青少年的同伴選擇與同伴影響：基于學業投入與學業成就的縱向社會網絡分析 *

沙晶瑩 張向葵

(1 中國人民公安大 學犯罪學學院，北 京 100038) (2 東 北師范大學心理學 院，長春 130024)

1 引言

在基礎教育中，學業是決定個體未來發展及成年期事業成功的關鍵因素（Flashman, 2012）。研究者指出，學業、人際關系與自我同一性是青少年發展的主要任務（Yuan & Ngai, 2016）。學業投入指個體學習時表現出的一種積極、飽滿的狀態（Schaufeli, Martínez, Pinto, Salanova, & Bakker,2002），與自豪感、能力感、學業成就（Sirin,2005）及自我控制（Howell, 2009）積極相關。學業投入作為衡量學習質量與個體學業發展的重要變量，容易被教師與同伴觀察感知（Wentzel &M i e l e, 2 0 0 9），而且是同伴評價的重要內容（Zhang et al., 2019）。學業成就是個體學業表現的結果（Ryan, 2000），是評價學生學業好壞的重要指標（董妍, 俞國良, 2010），是奠定青少年未來發展的基礎（Dryfoos, 1990）。因此，有必要對青少年學業投入及學業成就進行探究。

青少年在發展過程中，逐漸獨立于父母而將同伴視為表露對象（Newcomb, Bukowski, & Pattee,1993）。與幼兒和成人相比，同伴對青少年而言意義更為重要。青少年自主選擇同伴，又受同伴影響而習得相關態度與行為（Steinberg, 2002）。有研究者發現，高相似的個體之間社會互動頻繁，會形成“志同道合”的團體，由此提出同質性現象（Lazarsfeld & Merton, 1954）。同質性是證明團體存在的有效信息（Kindermann & Gest, 2009）。研究發現，青少年同伴團體在學業成就（Ryan,2001）、整體學業投入（Kindermann, 2007）等學業特質方面均存在同質性。此外，也有元分析證實青少年與同伴的學業成就較為相似（沙晶瑩, 張向葵, 鄧小平, 2017; Ide, Parkerson, Haertel, &Walberg, 1981）。關于同質性現象，Kandel（1978）提出同質性假說（homophily hypothesis），指出同伴選擇（peer selection）與同伴影響（peer influence）是構成團體同質的兩個主要過程。同伴選擇效應指青少年傾向于選擇與自己相似的個體成為同伴；同伴影響效應則指同伴間的相互影響會使彼此趨近一致（Choukas-Bradley, Giletta, Cohen, &Prinstein, 2015）。

關于同伴選擇，Kindermann（1993）通過追蹤研究發現，個體組建同伴關系時會考慮對方學業與自己是否匹配。Shin 和Ryan（2014a）指出青少年的學業自我效能感、學業成就均存在同伴選擇效應。個體與環境交互作用模型認為，與同伴互動時個體會主動建構社交環境（Lerner, 2006）。自我歸類理論強調，相似性是個體在社會交往中進行自我歸類、完成團體劃分的主要依據（Valsiner &Connolly, 2003）。由此，本研究提出假設H1：青少年的學業投入與學業成就存在同伴選擇效應。關于同伴影響，有研究指出，通過人際互動，青少年的態度與行為會受到同伴影響而與之趨近（Veenstra &Steglich, 2012）。同伴團體的平均學業成就能夠預測個體學業成就的發展（侯珂, 張云運, 向小平, 任萍, 2018）。學業投入也存在同伴影響效應（Wang,Kiuru, Degol, & Salmela-Aro, 2018）。如果同伴的學業投入和學業成就水平較高，那么個體的學業投入及成就也會提升（Gremmen, van den Berg, Steglich,Veenstra, & Dijkstra, 2018）。群體社會化理論指出，個體會為了歸屬某一特定團體，避免遭受懲罰或反對而讓自己的言語、行為與其他成員一致（Harris, 1998）?；谏鲜龇治?，本研究提出假設H2：青少年的學業投入與學業成就存在同伴影響效應。

