朋友的学业成就会影响我的学业成就吗

/朋友的学业成就会影响我的学业成就吗？——成对友谊关系中成就目标取向的中介作用【摘要】尽管朋友是影响青少年学业成就的重要因素，但对于朋友之间双向影响的方式和途径尚缺乏研究。本研究采用同伴提名和自我报告问卷收集了8年级青少年在两个学期末的数据，获得在一个学期中稳定的同性别朋友对216对；使用主客体互倚性模型，探究朋友之间学业成就的影响效应，以及成就目标取向在朋友相互影响间的中介作用以及性别差异。结果发现：(1)青少年朋友之间在学业成就上的相似性既源于选择效应，也源于影响效应；(2)掌握目标取向不仅在个体自身当前和后续学业成就的关系中发挥中介作用，而且朋友一方的学业成就还能通过自身或对方的掌握目标取向影响对方或自己后续的学业成就，男生的中介路径多于女生；(3)对于男生而言，表现-接近目标取向在个体当下学业成就和自己后续学业成就的关系中发挥负向中介作用，但对朋友后续的学业成就有积极影响。研究结果支持了成对友谊关系是青少年学业发展的重要情境之一，并突显了成就目标取向在朋友之间学业成就相互影响中的关键作用和性别差异模式。【关键词】学业成就；成就目标取向；影响效应；主客体互倚性模型；青少年早期 1引言 随着个体进入青少年期，朋友成为青少年的主要互动对象(Brown，1990；Brown&Larson，2009)，在个体的发展过程中扮演着重要的角色。尤其是成对友谊关系作为提供亲密感和重要支持的关系，对正处于行为和态度形成时期的青少年具有更直接和更深远的影响(Brechwald&Prinstein，2011；Gilettaetal.，2012；Popp，Laursen，Kerr，Stattin，&Burk，2008)。大量研究在青少年社会适应的领域考查了朋友对青少年发展的影响，发现青春期早期的同性别朋友在诸多属性上存在相似性，比如饮酒频率(Poppetal.，2008)、抑郁水平(Gilettaelal.，2012)等。在学业领域，关于朋友如何影响个体学业成就的研究还比较缺乏。少数研究也证实了朋友同样可以促进个体学业适应。如果青少年有喜欢学校或者学业表现比较好的朋友，那么他们自己的学业问题就会更少(Crosnoe，Cavanagh，&Elder，2003)。朋友也会影响青少年在学业方面的价值观和信念，如教育期望(Kiuruetal.，2012)和学业动机(Wentzel，Barry，&Caldwell，2004)。 1.1朋友间学业成就的相互影响 学业成就(academicachievement)是学生学习的结果，常采用测验和评价来进行衡量(崔允漷，2008)。学业成就对个体发展影响深远，取得良好的学业成就有利于个体在往后的阶段中实现良性循环的发展，而学业成就低或者存在学业问题则会预测诸多问题行为(叶宝娟，胡笑羽，杨强，胡竹菁，2014)。研究已经证明了青少年朋友间学业特征上存在相似性(Estell，Farmer，Cairns，&Cairns，2002；Rulison，Gest，Loken，&Welsh，2010；Ryan，2000)。青少年通常和朋友有着相似的学业成就水平(Crosnoeetal.，2003；Cook，Deng，&Morgano，2007；Véronneau，Vitaro，Brendgen，Dishion，&Tremblay，2010；Wentzeletal.，2004)、学校态度、学习动机和行为(Berndt&Keefe，1995；Véronneau&Dishion，2011)。而且，随着时间推移，青少年在学业动机、学业投入和学业成就上的相似性提高(Altermatt&Pomerantz，2003；Berndt&Keefe，1995；Kindermann，2007；RVan，2001)，主要表现为，与动机高、投入多、成绩好的朋友经常相处，青少年的动机、投入和成绩也趋于升高；反之，和缺乏动机、不投入学习、低学业成就的朋友相处，个体动机、投入和成绩也会随着时间而降低。因而，朋友的学业指标也可以作为青少年学业成就的重要预测指标(Crosnoeetal.，2003；Kindermann，2007；RiegleCrumb，Farkas，&Muller，2006)。 青少年与其朋友在学业成就上越来越强的相似性，可能是源于两种效应：一种是选择效应(selectioneffect)，选择效应指个体更容易被与自己相似的人吸引，更倾向于和他们建立友谊关系，即学习好的个体倾向于选择同样学习好的朋友，反之亦然；他们所体现出来的相似性其实是自身特征造成的；另一种可能是源于影响效应(influenceeffect)，影响效应指建立友谊关系的双方在频繁交往中彼此影响，进而在态度和行为等诸多特征上变得越来越相似(Veenstra&Steglich，2012)。