其次，成长环境的差异显著存在于积极冒险中( p < 0.05 )，其中成长环境为城市的学生在积极冒险的平均分均高于农村学生。再次，父亲和母亲受教育水平在高中生积极冒险得分上具有显著性差异( p < 0.001, F = 10.666 ; p < 0.01, F = 6.526)，经过事后检验可以得出，父母受教育水平为大学专科或以上的高中生其积极冒得分要显著高于父母受教育水平为高中或中专以及初中或以下的，但父母受教育水平为高中或中专和初中或以下的高中生在积极冒险得分上无显著的统计学差异。总而言之，年级、成长环境和父母受教育水平会对高中生积极冒险行为产生影响，其中高三学生的积极冒险水平最高，父亲的受教育水平对高中生积极冒险行为影响更大。

2.3 各变量相关分析

对家庭义务感、亲子关系、学校参与和高中生积极冒险进行Pearson 相关分析，结果如表2所示。相关分析发现，家庭义务感、亲子关系、学校参与、高中生积极冒险两两变量之间均呈显著正相关。家庭义务感与亲子关系呈显著正相关( r = 0.652, p < 0.01 )，与学校参与呈显著正相关( r = 0.538, p < 0.01), 与积极冒险呈显著正相关( r = 0.474, p < 0.01 )。此外亲子关系与学校参与呈显著正相关( r = 0.539, p < 0.01 )，与积极冒险呈显著正相关( r = 0.405, p < 0.01 )，学校参与与积极冒险呈显著正相关( r = 0.393, p < 0.01 )，变量间的关系支持后续假设的进一步检验。

表2家庭义务感、亲子关系、学校参与和积极冒险的相关分析（N=881）

2.4 亲子关系和学校参与的链式中介效应检验

相关分析结果符合进一步对亲子关系和学校参与进行中介效应检验的统计学要求(温忠麟，叶宝娟，2014) 。接下来使用Hayes(2013)编制的PROCESS       中的模型6对链式中介效应进行分析，并使用 Bootstrap 方法对中介效应进行检验。将年级、成长环境和父母受教育水平作为控制变量，以家庭义务感为自变量，亲子关系和学校参与为中介变量，积极冒险为因变量进行分析。

首先，将高中生家庭义务感、亲子关系和学校参与同时纳入回归模型，探究其与积极冒险之间的关系。由表3可知，当积极冒险作为结果变量时，家庭义务感与亲子关系( β = 0. 87，p < 0. 001) 和学校参与( β = 0. 16，p < 0. 001) 显著正相关; 亲子关系与学校参与显著正相关( β = 0. 12，p < 0. 001) ; 家庭义务感、亲子关系和学校参与均与积极冒险显著正相关( β = 0. 19，p < 0. 001; β = 0. 04，p < 0. 05 ; β = 0. 22，p < 0. 001)。

表3 模型中变量关系的回归分析

注: 模型中各变量均经过标准化处理之后带入回归方程。

接着，进一步采用偏差矫正的百分位 Bootstrap 法来有效减少Ⅱ类错误( Mackinnon et al., 2004) ，通过重复取样5000次，计算出中介效应的Bootstrap 95%置信区间，若置信区间不包含0则表示中介效应显著(方杰，张敏强，2012)。分析结果由表4可知，以亲子关系为中介变量的路径间接效应为0.039 (95% CI=[0.008,0.069]) ，以学校参与为中介变量的路径间接效应为0.036 (95% CI= [0.021,0.052])，以亲子关系和学校参与为中介变量的路径间接效应为0.023 (95% CI=[0.013,0.035])，所有间接效应合计0.097(95% CI=[0.063,0.132])，各路径的Bootstrap 95%置信区间均不包含0，因此链式中介效应成立。在该模型中，高中生亲子关系和学校参与在家庭义务感与积极冒险之间呈部分中介作用，高中生亲子关系和学校参与在家庭义务感对积极冒险影响中产生的总间接效应值为0.097，占家庭义务感对积极冒险总效应的34.64%，具体由三条路径产生的间接效应组成: 家庭义务感→亲子关系→学校参与→积极冒险，家庭义务感→亲子关系→积极冒险，家庭义务感→学校参与→积极冒险，其效应所占比例分别为8.21%、13.93%和12.86%。综上可知，高中生家庭义务感不但可以直接预测积极冒险，还可以通过亲子关系间接影响积极冒险，同时也可通过学校参与间接预测积极冒险，除此之外，高中生家庭义务感还可以通过亲子关系和学校参与的链式中介路径来间接影响积极冒险。

