同伴对青少年学校参与及学业自我效能感的影响—— —年的追踪研究

　　作者简介：甄霜菊，广东开平人，华南师范大学心理学院/心理应用研究中心讲师； 喻承甫，湖北监利人，心理学博士，广州大学教育学院讲师； 张卫，河南正阳人，华南师范大学心理学院/心理应用研究中心教授、博士生导师。

　　内容提要：本研究采用同伴提名和问卷法对236名初中一年级学生进行了一年的追踪研究，在自然情境下考察个体喜欢的同伴对青少年学校参与(行为参与、认知参与和情感参与)及学业自我效能感的影响，以及该过程是否受到个体的初始学校参与水平/学业自我效能及学业成绩的调节。结果发现，在控制了性别后：(1)喜欢同伴的行为参与对个体T2行为参与的影响受到个体T1学业成绩的调节；(2)喜欢同伴的认知参与和情感参与对个体T2的认知参与和情感参与没有影响；(3)喜欢同伴的学业自我效能对个体T2学业效能的影响受到个体T1学业成绩和学业效能的调节。

　　关 键 词：青少年 同伴影响 学校参与 学业自我效能 学业成绩

　　标题注释：广州市哲学社会科学发展“十二五”规划青年课题“高社交地位同伴对早期青少年的影响研究”(2012QN12)

　　【中图分类号】B84 【文献标识码】A 【文章编号】1000～5455(2015)06～0103～08

　　一、引言

　　进入青少年期后，个体越来越依赖和重视与同伴的关系。相应地，同伴也被视为强大的“社会化代理人”(socialization agents)，对青少年的社会、情绪及认知的发展与调整产生了甚至超越家庭、学校和邻居的影响。[1]例如，以往研究发现，同伴对个体的攻击性行为、物质滥用(如吸烟、酒精使用、药物滥用)、风险行为(如开快车、无保护性行为)等均有影响。[2]

　　然而，相关理论指出，同伴影响是不均衡的[3，4]，高社交地位同伴对个体的影响更大。Latané的社会影响理论(social impact theory)指出，影响源对目标受体的影响是影响源的影响力(strength，S)、直接性(影响源与目标受体在时间或空间上的亲近性，immediacy，I)、及影响源数量(number，N)的乘积函数，即，I=f(SIN)。[5]这里的影响力，指的是影响源的突出性、力量、重要性或某特定影响源对目标受体的强烈程度，通常取决于影响源的社交地位、年龄或与目标受体的关系等。[5]当影响源的社交地位越高时，其对目标受体的影响力越大。

　　另外，在同伴影响的概念模型(conceptual model of peer influence)看来，同伴影响的强度受到影响者的突出性的影响。Brown等人[6]指出，决定同伴交往是否能转化成同伴影响的一个重要因素是同伴对于目标受体的突出性，也即某个特定同伴是否被认为是值得注意的。当个体钦佩某个同伴时，个体才愿意被他/她影响，进而仿效他/她的行为。高社交地位的个体被认为在同伴网络中具有高突出性，常常受到同伴的关注。因此，基于同伴影响的概念模型同样可以推论，高社交地位的同伴对个体的影响大于一般同伴。

　　受上述理论的影响，近年来，研究者越来越感兴趣于探讨高社交地位青少年的影响。例如，在一项实验室研究中，Cohen和Prinstein[7]考察了高社交地位同伴对个体攻击性行为的影响。在他们的实验中，研究者首先通过同伴提名的方式确定班级里的高社交地位者(被喜欢或者受欢迎的)与低社交地位者(不被喜欢或者不受欢迎的)，然后将被试安排到两种实验条件下：在虚拟的互联网聊天室里与高社交地位者聊天，或者与低社交地位者聊天。实际上聊天对象是虚拟的，且聊天对象所表达的内容均是对攻击/风险行为的认可。研究结果表明，与高社交地位同伴聊天的青少年表现了更多的对攻击/风险行为的认同及更多的社会排斥行为。

