1 問題提出
生態學理論認為多重環境因素影響著人類個體的發展\\( Bronfenbrenner，1992\\) ，其中關鍵的一環就是同伴關系。從兒童期開始，同伴環境就在不斷塑造著個體一系列的社會技能、行為表現、態度和情感反應。隨著年齡的增長，青少年對父母的依賴逐漸降低，同伴的影響日益凸顯，成為家庭之外的另一個重要的社會化環境。相對于幼兒階段和成人階段，青少年期的個體在社會化過程中受同伴影響的程度更大\\( Spear，2000; Steinberg ＆ Monahan，2007\\) 。
高質量的同伴關系對于青少年有積極的適應意義，但同時，青少年在與同伴互動中也有可能習得某些社會適應不良的行為和態度。在青少年階段，同伴互動往往在一定規模的團體范圍內發生，其友誼關系一般也嵌套在同伴團體之中，團體內人際互動產生的獨特影響顯而易見。對此，有大量研究考察了青少年期的同伴團體效應，這種效應集中體現在對外部偏差行為和健康風險行為的助長，由于研究重心在其消極面，有學 者\\( Dishion ＆ Tipsord，2011\\) 將這種不良影響稱之為同伴傳染\\( peer contagion\\) 。來自違法行為\\( Haynie，2001; Burk，Steglich，＆ Snijders，2007\\) 、攻擊行為\\( Ellis ＆ Zarbatany，2007; Cohen ＆ Prinstein，2006\\) 、吸煙和飲酒等健康風險行為\\( Bot，Engels，Knibbe，＆ Meeus，2005\\) 的實證研究均發現，同伴團體會對青少年產生顯著促進效應，甚至青少年的攻擊模式\\( 關系 性—工 具 性 攻 擊\\) 也 會 和 同 伴 變 得 相 似\\( Sijtsema，Ojanen，Veenstra，Lindenberg，Hawley etal． ，2010\\) 。近期還有證據顯示情緒問題也存在同伴效應，例如青少年的抑郁癥狀和其友伴的精神健康存在一定關聯\\( Prinstein，2007; Conway，Ｒancourt，Adelman，Burk，＆ Prinstein，2011\\) ; 此外，同伴團體還會影響青少年的學業動機\\( Wentzel，Barry，＆Caldwell，2004\\) 等價值和觀念。
青少年在與同伴團體內乃至在更大范圍的同伴互動中，不僅在情感、行為及態度上被社會化，與此同時也獲得了相應的社會地位。社會地位的差異意味著對資源的掌控和對信息的傳遞不平等，這同樣也會影響個體的情緒特點和行為表現。早期的研究認為社會地位較高的青少年會有更優秀的學業成就和更好的心理行為適應。但隨著研究的積累，人們發現兩者的關系并不是那么簡單。例如在某些條件下，高社會地位青少年會喜歡排斥他人，攻擊行為也較多\\( Cillessen ＆ Mayeux，2004; Ahn，Garandeau，＆ Ｒodkin，2010\\) 。這可能是源于亞文化環境因素的差異，例如在某些班級生態中，問題行為甚至成為受歡 迎 和 受 接 納 的 原 因 \\( Stormshak，Bierman，Bruschi，Dodge，＆ Coie，1999\\) ，或者在吸煙行為較為普遍的校園環境下，青少年受歡迎程度常與吸煙行為 有 較 高 正 相 關 \\( Alexander，Piazza，Mekos，＆Valente，2001\\) 。但更關鍵的原因，在于社會地位不是單個操作性定義所能限定的。對此，部分學者區分出社交計量受歡迎度\\( sociometric popularity，又稱為 social preference\\) 與 同 伴 感 知 的 受 歡 迎 度\\( perceived popularity\\) 兩個獨立的維度\\( Cillessen ＆Mayeux，2004\\) ，并證明兩者與心理和行為適應有著不同性質的關聯\\( Mayeux，Sandstrom，＆ Cillessen，2008;Sandstrom ＆ Cillessen，2006\\) 。這表明，研究者有必要從更多的角度重新審視青少年的社會地位及其對心理健康、學業成就發展和各種適應行為的影響。