探究學業投入與學業成就的同伴團體同質性有重要意義。一方面探究同伴選擇效應有助于指導青少年構建良好的同伴環境；另一方面分析同伴影響效應可以促進同伴團體發揮積極影響效用。團體領域的研究可采用社會網絡分析，在自然環境中測量同伴團體，確保研究的生態效度（馬紹奇, 焦璨, 張敏強, 2011; 張鎮, 郭博達,2016）。該方法同時探究關系數據與屬性數據，在“交互”的視角下進行量化分析（劉軍, 2014）。目前社會網絡分析已廣泛應用于同伴欺負（Lodder,Scholte, Cillessen, & Giletta, 2016; Merrin et al.,2018）、吸煙（方曉義, 鄭宇, 林丹華, 張錦濤,2003）及偏差行為（鄧小平, 徐晨, 程懋偉, 張向葵,2017）等消極領域，學業領域研究較少。關于學業同質性，有研究者基于縱向社會網絡分析對青少年的同伴關系與學業發展進行兩波次追蹤（Shin &Ryan, 2014a, 2014b; Wang et al., 2018）。然而，兩個時間點的數據分析結果并不穩定。此外，已有研究普遍基于數據驅動分析同伴選擇效應，并未考察現實情境中個體之間初次接觸后的同伴選擇。根據我國中學學制安排，初一、高一及高二的學生將進入新班級、選擇新同伴。因此，本研究以上述三個年級的學生為研究對象進行三個時間點的追蹤。本文基于同質性假說，結合自我歸類理論與群體社會化理論的主要觀點，通過縱向社會網絡分析探討青少年學業投入及學業成就的同伴選擇與同伴影響，以期豐富青少年學業發展與同伴交往領域的研究。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣，在哈爾濱市某初中的初一年級，北京市某高中的高一及高二年級隨機選取被試進行為期一年、三個時間點的追蹤。共發放問卷836 份，回收有效問卷756 份，回收有效率為90.43%。初一8 個班級，290 人（男生129 人）；高一9 個班級，296 人（男生124 人）；高二6 個班級，170 人（男生84 人）。

2.2 研究工具

2.2.1 同伴團體

通過題目“你在班級中和哪些同學關系比較親密要好？”進行測量，為被試提供所在班級的學生名單進行勾選，所選人數沒有限制。通過社會網絡分析軟件UCInet6.62，為每個班級構建社會網絡關系矩陣。

2.2.2 學業投入

采用Schaufeli 等人編制，我國學者方來壇等人翻譯、修訂的學業投入量表（UWES-S）（方來壇, 時勘, 張風華, 2008）。研究表明，該問卷可用于測量我國青少年的學業投入水平（賈緒計, 李雅倩, 蔡林, 王慶瑾, 林琳, 2020）。量表包括活力、奉獻、專注三個維度，7 點計分（1=從來沒有，4=不確定，7=總是）。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數為0.96。

2.2.3 學業成就

通過校方獲取被試語文、數學及英語三項科目的考試成績，以所在學校相應年級為單位進行標準分轉化，三項科目標準分匯總后即為學業成就得分。

2.2.4 早期相識

根據實際校園現狀，高二年級重新分班后存在原同班同學仍在相同班級的現象，將影響數據分析結果。因此，對存在早期相識的個體間關系變量賦值為1，不相識則賦值為0，將“早期相識”作為網絡關系的協變量予以控制。

2.3 研究程序

測量開始前一周發放追蹤測查說明，告知被試研究目的及測量次數。被試可以不參加，也可以參加后隨時退出。以班級為單位，在主試指導下完成自評。為保證被試進入新班級后，充分結識新同學、選擇新同伴，又尚未完全受同伴影響，所以第一次測量在秋季學期開學后一個月進行，隨后每間隔4 個月追蹤測量一次，共計3 次。

2.4 數據分析

通過SPSS22.0 與Mplus7.0 進行數據分析。通過StocNET1.8，運行SIENA（simulation investigation for empirical network analyses）程序進行縱向社會網絡分析，基于三波次追蹤數據探究同伴選擇與同伴影響效應（Snijders, 2001; Snijders, van de Bunt, &Steglich, 2010）。該程序采用MCMC 算法，對關系網中的變化進行重復模擬。估算完成后，程序會進行收斂性檢驗并對估算值與觀測值之間的差異進行評估。本研究收斂指標t-ratio 數值為-0.07，絕對值小于0.1，說明收斂較好。SIENA 程序的估算指標包括結構網絡效應、同伴選擇效應與同伴影響效應。結構網絡效應反映網絡本身的結構性變化，同伴選擇效應反映個體層面的屬性指標影響其自主選擇同伴及關系建立的程度，同伴影響效應則是指個體的屬性變量受他人影響而產生變化的可能。根據Snijders 和Baerveldt（2003）的分析方法，對每個班級獨立進行縱向社會網絡分析，所有班級采用相同的網絡分析模型。然后對每個班級網絡的同伴選擇效應與同伴影響效應進行元分析，由此獲得比單個網絡更可靠的效應估計。

