(1.东北师范大学教育学部心理学院,长春 130024;2.赣南师范大学教育科学学院,赣州 341000)

1 引 言

青少年是个体从儿童期向成人期过渡的阶段(Crone & Dahl,2012)，是个体发展中的“疾风怒涛”期(Hall,1904)。这一时期的个体有多种矛盾特点。其中，闭锁性与开放性是青少年的主要矛盾之一(林崇德,2002)。青少年在发展过程中，逐渐独立于父母而将同伴视为自己的开放与表露对象，同伴对其心理发展与社会适应的影响日益重要(Youniss & Smollar,1986)。目前，学者们对同伴交往的研究主要聚焦于个体特征、人际互动、双向关系与同伴团体四个水平(Hinde & Stevenson-Hinde,1987)。

同伴团体是指由定期互动且相对亲密的同伴所构成的团体，规模较小，属于小派系(clique)(Brown,1990)。同伴团体的测量多数采用自我提名法。被试提名最亲密/接触最频繁的好友，计算提名好友相应变量的平均分(Bissell-Havran & Loken,2009)。这种方法生态效度较低，算术平均数不能反映真实的同伴团体现状。此外，有研究采用社会认知地图的方式(SCM,social cognitive map)确定同伴团体(Kindermann,2007;杨渝川,郑淑杰,郑日昌,陈欣银,何云峰,2002)。要求被试回答“你经常与谁在一起？班级里是否有一些人经常在一起，构成小派系？如果是，请分别写下每个派系内成员的名字”。最后根据被试提名的频率确定同伴团体网络(Cairns & Cairns,1994)。随着社会网络分析法(SNA，social network analysis)的普及应用，有研究根据被试对其人际关系的自我报告，利用社会网络分析软件(例如，UCINET)确定班级内部的同伴团体网络(Ryan,2001)。SNA技术能够更精准地测量现实中同伴团体(马绍奇,焦璨,张敏强,2011;张镇,郭博达,2016)。

学业成就，是指个体的学业表现结果(Ryan,2000)，是评价学生学业好坏的重要指标之一(董妍，俞国良，2010)。目前，对学业成就的测量主要分为客观测验分数与主观报告两种类型(Ryan,2000)。前者通过校方获取相关科目(例如，数学、语文、英语等)的期末测试成绩，计算平均分作为学业成就的相应分数(Ryan,2001;Shin & Ryan,2014a)。此外，也有研究根据研究目的仅选择单一科目(例如，最能代表个体能力的数学科目)期末测试成绩作为学业成就的测量分数(Kindermann,2007)。主观报告的测量方法，既可以利用被试自我报告(Delgado,Ettekal,Simpkins,& Schaefer,2016)，也可以由教师评估学生的学业成就(教师报告法)(Véronneau et al,2010)。由于自我报告与教师报告包含个体的主观想法(Ryan,2001)，因此这种学业成就测量方法可能会对研究结果的准确性产生影响。本文将对学业成就的测量方法进行调节作用分析。

在同伴团体层面的研究中，有学者发现，相似的个体之间社会互动更为频繁。青少年倾向于选择与自己相似的个体进行动态交往并组建同伴团体，即团体同质性现象(Shin & Ryan,2014a)。例如，对不良行为的研究发现，青少年与其同伴有着相似的吸烟(Ennett & Bauman,1994)、酗酒(Urberg et al.,1997)以及吸食大麻行为(Kandel,1978)。甚至在抑郁水平上也出现了同质性(Zalk,Walter,Kerr,Branje,Stattin,& Meeus,2010)。在学业领域，青少年与其同伴团体的学业成就是否具备同质性尚无定论。本研究将根据相似性吸引理论(similarity attraction theory)与互动理论(interactional theory)，对青少年同伴团体的学业成就同质性进行探究。