同伴團體的行為模式及規范與社會地位還會對青少年的行為表現產生交互影響。也就是說，同伴團體效應雖然普遍存在，但在青少年社會化過程中其作用強弱會因人而異，個體所處社會地位對此起到了重要的調節作用。有研究認為處于社交網絡中心位置的個體比游離的個體承受更大的社會壓力，所以更容易遵從團體規范\\( Urberg，Luo，Pilgrim，＆Degirmencioglu，2003\\) 。但也有研究發現，團體內地位較低的成員或者邊緣成員更容易受團體影響，因為他們希望通過遵從團體規范和價值來獲得或提升團體 內 地 位 \\( Lansford，Killeya-Jones，Miller，＆Costanzo， 2009; Shi ＆ Xie， 2011 \\) 。 Cohen 和Prinstein\\( 2006\\) 在實驗研究中也發現，處于較低地位的青少年更愿意效仿相對地位較高的同伴?？梢?，在同伴團體內以及在更大的班級人際環境中，人際網絡對青少年行為的影響存在多種形式。一方面同伴團體產生了直接影響，另一方面青少年所處的網絡位置\\( 社會地位\\) 也存在特定的結構性影響，而且兩者往往又交織在一起。不同青少年所處的社會地位及可能的影響存在很大的變異，并且涉及到了多個不同的側面。
現有研究中對青少年社交地位的區分并不完善，導致了一些無法相互映證的結果，應從多個方面考察青少年在同伴社交網絡中所處位置及其影響。針對同伴和社會關系特征的作用的探究，采用社會網絡分析\\( Social Network Analysis，以下簡稱 SNA\\)被認為是一條可行的路徑，并受到越來越多學者的關注\\( Ennett et al． ，2006; Ahn et al． ，2010; Carboni＆ Gilman，2012\\) 。作為一套研究社會關系模式或結構的理論和方法\\( Wasserman ＆ Faust，1994\\) ，SNA 可以被廣泛應用于青少年同伴團體研究領域。
一方面，通過凝聚子群分析可以幫助研究者確定同伴團體，成為社會認知地圖方法\\( social cognitivemap，Cairns，Perrin，＆ Cairns，1985\\) 的一種替代選擇; 另一方面，對于青少年在人際網絡關系中的嵌入性\\( embeddedness\\) ，SNA 可 以 通 過 網 絡 中 心 度\\( centrality\\) 等信息在一定程度上拓展人們對社交網絡中個體所處結構性位置的認識。
在本研究中，將利用 SNA 確定與青少年問題行為可能有聯系的兩個方面: 個體在所屬同伴團體內部的社會地位和其在班級人際網絡中的中心度。前者反映了青少年團體內相對其他成員的等級地位，后者則從團體外的角度考察了青少年在更廣泛人際圈中與他人的聯系情況。同伴團體畢竟嵌套在多重社會環境之中，個體在班級人際環境中的地位及與他人的關系可能還會對團體的影響起到調節作用。
為此，本研究將著重探討三個方面的問題: \\( 1\\) 驗證青少年問題行為中同伴團體效應的存在，即同伴團體的問題行為水平會對青少年個體的問題行為水平具有正向預測作用; \\( 2\\) 考察青少年在班級社交網絡中的中心度，在所屬同伴團體內地位對青少年問題行為的影響; \\( 3\\) 檢驗人際關系結構特征\\( 班級內網絡中心度和團體內地位\\) 是否會對青少年問題行為的團體效應起到調節作用。
2 研究方法
2. 1 樣本
研究被試來自北京市四所普通中學的初中一、二年級和高中一、二年級學生，年齡在 12 ～18 歲之間\\( M = 14. 76，SD = 1. 60\\) 。在下半學期以班級為單位進行整群取樣，對 23 個班級共 675 名青少年進行了問卷施測，其中男生 327 人，女生 348 人，初中354 人，高中 321 人。