如果不区分选择效应和影响效应，这就可能将全部相似性都认为是朋友造成的，过分夸大朋友影响的作用(Kandel，1978)。另一方面，因为在朋友对关系中，朋友对内两名成员的数据具有互依性(李育辉，黄飞；2010)。互相依赖的关系会导致统计上的相关(Laursen，Popp，Burk，Kerr，&Stattin，2008)。因此，假设不同个体的观测变量间相互独立的统计技术可能就不适合研究这样的关系(Kenny，1995)。以往多数探究朋友间相似性的研究没有对朋友间的依赖性做出解释，由此数据中存在相关性被忽视了(Hogue&Steinberg，1995；Stevens&Prinstein，2005)。此种处理方法违反独立性假设可能会使得显著性检验存在系统性偏差，因为仅允许获得一个个体对另一个个体的影响，而事实上影响可能是彼此相互的。 近些年来出现了两种新型方法来解决数据互倚性问题，并区分考察选择效应和影响效应。一种是针对双向关系，采用纵向的主客体互倚性模型(Actor-PartnerInterdependenceModel，APIM)，另一种是针对群体关系，采用纵向的社会网络分析(SocialNetworkAnalysis，SNA)。但是采用以上方法来考察青少年朋友在学业成就上相互影响的研究，目前仍十分有限。DeLay(2013)采用纵向APIM方法探究了芬兰儿童朋友对之间在学业成就和任务回避上的关系。结果表明，儿童的数学成就会受到朋友数学成就的显著影响，而在任务回避上不会受到朋友的影响。Shin和Ryan(2014a)采用纵向社会网络分析法对青少年早期个体和朋友的学业自我效能、内在价值、投入和学业成就等学业特征进行探究，结果发现青少年倾向于与自己在自我效能感和学业成就上接近的个体做朋友，在自我效能感和学业成就上具有选择效应；并且青少年在学业内在价值、学业投入和学业成就上出现了来自朋友的影响效应。综合有限的研究结果，有理由推断青少年与其朋友在学业成就上可能同时存在选择效应和影响效应，即青少年会因为彼此学业成就的相似而更可能成为朋友，而且在成为朋友之后，他们还会因为彼此影响，在学业成就上更加接近。 1.2朋友间学业成就相互影响的路径：成就目标取向的作用 学业成就是学习掌握程度的外化结果，不太可能仅仅因为双方是朋友关系，其学业成就就自然变得更相似。那么，朋友在学业上的表现是通过何种途径影响个体的呢？可能的两种机制：一是形成了态度和行为的规范(norm)，二是提供了资源。从规范角度来看，青少年个体依赖朋友评价来建立自我认同(Hergovich，Sirsch，&Felinger，2002)，学业方面的规范是被朋友认可或倡导的态度和行为特征，体现在学业方面的学习态度、动机，或者投入学习的行为。青少年个体容易将朋友的规范内化为自己的态度和行为准则。从社会资本的视角来看，青少年的朋友是个体社会资本的来源之一。当与学业取向高的青少年建立朋友关系后，就有可能获得新的社会心理和工具性资源，比如在面对学业挑战时从朋友身上习得榜样示范，得到来自朋友的情感支持，学习朋友在学习课程方面的态度、知识和技能，得以进入更大的学业取向的群体网络中等等(Crosnoeetal.，2003)。作为规范的建构者和资源的提供者，朋友通过信息交换、榜样示范、支持、强化等方式(Kindermann&Gest，2009)，不仅塑造个体的行为，而且也改变个体的动机、信念和价值观，包括学业动机(Ryan，2001)。朋友之间的学业成就之所以越来越相似，更可能首先是因为他们在学习上的内在动机和学习行为变得更加相似(Shin&Ryan，2014b)，进而影响到学业结果。 成就目标取向是学业动机的典型指标(Dweck&Legget，1988；Anderman&Midgley，1997；Wigfield，Eccles，Schiefele，Roeser，&Viskean，2006)，分为掌握目标取向(masterygoalsoriented)、表现-接近目标取向(performance-approachgoaloriented)、表现-回避目标取向(performance-avoidancegoaloriented)(Midgleyetal.，2000)。不同成就目标能够预测不同的学业结果。掌握目标取向有助于个体取得好的学业成就，而表现-回避目标取向则负向预测学业成就(Senko&Tropiano，2016)。表现-接近目标取向与学业成就的关系的研究结果并不一致(Senko&Tropiano，2016；蒋京川，刘华山，2004)。不同的成就目标取向之所以能够预测不同的学业结果，实际上与不同目标取向所伴随的学业投入行为是有关系的(Putwain，Symes，Nicholson，&Becker，2018)。