　　相似的结果也存在于自然情境下的社会群组。在一项为期半年的追踪研究中，Shi和Xie[4]首先通过同伴提名及社会认知地图程序识别出七年级学生的同伴群组，然后考察了群组内高社交地位成员的攻击性(身体攻击与社会攻击)对个体的攻击性的影响。研究结果表明，高社交地位的同伴对群组成员的身体攻击和社会攻击有影响，而低社交地位的同伴则没有影响。

　　综观目前关于高社交地位同伴影响的研究，大多集中于对消极行为的考察[8]，而较少探讨积极影响[9]。但实际上，同伴在积极行为的社会化过程中也起到重要作用。例如，Barry和Wentzel[9]考察了朋友的亲社会行为、个体的亲社会目标追求及个体的亲社会行为之间的关系。研究结果表明，朋友的亲社会行为与个体的亲社会目标追求有关，朋友的亲社会行为越多，个体越追求亲社会目标，而对亲社会目标的追求反过来又导致个体做出更多的亲社会行为。此外，Shin，Daly和Vera[10]考察了七年级和八年级学生的积极同伴规范与个体学业参与的关系。结果表明，积极的同伴规范与个体的学业参与呈显著正相关，即如果同伴积极地按时完成作业，则个体对学习也更加投入。Crosnoe及其同事[11]考察了朋友的态度与行为对个体的学校参与和学业成就的影响。研究结果表明，朋友的学业成就能预测个体的学业成就，当朋友喜欢上学、学习成绩较好时，个体的学习成绩也更好。

　　然而，上述几项研究考察的只是一般同伴的影响，并非探讨高社交地位同伴对个体积极行为的影响。考察高社交地位同伴的积极影响及这种影响受到哪些因素的调节有着重要的理论价值与现实意义。首先，从理论层面来看，研究结果能为同伴影响的相关理论提供有益的补充。现有的有关同伴影响的理论，如互动同步性理论[12]、同伴传染假设[13，14]等等，针对的是一般意义上的同伴影响，没有考虑到同伴间存在社交地位的重要差异，而这种差异很可能导致其影响力也存在差别。其次，从现实层面来看，如果研究结果支持同伴影响主要是由高社交地位的同伴所引起的，这将极大地提高相关干预方案的针对性及有效性。例如，在校园攻击性的干预活动中，如果能加入高社交地位的同伴(而不是低社交地位的同伴)并向积极的方面引导，应能有效地增加青少年的积极行为。

　　因此，本研究在自然情境下追踪探讨了高社交地位同伴对早期青少年的积极影响。具体地，我们考察了个体喜欢的同伴对其学校参与(包括行为参与、认知参与和情感参与)及学业自我效能的影响。同时，我们还考察了个体初始的学校参与水平/学业自我效能及学业成绩是否调节了高社交地位同伴的影响。本研究有助于加深对同伴影响的认识，并为提升学生的学校参与和学业自我效能提供科学依据。 

　二、方法

　　(一)被试

　　本研究采用整群抽样法选取广东省佛山市和东莞市两所普通公办初级中学的一年级学生为被试开展为期一年的追踪研究。317名学生完成了T1的问卷调查，273名学生完成了T2的调查。被试流失率为13.88％。流失被试与全程参与研究的被试在性别、年龄、家庭人均月收入、父母受教育水平、学业成绩等变量上均不存在显著差异。T2被试的平均年龄为13.49岁(SD=0.57)。

　　(二)研究工具

　　1.喜欢的同伴

　　T1要求被试写出班里他们最喜欢的三位同学的名字。在本研究的273名被试中，236名被试(86.4％)提供了喜欢同伴的提名。其中，提名3名喜欢同伴的有228人(96.6％)，提名2名喜欢同伴的7人(3％)，提名1名喜欢同伴的1人(0.4％)。

　　2.学校参与量表

　　采用Wang等人[15]编制的学校参与量表。该量表经由心理学专业6名博、硕士研究生和2名心理学教师进行多次直译和回译。包括认知参与(8个项目)、行为参与(7个项目)和情感参与(8个项目)三个维度。问卷采用5点记分，1表示“从不”，5表示“总是”。分别计算三个维度下所有项目的平均分，认知参与和情感参与子量表的分数越高，表示相应的参与程度越高；而行为参与子量表的分数越高，则代表参与程度越低。该量表在学校参与研究中广泛使用，具有良好的信效度。[16]在本研究中，认知参与、行为参与和情感参与在T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.91、0.63、0.69和0.96、0.78、0.76。