2. 2 變量選取和測量
2. 2. 1 家庭社會經濟地位
通過父母職業聲望、受教育水平和家庭收入情況衡量家庭社會經濟地位。其中，父母受教育水平按照“小學”、“初中”、“高中或中?！?、“大?！?、“本科”、“研究生”分為 6 個類別，分別賦予 1 ～ 6 分。父母職業分類涵蓋“產業工人”、“個體經營者”、“專業技術人員”、“普通農民”、“黨政機關領導干部”等19 個分類，依據李春玲\\( 2005\\) 的研究對相應選項賦以 22 ～93 的職業聲望分值。家庭收入按被試報告的家庭月均收入對數變換后計分。最后，參照袁曉嬌等人\\( 2010\\) 的方法，將賦值后的三項分值轉換成標準分，通過主成分分析獲得 SES 指數。該指數越高，代表家庭社會經濟地位越高，研究中其值在 －2. 64 ～ 3. 81 之間。
2. 2. 2 問題行為
以方曉義等人\\( 2004\\) 的青少年問題行為問卷為基礎，參考崔麗霞\\( 2002\\) 的研究形成問卷條目。包括吸煙、飲酒、攻擊、擾亂課堂紀律、破壞公物、偷竊賭博等35 種問題行為，由被試對過去一年中自己出現這些行為的情況進行評定，從“從未”到“經?！狈謩e記為1 ～4 分，分數越高表明問題行為越多。本次測量的 Cronbach α 系數為 0. 92。按照 Osgood，McMorris 和 Potenza\\( 2002\\) 的觀點，偏差問題行為自我報告與一般的心理量表不同，不但涵蓋了不同類型的偏差行為，且項目強弱特性也有所不同\\( 例如“不完成作業”和“受到學校嚴重警告或記過處分”的嚴重性顯然不同\\) ，簡單加和計分會造成測量偏差。依據項目反應理論中的等級反應模型\\( GradedＲesponse Model，Samejima，1997\\) 重新估計被試問題行為的潛在值。各項目的區分度在 0. 80 ～ 2. 18之間，難度值在 －0. 83 ～6. 19 之間。重估后問題行為得分范圍為 － 1. 72 ～ 4. 20 \\( M = 0. 067，SD =0. 95\\) ，與簡單加和分相關系數為 0. 93，數據偏態情況有較大改善\\( 由 2. 31 降至 0. 50\\) 。
2. 2. 3 同伴團體和團體內地位
提供本班學生名冊，要求被試從中提名 3 位同學為自己的最好朋友。依據提名，利用社會網絡分析工具 UCInet 6. 311\\( Borgatti，Everett，＆ Freeman，2002\\) 對每個班級構建相應的 SNA 關系矩陣。為了區分出成員不重疊的團體，先將原始矩陣轉換為對稱的互選矩陣，再根據以往研究\\( Ennett ＆ Bauman，1994; Urberg et al． ，1997\\) 劃分團體的標準: \\( 1\\) 該學生 50%及以上的互選朋友屬于該團體; \\( 2\\) 團體中所有成員必須存在直接關系\\( 互選\\) 或間接關系\\( 兩人經過一層或多層互選關系獲得聯系\\) ; \\( 3\\) 團體成員間的聯系距離不超過 3 層間接關系。由此獲得的個體被認定為該團體的主要成員。對剩余個體則進一步考察原始矩陣，如果個體提名的 3 個朋友都屬于同一團體，或者提名中有 2 人屬于同一團體且被該團體內多個成員提名，則將其判定為該團體的非主要成員。最后還通過派系分析\\( clique\\) 的層級聚類 \\( hierarchy clustering analysis\\) 驗證了劃分結果的恰當性，剔除了與之不一致的非主要成員。
2. 2. 4 社會網絡中心度的測量