掌握目标取向高的青少年专注于学业能力的发展，更加热爱学习、更愿意在学习上花费更多精力与时间；而表现-接近目标取向高的青少年个体则关心自己在其他同伴面前表现出的能力水平，可能不求甚解，愿意抢答问题或者一味追求速度以显示自己；表现-回避取向高的青少年则努力避免被人认为能力逊色于他人，对学习比较消极被动。 友谊的双方共享时间和活动(张云运，陈会昌，2011)，与什么样的人交朋友，决定了与谁、如何度过时间(Flashman，2012)。学业成就高、掌握目标取向高的朋友能够成为导向个体学业发展的态度引领者和有益资源。一项基于朋友网络的研究证实了个体会因朋友在掌握目标取向和表现-接近目标取向上的高低而影响到自己两类取向的高低(Shin&Ryan，2014b)。当朋友中的一方持有高掌握目标，就会热衷于学习，在学习上分配大量时间和精力，学习就更可能被作为朋友双方共同的活动内容，并且使个体在共同学习中习得有益学习的动机、知识和技能。反之，如果朋友回避学习，就更可能共同完成大量与学习无关的活动；或者也可能误导个体追求表面化的学习，从而对学业成就产生不良影响。 考虑到朋友之间的学业成就、成就目标取向都可能因为朋友的影响而更加相似，且不同成就目标导致个体学业成就朝向不同的方向发展，我们认为，朋友的成就目标取向既是个体学业动机的规范准则，朋友成就目标所伴随的学习态度和行为又为个体习得相应的态度行为提供了资源。我们假设，朋友对于个体学业成就的影响是以影响其成就目标来实现的，成就目标在其中发挥着中介作用，尤其体现在掌握目标取向上。 此外，性别也是值得考虑的重要因素，它可能会调节学业成就和成就目标之间的关系。已有研究证实，女生的学业成就高于男生(董奇，林崇德，2011)；在成就目标上也存在性别差异：西方一些研究发现，男孩比女孩有更强的表现-接近目标取向，更弱的掌握目标取向(RVan，Hicks，&Midgley，1997)，在表现-回避目标取向上性别差异不明显(Pajares，Britner，&Valiante，2000)。而国内一项研究发现我国男孩在表现-回避目标取向上高于女孩，女孩在表现-接近取向上高于男孩，在掌握目标取向上性别差异不显著(胥兴春，陈蓓，2011)。另一方面，青少年期男孩和女孩具有不同的同伴交往模式。女孩往往朋友较少，但是与朋友关系更亲密深厚；而男孩则可能和更多同伴交往，但是情感卷入较少(Giordano，2003)。这些特征都可能使得男女生在学业成就与成就目标取向的相互关系上存在差异，朋友影响上也有区别，值得进一步探索。 1.3问题提出 本研究旨在探究青少年和其朋友的学业成就，是否会彼此相互影响，并考察成就目标取向在朋友间学业成就相互关系中的中介作用，区分来自个体自身的影响(主体效应)和来自朋友的影响(客体效应)。研究假设为：(1)对于青少年朋友对的任何一方而言，朋友一方学业成就会影响另一方的学业成就，即存在彼此之间的影响效应；(2)掌握目标取向在个体学业成就影响自身和朋友后续学业成就中均发挥正向中介作用；(3)表现-接近目标和表现回避目标取向都在个体学业成就影响自身学业成就中发挥负向中介作用，但只有表现接近目标能够负向预测朋友后续的学业成就。 2方法 2.1被试 本研究选取了我国中部省份某大型城市城区和郊区县各一个，从中按照学校规模、所在地特征(城市，县镇，农村)、学校办学水平(好中差)进行分层取样，选定学校7所，其中城市校2所，县镇城乡结合部学校2所，农村校3所，对八年级共47个班级的学生进行一学期的追踪调查，相比较七年级处于适应期和九年级处于升学年，八年级是学生学业和同伴关系比较稳定的阶段，因此选择八年级的学生进行测试。研究分为两个测试时间，分别为八年级第一学期末(T1)和第二学期末(T2)。T1时被试人数为2596，T2时被试人数为2536。排除第二轮新增的被试，和转学、退学或请假的学生，其中两轮都用到的有效被试数量为2459人(MT1=13.93岁，SDT1=0.58岁，MT2=14.38岁，SDT2=0.58岁，50.3%男生)。 使用卡方检验分析流失人员与完成测试的人员在是否独生子女、户籍类型和性别上的差异，结果发现，人员流失与否与是否独生、户籍类型和性别都没有显著的相依关系(是否独生：χ[2]=3.68，p＞0.05；户籍类型：χ[2]=0.083，p＞0.05；性别：χ[2]=2.781，p＞0.05)。使用逻辑回归分析流失人员与完成测试的人员在年龄、学业成就和成就目标取向上的差异，结果发现，年龄和表现-回避目标取向均能正向预测学生流失(年龄：b=0.644，p＜0.001；表现-回避目标取向：b=0.153，p＜0.05)，学生年龄越大，表现-回避目标取向得分越高，越容易流失；学业成就和掌握目标取向则负向预测学生流失(学业成就：b=-0.924，p＜0.001；掌握目标取向：b=-0.557，p＜0.001)，学生的学业成就越高，掌握目标取向得分越高，越不容易流失。 