　　3.学业自我效能感量表

　　采用密歇根大学Midgley等人编制[17]的适应性学习模式量表(Patterns of Adaptive Learning Scales，PALS)的学业自我效能感分量表。该问卷共6个项目，采用5点记分，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”。计算所有项目的平均分，分数越高表示学业自我效能感越高。在本研究中，该量表在T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.91和0.96。

　　4.学业成绩

　　采用文超等人[18]使用的学业成绩问卷。共三个项目，要求被试对自己的语文、数学和英语三科对学业表现进行评定，采用5级评分，1表示“很不好”，5表示“很好”。计算三个项目的平均分，分数越高表示学业成绩越好。在本研究中，该问卷在T1、T2的内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.79和0.82。

　　(三)数据分析

　　采用SPSS 20.0软件包对数据进行统计分析。为了使得进入回归方程的每个预测变量的系数都能得到有意义的解释，以及消除可能的变量间的多重共线性[19]，在进行回归分析之前，我们对预测变量进行了中心化处理。在回归系数的显著性检验方面，采用了Bootstrapping方法[20](共构造1000个样本)来获得参数估计的稳健标准误及置信区间。若置信区间不包含零则表示有统计显著性。

　　三、结果与分析

　　(一)变量的描述统计结果

　　表1呈现了变量的描述统计结果。如表中所示：(1)喜欢同伴的认知参与与个体T2的认知参与、T2的学业自我效能及T2的学业成绩呈显著正相关，表明喜欢同伴的认知参与越高，个体在T2的认知参与、学业自我效能、学习成绩越高；(2)喜欢同伴的行为参与与个体T2的行为参与呈显著正相关，表明喜欢同伴的行为参与程度越高，个体在T2的行为参与也越高；(3)喜欢同伴的情感参与与个体T2的情感参与呈显著正相关，表明喜欢同伴的情感参与程度越高，个体在T2的情感参与也越高；(4)喜欢同伴的学业自我效能与个体T2的情感参与呈显著正相关，喜欢的同伴在T1的学业自我效能越高，个体在T2的情感参与也越高；但喜欢同伴的学业自我效能与个体T2的学业自我效能相关不显著。

　　(二)喜欢的同伴对个体学校参与的影响

　　我们首先进行了层级回归分析以考察喜欢的同伴对个体T2行为参与的影响，结果见表2。如表所示，个体T1的行为参与显著预测个体T2的行为参与(t=6.54，p＜0.001)。在加入变量间的两重交互作用之后，T1学业成绩×喜欢同伴的行为参与显著预测个体T2的行为参与(t=-2.30，p＜0.05)。该交互作用见图1。简单斜率检验表明，对于T1学业成绩比较低(均分一个标准差以下)的被试而言，喜欢同伴T1的行为参与能够显著预测个体T2的行为参与(b=0.29，t=2.58，p=0.01)，表现为喜欢同伴的低行为参与会拉低个体的行为参与。而对于T1学业成绩比较高(均分一个标准差以上)的被试而言，喜欢同伴的行为参与对其T2的行为参与没有影响(b=-0.19，t=-1.15，p=0.25)。

　　图1 T1学业成绩和喜欢同伴的行为参与对T2行为参与的交互影响

　　我们接着考察了喜欢的同伴对个体T2认知参与的影响，结果见表3。如表所示，个体T1的学业成绩和认知参与均能显著预测个体T2的认知参与(ts＞2.60，ps＜0.01)。在控制了个体T1的得分之后，T1学业成绩×喜欢同伴的认知参与及T1认知参与×喜欢同伴的认知参与均不能显著预测个体T2的认知参与(｜t｜＜1.00，p＞0.05)。

　　在学校参与部分，我们最后考察了喜欢的同伴对个体T2情感参与的影响，结果见表4。如表所示，个体T1的学业成绩和情感参与均能显著预测个体T2的情感参与(ts＞2.60，ps＜0.01)。而T1学业成绩×喜欢同伴的情感参与及T1情感参与×喜欢同伴的情感参与均不能显著预测个体T2的情感参与(｜t｜＜1.50，p＞0.05)。