利用每個班級的 SNA 關系矩陣，通過 UCInet 獲得被試在其班級內的社會網絡中心度，中心度反映了個體在網絡中的相對位置，包括度數中心度、Bonacich中心度、中介中心度和接近中心度 4 個不同方面的社會網絡地位指標\\( Wasserman ＆ Faust，1994\\) 。度數中心度\\( degree centrality\\) 是指個體與他人的直接連接數。在有向數據中可以區別出入度數\\( in-degree\\)和出度數\\( out-degree\\) ，本研究以入度數計算出度數中心度，它與同伴提名中的受歡迎性\\( popularity\\) 一致。Bonacich 中心度是對度數中心度的拓展，它將個體在社交網絡中的地位定義為與之聯系的他人社會地位 的 函 數，并 通 過 迭 代 計 算 出 相 應 的 指 數\\( Bonacich， 1987 \\) 。 中 介 中 心 度 \\( betweennesscentrality\\) 測量了個體在網絡中的中介位置，其原理是先確定網絡中每對個體間的“捷徑”\\( geodesic\\) ，再判斷研究對象是否位于這些捷徑之上，所有捷徑上個體存在的比例就是其中介中心度。高中介中心度者有更多的機會控制信息流通，溝通網絡中沒有直接聯系的個體，起到橋梁或媒介作用\\( Burt，1992\\) 。接近中心度 \\( reach centrality\\) 是個體與網絡中他人距離遠近的指標，通過計算某人在3 步連接內可覆蓋到的網絡成員比例獲得。若在該距離內接觸到的人際范圍較大，接近中心度則較高，說明個體在網絡中能更快地獲取或傳播信息。以上 4 種中心度相關系數在 －0. 32 ～ 0. 34 之間。為了在不同班級間比較，對它們統一了量綱并在班級內標準化。
2. 2. 5 同伴團體和班級層級的問題行為
同伴團體層次的問題行為得分通過平均該團體內所有成員問題行為得分獲得，所有成員的團體平均得分一致\\( Ellis ＆ Zarbatany，2007\\) 。班級層次的問題行為水平，是平均班級所有成員問題行為得分獲得，同一班級內青少年的班級平均問題行為得分一致。
2. 3 數據分析方法
由于個體嵌套在同伴團體、班級和學校之中，研究采用多水平模型\\( Multilevel Model\\) 進行數據分析。通過 3 層模型估計同伴團體的問題行為對個體的影響。第一層\\( 個體水平\\) 的預測變量包括個體的性別、家庭社會經濟地位、在班級內的社會網絡中心度和團體成員地位。第二層\\( 團體水平\\) 變量包括同伴團體人數、團體性質\\( 是否混合性別團體\\) 和同伴團體的問題行為得分。第三層\\( 班級水平\\) 變量包括年級、班級問題行為、班級人數和班級性別比。其中，年級、班級問題行為、班級人數、班級性別比、團體人數、團體性質、性別和社會經濟地位是控制變量。按 Enders 和 Tofighi\\( 2007\\) 的建議，對連續性控制變量采用總平均數 中 心 化 \\( grand meancentered\\) ，對自變量采用班級平均數中心化\\( groupmean centered\\) 。首先設定無條件模型\\( unconditionalmodel\\) 估計組間差異，然后在分析團體影響的基礎上，檢驗團體問題行為與個體社會網絡中心度、團體成 員 地 位 的 跨 階 層 交 互 作 用 \\( cross-levelinteraction\\) 。 若交互作用顯著，則運用 Preacher，Curran 和 Bauer\\( 2006\\) 推薦的 Johnson-Neyman 法分析交互作用的具體情況，確定自變量的效應在調節變量的哪段取值范圍內統計顯著或不顯著。
依據已有文獻對 SNA 中成員缺失的處理建議\\(Kossinets，2006; Borgatti， Carley， ＆ Krackhardt，2006\\) ，排除了施測時同伴提名缺失高于 10% 的 3個班級\\( 初中 2 個，高中 1 個\\) 。對于個體層次的自變量和控制變量的少量缺失值\\( 最高不足 2%\\) 運用期望最大化算法\\( EM\\) 加以填補，因變量參與其他變量缺失值的估計但自身沒有被填補。