表4 中介效应分析

注: Boot SE、Boot LLCI和Boot ULCI分别指通过偏差校正的百分位Bootstrap法估计的间接效应的标准误差、95%置信区间的下限和上限。

3 讨论

3.1 高中生积极冒险的特点

首先，本研究发现父母受教育水平会对高中生积极冒险行为产生影响，其中父亲的受教育水平对高中生积极冒险行为影响更大。这一结果可以通过家庭投资模型(Family Investment Model )(Conger & Donnellan, 2007）得到解释，受教育水平较高的父母更容易获得较多优质资源，不仅包括经济和社会资源，也包括知识、认知灵活性、问题解决能力和言语技能等其他方面资源（Harding et al., 2015）。父母受教育水平越高便越有能力将这些资源“投资”于子女，其中包括物质投资也包括心理投资(张云运 等 , 2015)。有研究显示，父母教养投入可显著正向预测青少年积极冒险行为，父母对青少年的教育投入越多，青少年越能抵制短期结果的诱惑，进而可能做出积极冒险行为(姜莉 等 , 2022)。其次，本研究显示高中生积极冒险在成长环境上存在显著性差异，这可能是由于城市和农村在经济收入水平和生产生活模式上仍存在明显的差异。生长在城市的学生相较于农村的学生有更丰富的经济资源、社会资源、教育资源，而这些都能为城市的学生提供更多积极冒险的机会，使得城市的学生更愿意在成长的道路上挑战自我、探索自我、突破自我。而生长在农村的学生，由于地处偏僻，教育资源匮乏，家境贫困导致思想观念相对保守，缺乏自信，不愿意尝试积极冒险。最后，年级也会对高中生积极冒险行为产生影响。进化发展理论表明，在人生的第二个十年里，冒险的增加是正常的(Crone & Dahl, 2012)，对于实现诸如身份成就、独立性、技能习得等发展里程碑至关重要(Spear, 2013)。基于消极冒险和积极冒险之间的正相关关系(Duell & Steinberg, 2020)，有关健康的消极冒险行为在成年早期到达顶峰(Duell & Steinberg, 2021)，这类冒险在成年早期更容易获得，也更容易被社会接受。同样的，积极冒险可能在成年早期也会表现得更加突出，研究结果也证明高三学生的积极冒险行为与低年级学生相比更为明显。

3.2 亲子关系和学校参与的部分中介作用

本研究证实了亲子关系在家庭义务感和高中生积极冒险之间起部分中介作用，即家庭义务感不仅能够直接预测高中生积极冒险，还可以通过亲子关系间接预测高中生积极冒险。高中生强烈的家庭义务感一旦内化便可能为他们提供一种有意义的社会角色，一种与家庭保持联系的手段，以及一种家庭文化连续性的感觉。具有家庭义务感的青少年倾向于与父母和兄弟姐妹建立更密切的关系(Fuligni et al., 1999)，具有较高的学习动机(Suárez-Orozco & SuárezOrozco, 1995)，较低的外化行为水平(Telzer et al., 2014)，以及更高水平的自尊和积极的幸福感 (Fuligni & Pedersen , 2002)。因此，本研究结果显示，随着高中生家庭义务感提升亲子关系也更加积极融洽，这不仅增加了高中生的幸福感，也为他们提供了自尊、目标和意义感，还为高中生提供了支持性的环境，进一步促进高中生积极冒险的发展。

本研究发现学校参与也可以部分中介家庭义务感对高中生积极冒险的影响。家庭和学校两者都被定义为保护性的积极资源(Prelow et al., 2007)。有研究显示家庭义务感对学习投入有显著的正向预测作用(苏宇凡&周春淼, 2019)。此外，还有研究表明，积极冒险与较低的内化症状(Fredricks & Eccles, 2006)、更强的毅力(Hendricks et al., 2010)和更大的学校参与度(Darling, 2005)之间存在关联。在许多情况下，青少年可能会选择为自己的利益承担积极的风险，例如通过参加具有挑战性的课程来改善他们的学习简历，或者通过与地位高的同龄人建立友谊来提高他们的社会地位。本研究借鉴了生态系统理论(Szapocznik & Coatsworth, 1999))来检验家庭义务感和学校参与是否有助于高中生积极冒险发展，具体来说，如果家庭和学校环境都是支持性和一致性的，那么学生将能够在互补而不是冲突的微观系统中发挥作用，这将增加青少年的积极冒险。