2.2研究工具 2.2.1友谊提名 向被试提供其所在班级的名单，其中有每个人唯一的编号。要求被试至多提名5人为最好朋友，题目如下：“请写出在你们班里，你最好朋友的名字对应的编号。” 将T1、T2两次施测中均互相提名为好朋友的两人认定为稳定的朋友对，用于分析影响效应及其机制；将T1施测中没有互相提名的、而在T2时有互相提名的朋友对作为新建立的朋友对，用于分析选择效应。 2.2.2成就目标取向 在八年级的第一学期末(T1)，本研究采用Midgley等(2000)修订的个人成就目标取向(PersonalAchievementGoalOrientations)量表考查学生的成就目标。该量表有掌握目标、表现-接近目标和表现-回避目标3个维度，共计14个条目，采用5点计分，从1“非常不符合”到5“非常符合”。其中，掌握目标的题目如“本学期，对我来说，学到很多新的知识点是重要的”；表现-接近目标的条目如“对我而言，班里其他学生认为我擅长学习是重要的”；表现-回避目标的条目如“对我而言，课堂上不要显得很蠢是一件重要的事”。国内已使用过该量表的研究都证实其具有良好的信度(杨秀君，孔克勤，2004)。本研究对该量表进行了修订，内容包括翻译与回译，并在措辞上进行了本土化的修订。此外，在正式施测之前进行了预试，预试选择北京城乡结合地区的两所学校取样5个班级，约150名学生的小样本群体进行预试，预试结果信度良好。在本研究的正式测试中，其克伦巴赫α系数为0.84，三个分量表掌握目标取向、表现-接近目标取向和表现-回避目标取向的克伦巴赫α系数分别为0.91、0.90和0.70。验证性因素分析结果发现：χ[2](74)=1409.02，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.08，SRMR=0.06，拟合良好。 2.2.3学业成就 由学校统一提供全市统考的八年级第一学期末(T1)和第二学期末(T2)的语文、数学、英语(满分均为120分)三科期末成绩。首先，对三科成绩进行标准化；然后，将标准化后的三科成绩合为三科总分；最后，再对总分进行标准化处理。 2.3研究程序 两次施测均由接受训练的心理学专业硕士或本科生担任主试，在主试宣读统一的指导语后进行整班集体施测。要求被试在70分钟左右按要求完成所有施测题目，本研究所用变量来自这两次施测。完成测试后被试均可得到一份礼品。 2.4数据分析方法 鉴于研究聚焦于探讨成对友谊关系中二者的相似性以及相似性的成因。朋友对关系中两个成员性别一致、年龄相近，因此本研究采用不可区分成对关系的主客体互倚性模型(theActor-PartnerInterdependenceModel，APIM)分析数据，即关系中的个体是可以互换的。而且，在检验成对关系的可区分性时，结果也不显著χ[2]=4.993，df=2，p=0.08，支持按照不可区分的成对关系进行分析。 图1主客体互倚性模型(APIM)示意图 由于研究者对于Mplus7.0所提供的标准化系数存在争议(Kwan，&Chan，2011)，故在进行APIM的分析之前，将所有变量进行标准化处理，以此获得标准化的系数。采用Kenny，Kashy和Cook(2006)所述的成对(pairwise)格式，通过Mplus7.0首先用APIM模型(图1)对朋友对间学业成就上的相似性及影响效应进行探究。在新建立的朋友对中，初始时间点上学业成就的c1表示关系确立前朋友在学业成就上的相似性，该相似性提供了选择效应的证据；在稳定的朋友对中，不同朋友间在相应变量上的方差与所有个体在该变量上的方差的比值称为组内相关(IntraclassCorrelations)(ICCs；Kennyetal.，2006)，代表了朋友对内两个成员在该变量上的相似性，值越高代表相似性越高，显著的客体效应p代表着存在影响效应，另外，在后续时间点上的c2表示的是朋友客体和个体自身学业成就残差的相关，若c2显著则表明随着时间推移朋友间在学业成就上相似性增强，显著的c2也能够为影响效应提供证据(Kennyetal.，2006；Laursenetal.，2008)。用含中介效应的APIM模型(APIMeM)对成就目标的中介作用进行探究，掌握目标取向、表现-接近目标取向和表现-回避目标取向分别对应一个模型，并进行性别差异分析。考虑到朋友对是不区分客体的，因此在模型设定方面必须限定两个成员在相对应的变量上的均值、截距、方差和协方差以及主体效应、客体效应相等。对于这些分析，本研究采用ML的方法进行估计。 3结果 符合条件的朋友对中没有异性朋友对，因此最终获得同性别互选稳定朋友对216对(MT1-age=13.90岁，SDT1-age=0.51岁，31.9%男生)，新建立的朋友对151对(MT1-age=13.94岁，SDT1-age=0.64岁，57.6%男生)。