3 研究結果
3. 1 對同伴團體的基本描述
研究共獲得 20 個班級 139 個同伴團體，其中包括了8 個跨性別團體\\( 初中 3 組，高中 5 組\\) ，每班內確認同伴團體3 ～9 個，團體人數 2 ～8 人\\( M =3. 71，SD = 1. 46\\) ，共 516 人，其中主要成員 479 人，非主要成員37 人。排除了不能劃歸任何同伴團體的孤立者26 人、不能歸屬到單一的團體的被試 47 人?！芭笥褜Α弊鳛閺V義的同伴團體被保留 \\( 共 36 對，包括 2 對初中生異性朋友對\\) 。通過這516 名青少年計算出相應的團體層次變量\\( 班級層次變量和中心度則基于完整班級的589 名被試\\) ，由于因變量的缺失未作填補，最終進入模型分析的樣本為506 人。
3. 2 問題行為的同伴影響
初步估計顯示，學校層級的階層內相關\\( ICC\\)僅 1. 81%，所以學校層次沒有納入模型。通過無條件模型\\( Model0\\) 檢驗可知，問題行為在班級層級的ICC 為 12. 41% ，同伴團體層級的 ICC 為 17. 58% ，說明有相當一部分變異來自于班級和同伴團體之間的差異，采用多水平模型分析是適當的。
條件模型 1\\( Model1\\) 中，在控制其他變量后，同伴團體的問題行為對青少年自身的問題行為有顯著預測\\( γ =0. 99，p ＜0. 01\\) 。度數中心度\\( γ = 1. 62，p ＜ 0. 01\\) 和接近中心度\\( γ = 1. 59，p ＜ 0. 05\\) 對個體問題行為有正向預測，中介中心度\\( γ = －1. 50，p ＜0. 01\\) 有負向預測。個體在團體內的地位也能預測其問題行為\\( γ = －0. 30，p ＜0 ． 05\\) ，非主要成員有更多的問題行為\\( 見表 1\\) 。
3. 3 個體社會網絡中心度和團體成員地位的調節作用
條件模型2\\( Model 2\\) 在模型1 的基礎上納入同伴團體的問題行為水平和社會網絡中心度、團體內地位之間的交互項，檢驗它們的跨階層交互作用。納入交互項后，除接近中心度以外\\( γ = 1. 46，p ＞0. 05\\) ，其他在模型 1 中顯著的變量仍然顯著。由表1 可知，中介中心度\\( γ = － 2. 20，p ＜ 0. 05\\) 和度數中心度\\( γ =2. 65，p ＜0. 05\\) 與團體問題行為水平交互作用顯著。經 Johnson-Neyman 法具體考察調節效應發現，同伴團體問題行為影響不顯著的中介中心度取值區間為［0. 09，4. 89］。本研究中 26% 的青少年中介中心度在此之內，余下 74% 的被試中介中心度低于0. 09\\( 沒有被試高于4. 89\\) ，說明團體效應只在這部分低中介中心度的樣本內顯著。同伴團體效應不顯著的度數中心度區間為 ［－ 4. 22，－0. 07］，由于中心度不為負，說明整個樣本中問題行為的團體效應都顯著。若將同伴團體的問題行為水平作為調節變量，在其值為［－ 6. 35，－ 0. 12］區間內度數中心度影響不顯著，研究中約 51% 的被試團體問題行為水平高于區間上限\\( 沒有低于區間下限的個體\\) ，這部分樣本內度數中心度正向預測其問題行為。
3. 4 穩健性檢驗
在上述模型中獨立“朋友對”被保留在樣本內，但有學者認為“朋友對”的影響機制與同伴團體不盡 相 同 \\( Benenson， Nicholson， Waite， Ｒoy， ＆Simpson，2001\\) 。為了檢驗結果的穩健性，研究重新界定了同伴團體，要求其成員數不少于 3 人，從而排除了 32 對獨立“朋友對”。對余下 103 個同伴團體共 434 人重新擬合了模型 2。結果差異較小，盡管團體問題行為水平和團體內地位的影響在納入了交互項后不再顯著，但度數中心度\\( γ = － 1. 63，p ＜0. 05\\) 和中介中心度\\( γ = － 1. 45，p ＜ 0. 05\\) 的影響，度數中心度\\( γ = 3. 84，p ＜ 0. 05\\) 和中介中心度\\( γ = －3. 01，p ＜0. 05\\) 與同伴團體問題行為的交互作用仍然顯著。