　　(三)喜欢的同伴对个体学业自我效能的影响

　　喜欢的同伴对个体T2学业自我效能的影响见表5。如表所示，个体T1的学业成绩和学业自我效能均能显著预测个体T2的学业自我效能(ts＞5.20，ps＜0.001)。在控制了个体T1的得分之后，T1学业成绩×喜欢同伴的学业效能、T1学业自我效能×喜欢同伴的学业效能均显著预测个体T2的学业自我效能(｜t｜=2.50，p＜0.05)。

　　T1学业成绩与喜欢同伴学业效能的交互作用见图2。简单斜率检验表明，对于T1学业成绩比较低(均分一个标准差以下)的被试而言，喜欢同伴的学业自我效能对其T2的学业自我效能没有影响(b=0.05，t=1.14，p=0.26)。而对于T1学业成绩比较高(均分一个标准差以上)的被试而言，喜欢同伴的学业自我效能能够显著预测其T2的学业自我效能(b=-0.11，t=-2.46，p=0.01)，表现为个体的学业效能随着喜欢同伴学业效能的升高而降低。

　　T1学业自我效能与喜欢同伴的学业效能的交互作用见图3。简单斜率检验表明，对于T1学业自我效能比较低(均分一个标准差以下)的被试而言，喜欢同伴的学业自我效能显著预测其T2的学业自我效能(b=-0.10，t=-2.42，p=0.02)，具体为喜欢同伴的高学业效能降低了个体T2的学业自我效能。而对于T1学业自我效能比较高(均分一个标准差以上)的被试而言，喜欢同伴的学业自我效能对其T2的学业自我效能没有影响(b=0.04，t=0.90，p=0.37)。

图3 T1学业自我效能和喜欢同伴的学业自我效能对T2学业自我效能的交互影响

　　四、讨论

　　本研究探讨了在自然情境下个体喜欢的同伴对其学校参与及学业自我效能感的影响，以及可能调节该影响的因素。研究结果表明，喜欢同伴对个体的行为参与、认知参与、情感参与和学业自我效能感有着不同的影响。

　　(一)喜欢的同伴对青少年学校参与的影响

　　学校参与反映了学生在学校内部学业或非学业活动的参与度、与学校的情感联结及其对教育目标的认同[21]，是影响学生学业成就和韧性、预防辍学及不良行为的重要因素[22，23]。本研究发现，青少年喜欢的同伴对其认知参与和情感参与没有影响，仅对那些T1学业成绩比较低的被试的行为参与有影响。该研究结果与以往研究有一致之处。例如，Kindermann[22]探讨了同伴组别对11～13岁学生学业参与(作为潜变量的学业参与包括行为参与和情感参与两个维度，均由教师评定)的影响，发现学期初同伴组别的参与水平可以预测学期末青少年的参与水平。但与以往研究不同的是，首先，本研究将行为参与、认知参与和情感参与分开探讨，发现同伴仅对学校参与中的行为参与有影响。这可能是因为相对于认知参与和情感参与而言，个体的行为参与更容易被感知和模仿。其次，本研究发现喜欢同伴对青少年行为参与的影响受到T1学业成绩的调节，喜欢的同伴对低T1学业成绩的个体影响更大。有研究者指出，与学习导向的同伴成为朋友能使个体获得新的社会心理及工具性的资源，如这些朋友会带给个体学习上的支持、提供好的模仿榜样、带给个体与学习有关知识与技能、让个体处于更大的学习导向的社会网络等等，这些资源能够提高个体对学习的重要性的认识，促进其学业成就。[11]而本研究则发现，同伴对个体行为参与的影响是不均衡的，他们仅对那些低学业成绩的个体有影响。这与以往的研究结果一致。例如，在一项为期两年的追踪研究中，Warren，Schoppelrey和Moberg等人[24]发现，群组的攻击性能够正向预测小学生的攻击行为，所在群组的攻击性越高，个体表现出的攻击行为越多。进一步的分析发现，这种影响同样受到个体初始攻击水平的影响。群组攻击性只能预测那些初始攻击水平较高的个体的攻击性行为，而不能预测那些初始攻击水平较低的个体的攻击性行为。即，同伴的攻击性可能对于那些初始攻击性水平较高的个体有更大的影响。可见，在探讨同伴影响的研究中(无论是积极影响或消极影响)，均应考虑个体的初始行为水平可能的调节作用。