相似性吸引理论(similarity attraction theory)最初由Byrne提出(Byrne & Nelson,1965)。他指出，个体倾向于选择与自己态度、价值观以及行为相似的个体进行人际互动，这种相似性增强了人际吸引。且相似性吸引理论不仅适用于个体层面，在团体层面也有相应表现。即团体内成员的相似性影响彼此间相互吸引的程度(Byrne,1971)。此后，有学者对相似性吸引理论进行了深化研究，并将相似性划分为“表层(surface level)”与“深层(deam level)”两种形态。前者指团体成员之间的人口统计学与生物学意义上的相似性，后者则指团体成员在态度、价值观以及目标信念上的相似性(Hansen,2002)。基于该理论，有研究证实青少年与其同伴团体在大学报考志愿(Hallinan & Williams,1990)、学业投入(Kindermann,2007)、学业成就(Ryan,2001)等学业领域方面均表现出相似性。但由于该理论不具备普遍适应性，且已有研究对同伴团体及学业成就的测量方法不一致。因此，在学业成就领域同伴团体的同质性有待进一步探究。

Thornberry在进行儿童攻击性研究时，提出了互动理论(interactional theory)。该理论认为，具有攻击性的儿童更倾向于选择与自己相似的个体成为同伴，当他们构成同伴团体后，会进一步形成助长促进作用(facilitation effect)(Thornberry,1987)。Ryan等人在青少年学业领域的研究中同样证实了“相互作用”现象：一方面青少年倾向于选择与自己相似的个体成为同伴；另一方面青少年在动态交往中受到同伴的影响，会与之越来越相似。“选择(selection)”与“影响(influence)”均能有效促进同伴间的相似性(Shin & Ryan,2014a,2014b)。因此，基于互动理论，本研究假设青少年同伴团体的学业成就具备同质性。在同伴影响领域的研究中，有学者指出同伴对个体的影响很有可能会受到年龄的调节，即处于不同年级的青少年受同伴团体的影响会有所不同(Prinstein & Dodge,2008)。因此，本研究还将对年级的调节作用予以分析。

本研究将采用元分析技术，对已有研究中测量个体学业成就与其同伴学业成就的相关研究进行定量分析，探讨青少年同伴团体是否具备学业成就同质性。此外，还将进一步讨论年级、同伴团体及学业成就测量方法对同伴团体学业成就同质性的调节作用。本研究将分析以下三个问题：(1)青少年与其同伴团体学业成就是否相关？如若相关，呈何等水平？(2)年级是否影响同伴间学业成就的相关性？(3)同伴团体与学业成就的测量方法，是否调节同伴团体学业成就同质性的大小？

2 研究方法

2.1 文献搜索与选取

本研究的文献搜索主要分为中文文献搜索与英文文献搜索两部分。中文文献通过中国知网、万方数据库、维普资讯中文全文数据库、中国博士学位论文全文数据库、优秀硕士学位论文全文数据库进行搜索，关键词为“同伴”、“朋友”和“学业”。英文文献通过EBSCO、Science Direct、Springer Link、SAGE、PsycINFO、JSTOR和ProQuest进行搜索，关键词为“peer”、“friend”、“companion”和“academic”。此外，本研究对相关中英文献的被引与施引文献也进行分析与相关检索。

文献选取的标准为：(1)研究对象的年龄为9～18岁中的某一年龄段，早期研究认为青少年阶段始于15～16岁，而Crone等人的研究发现，在当今社会青少年阶段应始于9～11岁(Crone & Dahl,2012)。因此，在本研究选取被试的起始年龄为9岁；(2)研究中明确汇报了同伴的评定方式；(3)研究报告了学业成就的测查方式；(4)文献中明确报告了青少年个体的学业成就与同伴学业成就的相关系数；(5)样本量明确。最后，符合本元分析的文献共12篇(中文文献3篇，英文文献9篇)，包括20个研究，被试共计40684人。

2.2 变量编码

本研究对筛选后的文献进行特征编码，内容如下：作者、发表年限、样本量、相关系数、被试年级、同伴团体评定方式、学业成就测量方法，具体见表1。

具体的编码原则为：(1)在每篇文献中，每个独立的样本只编码一个效应量；(2)如果文献根据性别或年龄/年级分别报告效应量，则进行多次编码；(3)如果一篇文献同时报告多个独立样本，也分别编码。

本研究的编码方式为：第一作者在两个时间点对文献进行独立编码，两次编码时间跨度为一个月，结果表明两次编码不存在明显差异。此外，第一作者另邀请一名心理学专业研究生对文献进行独立编码。结果显示，两者间的编码无明显差异。上述编码方式保证了本研究编码的准确性。