所有变量标准化后分析的结果呈现如下： 3.1学业成就和成就目标取向的描述统计及相关分析 表1的结果是由所有有效样本分析得到的，表2的结果则是由稳定朋友对包含的样本分析得到的。 表1样本中各变量的均值和标准差<tableborder=1align="center"><tr><td>变量</td><td>均值(标准差)</td><td>t(男-女)</td><td></tr><tr><td>女生</td><td>男生</td><td></tr><tr><td>1.学业成就(T1)</td><td>0.24(0.90)</td><td>-0.23(1.04)</td><td>-11.87***</td><td></tr><tr><td>2.掌握目标取向(T1)</td><td>0.05(0.93)</td><td>-0.05(1.06)</td><td>-2.37*</td><td></tr><tr><td>3.表现-接近目标取向(T1)</td><td>-0.21(0.90)</td><td>0.21(1.05)</td><td>10.52***</td><td></tr><tr><td>4.表现-回避目标取向(T1)</td><td>-0.18(0.96)</td><td>0.18(1.01)</td><td>8.91***</td><td></tr><tr><td>5.学业成就(T2)</td><td>0.26(0.88)</td><td>-0.26(1.04)</td><td>-13.36***</td></tr></table> 注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001，下同。 从表1中可以看出，有效样本中女生在T1和T2时的学业成就都显著高于男生(t=-11.87，df=2365.43，p＜0.001，违背方差齐性检验，校正自由度；t=-13.36，df=2356.95，p＜0.001)。女生的掌握目标取向显著高于男生(t=-2.37，df=2372.95，p＜0.05)，表现-接近目标取向和表现回避目标取向则显著低于男生(t=10.52，df=2361.07，p＜0.001；t=8.91，df=2407.23，p＜0.001)。 表2稳定朋友对样本中各变量的均值和标准差<tableborder=1align="center"><tr><td>变量</td><td>均值(标准差)</td><td>t(男-女)</td><td></tr><tr><td>男女生合并</td><td>女生</td><td>男生</td><td></tr><tr><td>1.学业成就(T1)</td><td>0.25(0.94)</td><td>0.45(0.83)</td><td>-0.18(1.01)</td><td>-6.48***</td><td></tr><tr><td>2.掌握目标取向(T1)</td><td>0.09(0.87)</td><td>0.11(0.86)</td><td>0.05(0.91)</td><td>-0.808</td><td></tr><tr><td>3.表现-接近目标取向(T1)</td><td>-0.08(0.96)</td><td>-0.21(0.89)</td><td>0.21(1.03)</td><td>4.310***</td><td></tr><tr><td>4.表现-回避目标取向(T1)</td><td>-0.02(0.95)</td><td>-0.14(0.96)</td><td>0.22(0.89)</td><td>3.744***</td><td></tr><tr><td>5.学业成就(T2)</td><td>0.26(0.97)</td><td>0.47(0.83)</td><td>-0.20(1.09)</td><td>-6.87***</td></tr></table> 表2中呈现了稳定朋友对样本的描述统计结果，其中男女生的差异与有效样本中男女生差异的趋势基本一致。唯一的区别在于表2中，掌握目标取向在男女生之间没有显著差异。 另外，检验各变量在处于稳定成对友谊关系的个体和没有稳定成对友谊的个体之间是否有差异，T检验结果表明，有稳定成对友谊关系的青少年的两次测验的学业成就水平均更高(t=5.99，df=679.78，p＜0.001，违背方差齐性检验，校正自由度；t=6.01，df=2410，p＜0.001)，掌握目标取向得分也更高(t=2.26，df=733.08，p＜0.05，违背方差齐性检验，校正自由度)。表现-接近目标取向和表现-回避目标取向在两个群体间没有显著差异。 