既有研究中，有學者計算團體平均水平時排除了個體自身分數\\( Conway et al． ，2011; Kindermann＆ Gest，2009\\) 。該算法導致團體行為水平成為個體層次變量，同一團體內的成員其團體行為水平不盡相同，原模型 2 中的跨階層交互作用也變成個體層次內的交互項。依據該算法設定模型后發現\\( 見表 2\\) ，加入交互項前，結果和模型 1 較為一致\\( 僅接近中心度不再顯著\\) 。加入交互項后，同伴團體問題行為水平、中介中心度不再顯著; 在交互項中，度數中心度\\( γ = 5. 07，p ＜ 0. 01\\) 、中介中心度\\( γ = －3. 86，p ＜ 0. 01\\) 與團體影響的交互項仍然顯著。綜合原模型分析和兩種穩健性檢驗可以認為，同伴團體效應及其與度數中心度、中介中心度的交互作用是較為一致的實證結果。
4 討論
本研究發現，在控制一系列相關變量后，青少年所在同伴團體對其問題行為的確存在明顯的團體效應。該效應沒有因為研究中同伴團體操作定義的改變、同伴團體行為規范計算方式的改變而消失，再一次驗證 了 前 人 的 研 究 結 論 \\( Dishion ＆ Tipsord，2011\\) 。同伴效應之所以會產生，從社會學習理論的角度來看，是青少年在頻繁互動過程中，通過模仿和觀察學習等途徑從其他團體成員習得的，其他成員也 可 能 通 過 同 伴 壓 力、偏 差 訓 練 \\( deviancytraining\\) 來強化其問題行為; 從社會認同理論角度，個體也存在獲得友伴的贊譽和接納、提升自身團體內地位等動因，主動表現出符合團體規范的態度或行為; 另外，同伴團體也為某些問題行為提供了結構性機會\\( structuring opportunities\\) ，加入特定的團體，青少年就有機會參與某項活動，獲得某些信息和習得某種行為。這一系列因素導致了在青少年階段，同伴團體對個體的行為表現產生明顯影響。
研究還發現，非主要成員在團體中表現出更高的問題行為水平。早期關于吸煙、酗酒等健康風險行為的研究，常把同伴地位劃分為團體成員\\( cliquemember\\) 、居中者\\( liasion\\) 和孤立者 \\( isolate\\) ，認為孤立者有更高的健康風險行為\\( Ennett et al． ，2006;方曉義，鄭宇，林丹華，張錦濤，2003\\) ，在本研究中所劃分的非主要成員，從操作定義上更接近\\( 但沒有完全涵蓋\\) 傳統研究中的孤立者，所獲得分析結果也與之相對契合。
在同時納入各種中心度后發現，度數中心度和中介中心度是兩個穩健顯著的預測變量。中介中心度反映了個體對社交網絡中其他成員間的互動所起到的控制程度，得分較高的個體往往被當做“中間人”\\( broker\\) ，這類青少年經常是其他互動較少的個體或團體之間溝通的“橋梁”。與早期研究中被認定為不屬于任何團體的居中者\\( liasion\\) 不同，在本研究中這類個體已經被劃分為某團體成員，他們和所屬團體之外的個體或團體互動，某種程度上可以被定性為 Granovetter \\( 1973\\) 所描述的“弱關系”\\( weakties\\) 。信息共享通常被視為弱關系的功能，充當“橋梁”的青少年利用自身的中介優勢獲取更廣泛的信息和知識，更多與其他同學的互動和合作，以及更積極的跨團體關系，繼而獲得更多的社會資本\\( Granovetter，1973; Burt，1992\\) 和社會技能，在某種程度上幫助他們更好地適應社會環境，降低偏差行為。