3.3 亲子关系和学校参与的链式中介作用

本研究结果表明，亲子关系和学校参与不仅可以部分中介家庭义务感对高中生积极冒险的影响，也能在家庭义务感和高中生积极冒险间起链式中介作用。首先，研究结果发现家庭义务感、亲子关系、学校参与同高中生积极冒险之间呈正相关关系，相互影响。高中生较高水平的家庭义务感不仅与亲子亲合、亲子沟通之间联系密切，且具有较高水平家庭义务感的高中生拥有更高水平的日常幸福感，而高水平的主观幸福感有利于培养积极温暖的亲子关系，这会促进高中生的自我探索和积极冒险的发展。同时，家庭义务感影响高中生学校参与中的学习投入和学业适应，并与更强的学习动机有关。随着高中生学校参与度增加，他们在学校将更容易获得积极冒险的机会，进而提升了积极冒险的发生率，而良好的亲子关系使高中生对学校有着更为积极的态度，一定程度上影响着高中生的学校参与。其次，结果体现了积极的家庭义务感是青少年发展的文化保护因素，并能促进社会支持和亲密的家庭关系(Umana-Taylor et al., 2011), 青少年具有更多的家庭义务感与更紧密的家庭关系、更高的学业成就有关(Fuligni et al.，1999)，这最终会促使青少年积极冒险行为的发展。依据生态系统理论，个体赖以发展的各个微系统并非孤立存在，而是相互依存、动态交互的。这些微系统以协同的方式共同作用于个体的发展过程，形成一个复杂而相互关联的网络(王冰 等，2018)。家庭和学校是影响青少年发展与适应的重要微系统，其中家庭义务感、亲子关系、学校参与是微系统中的重要变量，对青少年积极冒险行为的产生有不同的影响。具体表现在家庭义务感和积极温暖的亲子关系会在家庭中带来亲密感和支持，从而让青少年产生更多的积极情绪和自信，进而触发对积极冒险的渴望。最后，学校为高中生积极冒险提供了最佳场所，学校丰富的课堂活动和课外活动，以及积极的师生关系、同伴关系能让学生感受到归属感和学习的乐趣，从而在学习生活与人际交往中激发高中生对积极冒险的渴望。

综上所述，当高中生家庭义务感水平越高，意味着高中生有较高的主观幸福感对父母的努力以及父母态度和行为背后的爱有更好的理解，从而感受到更高水平的父母温暖。而积极温暖的亲子关系会强化高中生的学习动机，进而提升了高中生的学习投入和学校参与水平。当高中生学校参与度增加，其在校更容易获得积极冒险的机会，从而提升了高中生积极冒险的发生率。

总体来看，本研究结果对于高中生积极冒险具有一定的启示意义。首先，高中生家庭义务感的培养，有助于高中生主观幸福感的提升进而影响积极冒险；其次积极温暖的亲子关系和高中生学校参与水平的提升有利于促进高中生的积极冒险；最后对高中生积极冒险的研究，为引导青少年正确面对积极冒险提供一定的参考，有利于公众对青少年积极冒险的关注和态度的重新定位，以便支持这类积极冒险。不仅如此，积极冒险还有利于帮助青少年发展新技能(如参加新课程)或人际关系(如追求友谊)，这将在整个青春期塑造他们日益增长的认同感和自主性。 

参考文献

鲍学峰, 张卫, 喻承甫, 朱键军, 鲍振宙, 江艳平，陈遵炳 (2016). 初中生感知校园氛围与网络游戏成瘾的关系: 学业自我效能感的中介效应与父母学业卷入的调节效应. 心理发展与教育, 32 (3), 358–368.

方杰，张敏强 (2012). 中介效应的点估计和区间估计: 乘积分布法、非参数 Bootstrap和 MCMC 法.心理学报, 44 (10), 1408–1420.