3 結果

3.1 青少年學業投入與學業成就的發展趨勢

青少年學業投入與學業成就三次追蹤測量的平均數及標準差見表1。相關分析表明，除第一時間點學業成就與第二時間點學業投入相關不顯著以外，其他各時間點的學業投入與學業成就均為顯著正相關。為探究青少年學業投入與學業成就的發展趨勢，建構線性潛變量增長模型。截距代表首次測量時變量的初始水平，斜率代表變量的發展速度。由于本研究三次測量間隔時間相等，將3 個時間點斜率因子的載荷分別設置為0，1，2。學業投入的模型擬合指標為：χ2/df=0.30，p=0.59，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.001，90%CI [0.00, 0.08]，SRMR=0.004。學業成就的模型擬合指標為：χ2/df=0.98，p=0.33，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.001，90%CI [0.00, 0.10]，SRMR=0.005。研究發現，學業投入整體呈下降趨勢（p＜0.001），學業成就呈上升趨勢（p＜0.01）。學業投入截距和斜率的協方差為-0.66（SE=0.05,p＜0.001），學業投入初始水平高的青少年其學業投入下降速度較快。學業成就截距和斜率的協方差為-0.11（SE=0.12,p=0.36），學業成就的初始水平與后期發展速度無關。此外，學業投入截距和斜率的方差均顯著大于0，說明初始水平與下降速度存在個體差異（見表2）。

表1 青少年學業投入與學業成就的描述性分析

表2 青少年學業投入與學業成就的發展趨勢分析

3.2 青少年同伴團體的結構網絡效應

結構網絡效應能夠影響同伴選擇效應與同伴影響效應的分析（Rimpel? et al., 2020），因此進行縱向社會網絡分析時需要控制結構網絡效應。其中密度和互惠性為必須控制的結構網絡效應，前者代表網絡中個體發出關系的效應，后者代表網絡中互相提名的效應。此外，傳遞三方組和平衡效應也通常予以控制，二者均為網絡閉合效應。如圖1 所示，傳遞三方組是如果i向j發出關系、j向h發出關系，那么i向h發出關系的可能性就會增加（i→j→h，i→h）。平衡效應是指個體傾向和其他具有相似出度（outgoing）的個體建立關系。所謂出度是指在社會網絡中，個體向外對他人發出關系的個數，即主動提名他人為同伴的數目；入度則指個體向內被他人發起關系的個數，即被他人提名為同伴的數目。分析表明，密度、互惠性和傳遞三方組均顯著，平衡效應不顯著（見表3）。

圖1 傳遞三方組的圖示

表3 青少年同伴團體的結構網絡效應分析

3.3 青少年學業投入與學業成就的同伴選擇效應

同伴選擇效應的分析主要基于指標similarity，若參數為正且顯著表明有關變量相似的個體之間更多進行同伴選擇。此外，還有輔助分析指標alter 和ego。alter 參數值如果為正且顯著，說明在相應變量上數值高的個體會增加入度；ego 參數值如果為正且顯著，說明相應變量數值高的個體會增加出度。

本研究發現，青少年的學業投入與學業成就均存在顯著的同伴選擇效應。學業投入及學業成就相似的個體之間更多進行同伴選擇。學業投入與學業成就水平的高低并不影響個體主動提名他人以及被他人提名的情況。關于性別（男生編碼為1，女生為2）的同伴選擇效應分析發現，青少年傾向與同性別個體建立同伴關系；女生較多獲得同伴提名，男生較多提名他人為同伴（見表4）。

表4 青少年學業投入與學業成就的同伴選擇及同伴影響效應分析

3.4 青少年學業投入與學業成就的同伴影響效應

對同伴影響效應的分析主要基于指標average similarity，若參數為正且顯著說明個體受到同伴影響而與之愈加相似。此外，還有輔助分析指標linear shape 和quadratic shape。前者參數為正且顯著指個體有向高數值發展的傾向，參數為負且顯著說明個體有向低數值發展的趨勢；后者參數為正且顯著表明初始水平高的個體有繼續向高數值發展的趨勢，參數為負且顯著表明初始水平高的個體隨時間推移向低數值發展。

本研究發現，青少年的學業投入與學業成就均同伴影響效應顯著，個體在發展過程中受同伴影響，其學業投入與學業成就均與同伴愈加相似。其次，學業投入初始水平高的個體表現出向低水平同伴趨近的傾向，學業成就整體表現為向高水平同伴趨近的傾向（見表4）。