表3新建立朋友对样本中各变量的均值和标准差<tableborder=1align="center"><tr><td>变量</td><td>均值(标准差)</td><td>t(男-女)</td><td></tr><tr><td>男女生合并</td><td>女生</td><td>男生</td><td></tr><tr><td>1.学业成就(T1)</td><td>-0.06(0.97)</td><td>0.16(0.94)</td><td>-0.23(0.97)</td><td>-3.56***</td><td></tr><tr><td>2.掌握目标取向(T1)</td><td>-0.06(1.06)</td><td>-0.04(0.99)</td><td>-0.08(1.11)</td><td>-0.33</td><td></tr><tr><td>3.表现-接近目标取向(T1)</td><td>0.05(1.06)</td><td>-0.22(0.95)</td><td>0.25(1.10)</td><td>3.92***</td><td></tr><tr><td>4.表现-回避目标取向(T1)</td><td>-0.02(1.06)</td><td>-0.32(0.96)</td><td>0.20(1.08)</td><td>4.33***</td><td></tr><tr><td>5.学业成就(T2)</td><td>-0.07(0.99)</td><td>0.22(0.88)</td><td>-0.29(1.00)</td><td>-4.59***</td></tr></table> 表3呈现了新建立朋友对样本的描述统计结果，在新建立朋友对样本中，性别差异的t检验结果与稳定朋友对的结果类似，均为女生学业成就高于男生，表现-接近和表现-回避目标取向低于男生。 表4稳定朋友对样本中各变量的相关<tableborder=1align="center"><tr><td></td><td>1</td><td>2</td><td>3</td><td>4</td><td>5</td><td></tr><tr><td>1.学业成就(T1)</td><td>0.63</td><td>0.21***</td><td>-0.11*</td><td>-0.13**</td><td>0.61***</td><td></tr><tr><td>2.掌握目标取向(T1)</td><td>0.29***</td><td>0.18</td><td>0.06</td><td>0.06</td><td>0.25***</td><td></tr><tr><td>3.表现-接近目标取向(T1)</td><td>-0.20***</td><td>0.09</td><td>0.03</td><td>0.01</td><td>-0.10*</td><td></tr><tr><td>4.表现-回避目标取向(T1)</td><td>-0.18***</td><td>-0.03</td><td>0.56***</td><td>0.01</td><td>-0.13**</td><td></tr><tr><td>5.学业成就(T2)</td><td>0.94***</td><td>0.31***</td><td>-0.21***</td><td>-0.18***</td><td>0.61</td></tr></table> 注：对角线是稳定朋友对两名成员在相应变量上的ICC，对角线左下是个体自身不同变量间的相关，对角线右上是稳定朋友对两名成员在不同变量上的相关。 根据表4中个体自身各变量间的相关(对角线左下)，可以发现青少年在T1和T2上的学业成就相关较高(r=0.94，p＜0.001)；无论在T1还是T2，学业成就都与T1时的掌握目标取向呈正相关(rT1=0.29，p＜0.001；rT2=0.31，p＜0.001)，与表现-接近目标取向(rT1=-0.20，p＜0.001；rT2=-0.21，p＜0.001)和表现-回避目标取向呈负相关(rT1=-0.18，p＜0.001；rT2=-0.18，p＜0.001)。 表4稳定朋友对中两名成员在不同变量上的相关结果表明(对角线右上)，稳定的成对友谊关系中的成员A在T1的学业成就与成员B在T2的学业成就呈高度相关(r=0.61，p＜0.001)；成员A在T1、T2的学业成就都与成员B在T1的掌握目标取向有显著的相关关系(rT1=0.21，p＜0.001；rT2=0.25，p＜0.001)，与成员B的表现-接近目标取向呈显著的负相关(rT1=-0.11，p＜0.05；rT2=-0.10，p＜0.05)，与成员B的表现-回避目标取向呈显著的负相关(rT1=-0.13，p＜0.01；rT2=-0.13，p＜0.01)。 表4对角线的值表明稳定成对友谊关系中的两名成员在同一变量上的组内相关系数。