姜莉，窦凯，冯雪珂, 黄义婷 (2022) .父母教养投入与青少年亲社会冒险行为：一个有调节的中介模型. 第二十四届全国心理学学术大会.

刘玲玲, 田录梅, 郭俊杰 (2019). 亲子关系对青少年冒险行为的影响:有调节的中介模型. 心理发展与教育, 35(2), 210–218.

李铭 (2017). 大学生家庭义务感，父母期望与未来取向的关系研究. 硕士学位论文. 南京师范大学.

刘世宏, 李丹, 刘晓洁, 陈欣银 (2014). 青少年的学校适应问题: 家庭亲密度、家庭道德情绪和责任感的作用. 心理科学, 37(3), 617–624.

苏宇凡, 周春淼 (2019). 大学生家庭义务感与学习投入的关系：未来取向的中介作用. 决策探索, (8), 80–81.

吴继霞, 郭小川, 黄希庭, 李世娟 (2011). 中学生亲子关系问卷编制.西南大学学报：社会科学版, 37(4), 6.

王冰, 田录梅, 董鑫月. (2018). 家庭功能与青少年消极冒险行为的关系:一个有调节的中介模型. 心理发展与教育, 34(2), 9.

温忠麟，叶宝娟 ( 2014) . 中介效应分析: 方法和模型发展. 心理科学进展，22(5)，731–745．

周浩，龙立荣 ( 2004)．共同方法偏差的统计检验与控制方法．心理科学进展, 12(6)，942–950．

张文新, Andrew, & J.Fuligni (2005). 青少年对待家庭义务感的态度及其与亲子关系和学业适应的关系. 第十届全国心理学学术大会.

张云运，骆方, 陶沙, 罗良, 董奇 (2015). 家庭社会经济地位与父母教育投资对流动儿童学业成就的影响. 心理科学, 38(1), 19–26.

Bowlby, J. (1973). Attachment and loss: Vol. 2. Separation: Anxiety and anger. New York: Basic Books.

Brody, G. H., Dorsey, S., & Armistead, F. L. (2002). Unique and protective contributions of parenting and classroom processes to the adjustment of African American children living in single-parent families. Child Development, 73(1), 274–286.

Conger, R. D., & Donnellan, M. B. (2007). An interactionist perspective on the socioeconomic context of human development. Annual Review of Psychology, 58, 175–199.

Crone, E. A., & Dahl, R. E. (2012). Understanding adolescence as a period of social-affective engagement and goal flexibility. Nature Reviews Neuroscience, 13, 636–650. 

Darling, N. (2005). Participation in extracurricular activities and adolescent adjustment: cross-sectional and longitudinal fifindings. Journal of Youth and Adolescence, 34, 493–505.

Duell, N., & Steinberg, L. (2021). Adolescents take positive risks, too. Developmental Review, 62, 100984. 

Duell, N., & Steinberg, L. (2020). Differential correlates of positive and negative risk taking in adolescence. Journal of Youth and Adolescence, 49, 1162–1178.

Fredricks, J. A., & Eccles, J. S. (2006). Is extracurricular participation associated with beneficial outcomes? Concurrent and longitudinal relations. Developmental Psychology, 42, 698–713.

Fuligni, A. J., & Pedersen, S. (2002). Family obligation and the transition to young adulthood. Developmental Psychology, 38, 856–868.

Fuligni, A. J., Tseng, V., & Lam, M. (1999). Attitudes toward family obligations among American adolescents from Asian, Latin American, and European backgrounds. Child Development, 70, 1030–1044. 

German, M., Gonzales, N. A., & Dumka, L. (2009). Familism values as a protective factor for Mexican-origin adolescents exposed to deviant peers. The Journal of Early Adolescence, 29, 16 42.

Harding, J. F., Morris, P. A., & Hughes, D. (2015). The relationship between maternal education and children's academic outcomes: A theoretical work. Journal of Marriage and Family, 77(1), 60–76.

Havermans, N., Sodermans, A. K., & Matthijs, K. (2015). Residential arrangements and children’s school engagement: the role of the parent-child relationship and selection mechanisms. Youth & Society, 49(8), 1104–1122.