本研究進一步對比同伴選擇與同伴影響的效應大小。結果表明，無論學業投入（z=15.50,p＜0.001）還是學業成就（z=7.41,p＜0.001），均為同伴影響效應大于同伴選擇效應。

4 討論

本研究基于同質性假說，通過縱向社會網絡分析探討青少年學業投入與學業成就的同伴選擇及同伴影響效應。研究發現，青少年同伴團體的學業投入與學業成就均存在同伴選擇效應與同伴影響效應，同伴影響的效應大于同伴選擇。與已有研究發現一致，青少年的學業投入存在團體同質性（Kindermann, 2007），同伴選擇與同伴影響均是構成團體同質性的重要過程（Wang et al.,2018）。

同伴選擇是青少年社會交往的重要過程，奠定了同伴影響的基礎，對青少年發展有重要意義。本研究與已有研究發現一致。Shin 和Ryan（2014a）基于兩波次的追蹤研究發現，青少年的學業自我效能與學業成就存在同伴選擇效應。為探討青少年進入新環境之后的同伴選擇，本研究以初一、高一及高二學生為研究對象，結果發現青少年傾向選擇與自己學業投入及學業成就相似的個體建立同伴關系。自我歸類理論指出同伴團體的構建不是隨機的，個體偏好與自己相似之人組建同伴關系，進行團體劃分（Turner, Hogg,Oakes, Reicher, & Wetherell, 1987）。在青少年階段，學業是團體劃分的主要依據之一。因此，面對初相識的個體，青少年傾向選擇和自己學業相似之人建立同伴關系。

關于同伴影響效應，本研究也與已有研究結果相一致。Shin 和Ryan（2014a）指出青少年學業努力及學業成就均存在同伴影響效應。Wang 等人（2018）也發現學業投入同伴影響效應顯著。同伴影響的產生可能有如下原因：第一，同伴交往存在地位層級，學業好的個體同伴地位相對較高（Zhang et al., 2019），高地位者的行為方式更容易影響他人（Cohen & Prinstein, 2006）。青少年有向高同伴地位者學習的驅動力，因此團體的整體學習氛圍能夠影響青少年的學業成就（Reynolds, Lee,Turner, Bromhead, & Subasic, 2017）。第二，團體契約是發揮同伴影響的重要途徑。加入到與自己學業匹配的團體之中，團體契約將促使團體成員愈加相似（Chen, Chang, & He, 2003）。群體社會化理論認為同伴影響主要是群體同化的過程，青少年為了與其他成員建立同伴關系、避免排斥，而使自己遵守團體規范，與團體成員保持一致（Harris,1998）。第三，積極自我概念的形成促使青少年與同伴趨近一致。青少年加入與自己學業特征相似的團體，相應行為能夠受到其他成員的認可，這種認可又會進一步促使該行為的產生。團體成員的一致性及相互認可能夠幫助青少年發展積極的自我觀。青少年可能為了形成積極的自我而與同伴愈加相似（Brechwald & Prinstein, 2011）。同伴影響的過程較為復雜，未來研究可從多角度探討，系統分析同伴影響的實質。

本研究還發現，在一年的追蹤時間中青少年的學業投入呈下降趨勢，而學業成就與之相反呈上升趨勢。對學業投入的進一步分析發現，初始水平高的青少年反而后期下降速度較快。雖然整體學業投入下降，但可能有些初始水平低的青少年其學業投入后期逐漸提高由此導致學業成就提升，數據分析也表明學業投入的初始水平和變化速度存在較大的個體間差異，可能由此導致學業投入與學業成就的發展趨勢不同。其次，縱向社會網絡分析發現，學業投入沒有向高數值發展的趨勢，而學業成就表現出向高數值發展的傾向。這可能是因為學業成就更易被同伴直接觀察，因此受同伴影響有較大提升。此外，本研究的追蹤時間較短可能也會影響研究結果，建議未來增長追蹤年限并擴大被試年齡范圍，更全面地探討青少年學業投入及學業成就的發展趨勢。

5 結論

為分析青少年學業投入及學業成就的同伴選擇與同伴影響效應，以初一、高一及高二學生為研究對象，通過縱向社會網絡分析對青少年的同伴團體、學業投入及學業成就進行為期一年、三個時間點的追蹤。結果表明：一方面，青少年傾向于選擇與自己學業投入、學業成就相似的個體建立同伴關系；另一方面，受同伴團體的影響，青少年的學業投入及學業成就與同伴愈加相似。