2.3 数据处理与分析

本研究使用CMA 2.0进行元分析的数据处理，主要探讨青少年学业成就与其同伴团体学业成就的相关关系。通过该软件，只需输入相关系数与样本量，即可完成相关系数元分析。此外，本研究在青少年同伴团体学业成就同质性分析的基础上，进一步予以调节作用检验。

表1 元分析文献的基本资料

注：(1)P代表样本为小学被试；M代表中学被试；B代表样本既有小学也有中学被试。(2)PN指同伴团体的测量方法采用社会网络分析或社会认知地图计算同伴网络；PA指采用同伴提名法，根据所有提名好友平均值计算同伴团体指标得分。(3)AO表示根据客观考试成绩测量学业成就；AS表示以主观报告(自我/教师)的方法测量学业成就。

3 研究结果

3.1 异质性检验

本研究首先进行异质性检验。一方面，用以确定元分析中固定效应模型与随机效应模型的选择；另一方面，可以探讨研究是否需要进行调节效应检验。异质性检验结果表明，Q值为1310.11，效应值为异质。I-squared的数值为98.55，这表明在总变异中，有98.55%的变异源于效应值的真实差异。Tau-squared的数值为0.04，即研究间的变异4.00%可用于计算权重(见表2)。

表2 效应值异质性检验结果(Q统计)

效应值异质说明本研究的元分析应选用随机效应模型。此外，Q检验显著还表明，同伴学业成就对青少年学业成就的影响可能存在调节变量。因此，本研究将首先探究同伴学业对青少年学业影响的整体效应，随后还将分析哪些因素会对二者间的关系产生调节作用。

3.2 发表偏倚检验

本研究基于漏斗图进行文献发表偏倚检验(见图1)。图1中，横轴为Fisher’sZ效应值转化后数值，纵轴为Fisher’sZ效应值的标准差。如图所示，大部分研究都位于“倒漏斗”的上部，基底部研究少，而且左右大致对称。这表明，本元分析中文献发表偏倚的可能性较小。为了更精准地检验文献发表偏倚，本研究进一步进行Egger’s检验。Egger’s Intercept数值为1.95，p值为0.53，即文献不存在发表偏倚。

图1基于Fisher’sZ的漏斗图

3.3 整体效应检验

本研究从整体上检验同伴学业成就与青少年个体学业成就的关系。结果见表3，共有20项研究满足元分析的标准，被试总数为40684，同伴学业成就与个体学业成就的相关系数为0.32。95%的置信区间为(0.24,0.40)，不包括0。同伴的学业成就与青少年个体学业成就达到了中等程度的相关，而二者间的相关由偶然因素引发的可能性较低。整体效应检验验证了本研究的假设，青少年的同伴团体具有学业成就同质性(见图2)。

表3 同伴学业成就与青少年个体学业成就关系的随机模型分析

3.4 调节效应检验

由于效应值显著，因此，本研究进行调节效应检验。如表4所示，本研究分别检验了被试的年级、同伴团体及学业成就测量方法三类因素的调节影响。结果显示，被试的年级与学业成就测量方法不影响青少年与其同伴团体学业成就之间的相关关系。即无论是小学生，还是中学生，个体学业成就均与其同伴密切相关。此外，学业成就的测量方法，无论采用客观成绩，还是学生/教师的主观报告，研究结果均表明个体与其同伴的学业成就呈中等相关。

表4 相关因素对同伴学业成就与个体学业成就关系调节效应的随机模型分析

但同伴团体测量方法，在个体与同伴团体学业成就相关性之间有显著的调节效应。具体而言，通过确定同伴关系网络(peer group network)的方法，计算个体与其同伴团体学业成就的相关，为高水平相关；而根据同伴提名法计算所有提名好友学业成就均值的方法，计算结果为中等水平相关。

图2同伴团体学业成就同质性的效应量分布图

4 讨 论

本研究对20个独立样本，40684名被试进行元分析，探讨青少年与其同伴团体学业成就的同质性问题。结果表明，青少年的学业成就与其同伴团体具备同质性。同伴团体的测量方法影响同质性的大小，学业成就的测量方法以及青少年的年级对同质性没有调节作用。