Hayes, A. F. (2013).  Introduction to mediation，moderation，and conditional process analysis: A regression－ d approach． In D． A． Kenny & T． D． Little( Eds．) ，Methodology in the Social Sciences． NewYork， NY，US: Guilford Press．

Hendricks, J. M., Cope, V. C., & Harris, M. (2010). A leadership program in an undergraduate nursing course in Western Australia: building leaders in our midst. Nurse Education Today, 30, 252–257.

Loukas, A., Ripperger-Suhler, K. G., & Horton, K. D. (2009). Examining temporal associations between school connectedness and early adolescent adjustment. Journal of Youth and Adolescence, 38, 804–812. 

Mackinnon, D. P., Lockwood, C. M., & Williams, J. (2004). Confidence limits for the indirect effect. Mutivariate Behavioral Research，39(1) , 99–128.

Milan, S., & Wortel, S. (2015). Family obligation values as a protective and vulnerability factor among low-income adolescent girls. Journal of Youth and Adolescence, 44, 1183–1193.

Podsakoff , P．M., Mackenzie，S．B . , Lee, J．Y., & Podsakoff, N. P. ( 2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879–903.

Prelow, H. M., Bowman, M. A., & Weaver, S. R. (2007). Predictors of psychological well-being in urban African American and European American youth: The role of ecological factors. Journal of Youth and Adolescence, 36(4), 543–553.

Spear, L. P. (2013). Adolescent neurodevelopment. Journal of Adolescent Health, 52(2), S7–S13.

Stewart, E. B. (2008). School structural characteristics, student effort, peer associations, and parental involvement: The influence of school- and individual-level factors on academic achievement. Education and Urban Society, 40(2), 179–204.

Suárez-Orozco, C., & Suárez-Orozco, M. M. (1995). Transformations: Immigration, family life, and achievement motivation among Latino adolescents. Stanford, CA: Stanford University Press.

Szapocznik, J., & Coatsworth, J. D. (1999). An ecodevelopmnetal work for organizing the influences on drug abuse: A developmental model of risk and protection. In M. D. Glantz & C. R. Hartel (Eds.), Drug abuse: Origins & interventions (pp. 331–366). Washington, DC: American Psychological Association.

Telzer, E. H., Gonzales, N., & Fuligni, A. J. (2014). Family obligation values and family assistance behaviors: Protective and risk factors for Mexican-American adolescents’ substance use. Journal of Youth and Adolescence, 43, 270–283.

Umana-Taylor, A. J., Updegraff, K. A., & Gonzales-Backen, M. A. (2011). Mexican-origin adolescent mothers’ stressors and psychosocial functioning: Examining ethnic identity affirmation and familism as moderators. Journal of Youth and Adolescence, 40(2), 140–157.

Wang, M. T., John B Willett., & Jacquelynne S. Eccles. (2011). The assessment of school engagement: Examining dimensionality and measurement invariance by gender and race/ethnicity. Journal of School Psychology, 49(4), 465–480.

Whitlock, J. L. (2006). Youth perceptions of life at school: Contextual correlates of school connectedness in adolescence. Applied Developmental Science, 10(1), 13–29.

The Effects of Family Obligation on Senior High School Students' Positive Risk-Taking: The Chain Mediating Model of Parent-Child Relationship and School Engagement

Zidan Ding
(No.25 Primary & Middle School Education Group Panzhihua, Sichuan Panzhihua 617000)

Abstract  ive: The study aims to explore the influence of family obligation on senior high school students’ positive risk-taking among senior high school students, largely focusing on the mediating effects of parent-child relationship and school engagement. Methods: The students from Grade One to Grade Three of two provincial demonstration high schools in Chengdu and Dazhou, Sichuan Province, were selected by cluster sampling method. A total of 881 students in Grade One to Grade Three from the schools were recruited to complete a battery of questionnaires, including scale of attitudes toward family obligation, positive risk-taking scale, parent-child relationship questionnaire, and school engagement scale. Results: ①family obligation, parent-child relationship, school engagement and senior high school students’ positive risk-taking were positively associated with each other; ② parent-child relationship and school engagement mediated the relationship between family obligation and senior high school students’ positive risk-taking independently; ③ the results of mediation analysis showed the chain mediation effect of parent-child relationship and school engagement on the between family obligation and senior high school students’ positive risk-taking.

Keywords: family obligation; parent-child relationship; school engagement; positive risk-taking

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