此外，研究還發現中介中心度對團體效應的調節作用。具體來說，中介中心度較高的青少年通常不受團體行為規范的影響，中介中心度較低的個體則表現出明顯的團體效應。按照社會網絡分析的假設，相對于中介中心度高的個體，中介中心度低的青少年與團體外同伴的互動溝通較少。當他們處于一個相對封閉的小團體內，缺乏與外界互動時，自我封閉的網絡只能提供重復的冗余資源，團體的某些不良影響在他們身上逐漸會被放大，必然產生明顯的團體效應。但從另一個角度來說，由于中間人周旋于不同團體之間，面對不同團體規范之間的沖突、角色期望的不一致以及對其精力和時間的多重要求，可能存在一定的人際壓力和挑戰，較大程度上耗損他們的應對資源，從而導致不良后果，特別是情緒等內化問題行為\\( Carboni ＆ Gilman，2012\\) 。這也是在本研究基礎上需要進一步細化探討的方向。
關于度數中心度，本研究發現它對青少年的問題行為水平起到了顯著的正向預測。度數中心度這一指 標 更 接 近 已 有 研 究 中 描 述 被 喜 愛 程 度\\( likability\\) 的社交計量受歡迎度，根據 Cillessen 和Mayeux\\( 2004\\) 的觀點，它與描述社會支配地位的同伴感知的受歡迎度是兩個維度，后者對違紀行為、攻擊行為和健康風險行為有一定正向預測\\( Sandstrom＆ Cillessen，2006; Mayeux et al． ，2008; Ahn et al． ，2010\\) ，而社交計量受歡迎度更多的與親社會性等積極適應行為有關。但在本研究中并沒有獲得實證結果的支持，類似地，在其他研究中也發現社交計量受歡迎度 \\( 度數中心度\\) 與吸煙行為有正相關\\( Alexander et al． ，2001; Valente，Unger，＆ Johnson，2005\\) ?？赡苁怯捎谘芯肯拗屏丝商崦笥褦盗?，青少年獲得的提名很多來自其團體內部成員，很大程度上只反映了他在所屬團體內的中心度。對調節效應的分析也確認，只有在問題行為水平較高的同伴團體中，度數中心度才正向預測青少年的問題行為。這提示，由于部分青少年所在的團體崇尚相對消極的行為規范，而他們又在該團體中處于中心位置，為了維護自己的社會地位，這些個體很可能表現出更多的問題行為。
當然，在研究青少年同伴影響時，無法回避“近墨者黑”還是“物以類聚”一類的拷問。青少年一般是主動加入某同伴團體，之所以參加這個團體很可能是因為他們之間最初有某些契合的行為傾向\\( friendship homophily\\) 。忽視此類選擇性偏差，必然會導致對同伴影響效力的高估，在橫斷研究中尤其要注意這一點。在追蹤數據的基礎上應用 SIENA\\( Simulation Investigation for Empirical NetworkAnalysis，Steglich，Snijders，＆ West，2006\\) 等社會網絡分析方法是將來厘清選擇效應和影響效應、準確評估同伴影響因果效力的一條可行途徑。另外，關于如何界定同伴團體的行為規范，是采用團體平均值還是其他方法\\( Shi ＆ Xie，2011\\) 更為合適，也需要進一步探討。
5 結論
綜上所述，本研究主要有以下結論:
\\( 1\\) 控制班級水平的問題行為得分和其他相關變量后，同伴團體的問題行為水平能夠正向預測青少年自身的問題行為;\\( 2\\) 青少年在同伴團體內部的地位能負向預測青少年的問題行為，青少年在班級社交網絡中的度數中心度能正向預測其問題行為，而中介中心度能負向預測其問題行為;\\( 3\\) 問題行為的同伴團體效應主要影響低中介中心度的青少年; 僅在問題行為水平較高的同伴團體中，青少年的度數中心度正向預測其問題行為。
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