4.1 青少年同伴团体学业成就的同质性

整体效应结果表明，青少年学业成就与其同伴团体学业成就呈中等水平相关。该结果与以往研究具备一致性(Kindermann,2007;Ryan,2001;Shin & Ryan,2014a)。对于青少年同伴团体存在同质性的原因，可能主要有以下两种作用模式：

第一，选择作用模型。根据相似性吸引理论，个体间的相似性是决定彼此相互吸引的重要因素(Byrne,1971)。Kindermann在追踪研究中发现，个体倾向于选择与自己具备学业同质性的同学组建同伴团体，初期选择的相似性是导致同伴团体具备同质性的重要因素(Kindermann,1993)。此后，有研究采用社会网络分析法，基于stochastic actor-based model进行更为精确的统计检验，同样证实“选择”是导致青少年与其同伴团体形成学业成就同质性的原因(Shin & Ryan,2014a)。因此，基于选择作用模型，学业成就的相似性是青少年组建同伴关系的关键。

第二，交互影响模型。互动理论指出(Thornberry,1987)，同伴团体会对团体成员产生助长作用，成员间的相互接触、信息交流等均为个体提供了互相影响的机会，进而导致彼此间越来越相似。Ryan在研究中也证实“交互影响”能够促进同伴团体的学业成就同质性。其研究采用HLM分析方法，将同伴团体作为一个组间变量，对青少年的学业成就进行追踪测查，结果表明同伴团体对个体的学业成就发展产生影响(Ryan,2001)。此后，Ryan等人采用SNA方法进一步证实，同伴间的动态交往与相互影响，是促使同伴团体具备同质性的原因(Shin & Ryan,2014b)。目前，诸多研究探讨了同伴影响的重要性，但同伴间如何影响的问题仍亟待解决。有学者认为，讨论、评价反馈、沟通等均是同伴间相互作用的模式。此外，个体对同伴团体的卷入程度，也可能会调节团体影响力的大小(Kindermann & Gest,2009)。

4.2 青少年同伴团体学业成就同质性的影响因素

元分析结果表明，被试年级对青少年同伴团体学业同质性的调节作用不显著。即同伴团体的学业成就同质性，在青少年阶段具有普遍性。本研究结果与已有研究较为一致。陈欣银等人在研究中发现，无论是小学生还是中学生，在“选择”与“影响”的双重作用下，个体的学业成就均与其同伴团体表现出相似性(Chen,Chang,& He,2003)。这种相似性便于彼此间的相互理解，有利于个体间沟通，甚至能够增强归属感(Foot et al.,1980)。此外，本研究对学业成就不同测量方法进行调节作用检验，结果发现无论是客观的考试成绩，还是主观的自我报告与教师报告，青少年同伴团体的学业成就均表现出同质性。

由于研究方法的不同，会对相应研究结果产生影响。Kindermann等人在同伴团体测量方法的研究中提出，由于同伴团体的测量方法不是唯一的，且不同方法各有其利弊，因此对比不同测量方法对研究结果的影响十分必要(Kindermann & Gest,2009)。本研究对同伴团体的测量方法进行调节效应检验。结果发现同伴团体测量方法调节效应显著。已有研究曾指出，简单计算所有提名好友均值，未能考虑同伴团体的整体情况，不能反映真实的团体交友现状。而社会网络分析，重视真实环境对个体的影响，考虑了个体间的依赖性，能够有效探究个体属性与所处社会网络的相互作用机制(马绍奇等，2011)。通过SCM或SNA等方法来确定同伴网络，可以对“关系数据”进行更为精确的量化研究，在关注青少年个体属性的同时，对其所嵌套的同伴网络也予以相应探究，有助于提高研究的生态效度与外部效度。

5 结 论

本研究以青少年为被试样本，探究青少年与其同伴团体学业成就的同质性。元分析结果表明：青少年与其同伴团体的学业成就呈现同质性；年级与学业成就测量方法没有对同伴团体学业成就同质性起到调节作用；同伴团体测量方法对团体学业成就同质性的调节作用显著，具体表现为采用SCM或SNA技术测量同伴团体网络的方法同质性更高。

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