　　(二)喜欢的同伴对青少年学业自我效能感的影响

　　本研究发现，喜欢的同伴对青少年学业自我效能感的影响受到个体初始学业成绩及学业自我效能感的调节。具体而言，对于T1学业成绩比较高的被试而言，其学业自我效能随着喜欢同伴学业效能的升高而降低。对于T1学业自我效能比较低的被试而言，其学业自我效能随着喜欢同伴学业效能的升高而降低。这与以往部分的研究结果不一致。例如，Shin[25]在一项研究中考察了朋友对早期青少年的学业适应的影响，适应的指标包括：动机(包括学习的内在价值和学业自我效能)、参与(包括努力行为及课堂上的破坏性行为)和成绩。结果表明，朋友影响了除学业自我效能以外的其他变量。

　　之所以出现不一致的结果，可能是因为被试的年龄问题。在Shin[25]的研究中，被试是六年级的小学生(年龄11～12岁)，而本研究的被试为初中一年级学生。也许不同年龄的个体对同伴特征的敏感性存在差异，从而使得同伴对其影响也不一致。该观点得到了相关研究的支持。Molloy，Gest和Ruilson[26]探讨了朋友和同伴组别的特征对五年级和七年级学生学业适应的影响，发现对于五年级的被试而言，无论是朋友的特征还是同伴组别的特征均不能预测个体学业自我概念的改变；然而，朋友的特征却能预测七年级学生的学业自我概念。后续研究可加入不同年龄段的个体进行对比研究，进一步考察同伴的学业自我效能对各年龄阶段个体的影响。

　　此外，社会比较理论指出，当与能力不如自己的同伴在一起的时候，学生的效能感会增加，而与能力更高的同伴在一起时，效能感则下降。[27]虽然本研究并没有考察个体与喜欢的同伴是否从属于同一个同伴组别，但区别于其他的高地位同伴提名(如支配性同伴、中心同伴等)，喜欢同伴的提名体现了个体的情感偏向，因此在进行社会比较的时候，可能也更多地与自己喜欢的同伴相比较。

　(三)研究局限

　　本研究在自然情境下追踪考察了喜欢同伴对青少年的影响，扩展了以往对同伴影响的认识，为同伴影响的干预和促进提供了科学依据。然而，本研究也存在一些不足。首先，我们虽然发现了个体喜欢的同伴对早期青少年学校参与中的行为参与以及学业自我效能感均有影响，但这种效应比较小。而且，我们并没有发现喜欢的同伴的主效应。这有可能是由于我们这个研究追踪的时间较短所导致的。后续研究应在较长时间里考察喜欢同伴的影响，并探讨这种影响的变化模式。其次，本研究只考察了一个时间点的喜欢同伴的提名，没能更好地捕捉被试在一年中喜欢同伴的变化。后续研究可增加喜欢同伴的提名次数，并考察其变化与学校参与及学业自我效能感的变化之间的关系。第三，研究中的喜欢同伴提名局限于本班的同学，虽然对于初中学生而言他们在学校的大多数时间是与同班同学一起度过的，但他们喜欢的同伴也有可能来自其他班级甚至其他学校。因此，局限于本班的喜欢同伴提名可能不完全能够反映真实情况。最后，在我们的研究中，只考察了喜欢的同伴对早期青少年的影响，研究结果不一定能推广到其他年龄阶段的个体。

　　五、结论

　　(1)喜欢的同伴对个体行为参与的影响受到个体初始学业成绩的调节，他们的低行为参与降低了低学业成绩个体的行为参与，而对高学业成绩个体的影响不显著；

　　(2)喜欢的同伴对个体的认知参与和情感参与无显著影响；

　　(3)喜欢的同伴个体学业自我效能的影响受到个体初始学业成绩和初始学业自我效能的调节，他们的高学业自我效能降低了高学业成绩个体或低学业自我效能个体的学业自我效能。

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