T1时学业成就的ICC为0.63，T2时为0.61，说明不论在T1还是T2，成对友谊关系中的两名成员学业成就都具有很高的相似性；两名成员掌握目标取向的ICC为0.18，也具有一定的相似性；但表现-接近目标取向和表现-回避目标取向则不存在明确的相似性。 3.2朋友对在学业成就上的选择效应和影响效应——APIM模型 新建立的朋友对T1时学业成就的相关显著(c1=0.69，p＜0.001)，说明在未成为好朋友时，两人在学业成就上已经具有显著的相似性，证明了选择效应的存在。 经过多组检验，发现男女生在模型的三条路径上均没有显著差异：(学业成就的主体效应：χ[2]=0.86，p＞0.05；学业成就的客体效应：χ[2]=3.84，p＞0.05；T2学习成就残差的相关系数c2：χ[2]=0.03，p＞0.05)，因此将男女生组合并估计模型参数。 稳定朋友对的相似性探究的结果如图2，其中朋友A和朋友B分别代表成对友谊关系中的两名成员。可以看出，从T1到T2，个体学业成就非常稳定，主体效应显著(actoreffect=0.95，p＜0.001)；两名成员的学业成就存在客体效应，朋友A在T1的学业成就能显著预测朋友B在T2的学业成就(partnereffect=0.04，p＜0.05)，说明朋友对内成员之间的学业成就是具有影响效应的。对成对模型的检验结果为k=0.038，95%置信区间为[0.004，0.075]，符合混合模式，即主体效应大于客体效应。 图2朋友对在学业成就上的直接效应 3.3成就目标取向在朋友对学业成就相互影响上的中介作用——APIMeM模型 分别以掌握目标取向、表现-接近目标取向和表现-回避目标取向为中介变量，检验三种成就目标取向是否对稳定朋友对内的两名成员在T1和T2时的学业成就的影响效应中起到中介作用。 首先，检验掌握目标取向对学业成就影响效应的中介作用。经过多组检验，发现男女生在模型的一条路径上有显著差异：学业成就对掌握目标取向的客体效应：χ[2]=14.52，p＜0.001)。因此放开对这条路径设定相等的限制，将男女生的结果分开估计。 男生的结果如图3。本模型中体现了4个部分中介作用：(1)朋友A在T1时的学业成就通过自己T1时的掌握目标取向，进而影响自己T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.02，p＜0.01)；(2)朋友A在T1时的学业成就通过朋友B在T1时的掌握目标取向，进而影响自己T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.01，p＜0.01)；(3)朋友A在T1时的学业成就通过自己在T1时的掌握目标取向，进而影响朋友B在T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.02，p＜0.01)；(4)朋友A在T1时的学业成就通过朋友B在T1时的掌握目标取向，进而影响朋友B在T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.01，p=＜0.05)。结果表明，对于男生来说，掌握目标取向对自身和同伴的学业发展均起到了积极的中介作用。 图3掌握目标取向对学业成就纵向APIeM中的中介作用(男生) 女生的结果如图4，本模型中体现了2个中介作用：(1)朋友A在T1时的学业成就通过自己T1时的掌握目标取向，进而影响自己T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.01，p＜0.01)，是部分中介作用；(2)朋友A在T1时的学业成就通过自己在T1时的掌握目标取向，进而影响朋友B在T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.02，p＜0.001)，是完全中介作用。结果表明，对于女生来说，掌握目标取向不仅对自身学业发展有促进作用，而且完全中介作用表明，自身对同伴学业的影响效应是完全通过自身的掌握目标取向发挥作用的。 图4掌握目标取向对学业成就纵向APIeM中的中介作用(女生) 检验表现-接近目标取向对学业成就影响效应的中介作用。多组检验发现男女生在模型的三条路径上存在显著差异(表现-接近目标取向对学业成就的主体效应：χ[2]=10.15，p＜0.01；学业成就的客体效应：χ[2]=6.09，p＜0.05；表现-接近目标取向对学业成就的客体效应：χ[2]=7.07，p＜0.01)，放开对这三条路径设定相等的限制，将男女生的模型分开估计。 男生的结果如图5，模型中体现了2个部分中介作用：(1)朋友A在T1时的学业成就负向预测自己T1时的表现-接近目标取向，T1的表现-接近目标进一步负向预测自己T2时的学业成就，间接效应显著(b=0.01，p＜0.05)；(2)朋友A在T1时的学业成就负向预测自己T1时的表现-接近目标取向，T1的表现-接近目标再进一步正向预测朋友B在T2时的学业成就，间接效应显著(b=-0.01，p＜0.05)。表明对于男生来说，虽然表现-接近目标取向对自身的学业成就有消极的影响，但是对同伴的学业成就却表现出促进作用。表现-接近目标取向对自身和同伴的影响是相反的。 女生成对友谊关系中，表现-接近目标取向对学业成就的影响效应不存在中介作用(既无主体效应，也无客体效应)。 图5表现-接近目标取向对学业成就纵向APIeM中的中介作用(男生) 成对友谊关系中，男生和女生的表现-回避目标取向对学业成就的影响效应均不存在中介作用。 4讨论 4.1朋友对在学业成就上的影响效应 本研究采用了成对研究的方法考察青少年朋友在学业成就上的相似性，发现青少年朋友对在学业成就方面的相似性既来源于选择效应，也来源于影响效应。采用主客体互倚性模型(APIM)解决了朋友间变量不独立的问题。结果验证了研究假设，即青少年之间的相互影响增加了其在学业成就上的相似性，影响效应是存在的。这意味着，尽管学业成就与一个人自身的资质、学业基础、课堂教学水平等等诸多因素紧密相关，但是，亲密朋友仍是个体学业发展的重要影响因素。社会学习(sociallearningtheory)和社会认同理论(socialidentifytheory)都能够解释这种影响效应：社会学习理论认为青少年通过观察同伴在学习过程中的行为和结果并进行模仿(Bandura&Walters，1975)，获得与同伴相近的学习技能和习惯，甚至是对于学业的态度、动机和信念(Topping，2005)；社会认同理论认为，个体对同伴的情感使个体认可同伴的态度和行为(Tajfel，1982)，即认可同伴对学业意义的认知、对学业的期望和努力程度等，从而习得同伴的内在思维、情感和外在表现等学业特点，与同伴越来越相似(Dovidio&Gaertner，2002)。 除此之外，青少年朋友对还是一种自发形成的非正式学习小组，他们彼此分享对知识的理解、对学业的态度，并能督促对方共同完成某些学习任务(Fawcett&Garton，2005)。分享信息降低了个体独自完成学习任务的难度，人际互动也激发了青少年学习的积极性，学习效率也就随之提高了(Newcomb&Bagwell，1995；Wentzel，2009；Ryan&Shim，2012)。 4.2掌握目标取向在朋友对学业成就相互影响上的中介作用：主体效应和客体效应 本研究的第二个目标是从成就目标取向的角度探究朋友对成员在学业成就上相互影响的作用机制，包括主体效应和客体效应两个方面。 从主体效应上说，虽然已有大量研究表明，掌握目标取向正向预测学业成就(Huang，2012；蒋京川，刘华山，2004)。但现有研究大多考察成就目标取向如何影响学业成就，极少探讨学业成就对掌握成就目标取向的影响，以及如何进一步影响后期的学业成就。在仅发现的一项探究学业成就如何反向影响成就目标取向的研究中，Shim，Ryan和Anderson(2008)发现，先前的学业成就与随后的掌握目标取向无关。他认为，可能是因为教师在引导学生的掌握目标取向中扮演着极为重要的角色，师生关系等变量可能是塑造掌握目标取向的关键因素(Patrick，Anderman，Ryan，Edelin，&Midgley，2001；Turneretal.，2002)。本研究的结果与之不同，发现学业成就不仅会对成就目标取向产生影响，而且会影响之后的学业成就。学业成就作为个体学习行为的重要结果，是对学习过程和学习效果的检验，理想的学业成就会强化学生的掌握目标取向。受到强化的掌握目标取向会进一步促进学生学习的坚持性(Ablard&Lipschultz，1998；Wolters，1998；Payne，Youngcourt&Beaubien，2007)。如果个体自身在Tl的学业成就水平较高，那么掌握目标取向水平就会受到强化，T2的学业成就也会被促进，如此形成良性循环。这一良性循环的建立，对于个体学业良性发展是有重要意义的。 在客体效应上，本研究发现了三条路径：一是朋友一方的学业成就能够通过预测自己的掌握目标进而预测另一方在一个学期后的学业成就，且对男女生而言均如此。自身学业成就越好，越使个体更树立掌握目标。如果朋友对中一人是持掌握目标取向的，注重对知识的掌握和能力的积累，那么其学业行为势必要体现在学习生活的方方面面，包括课堂状态和表现，课下与同伴互相探讨和监督。尤其对于形影不离的朋友来说，他们的日常活动基本是一致的，因此多种多样的学业行为都会对同伴产生影响，也会促进同伴获得更高的学业成就。另外两条路径只体现在男生朋友对中，体现出在学业上男生可能比女生更容易受到最好朋友的影响。一方的学业成就能够影响另一方的掌握目标，进而影响另一方的后续成就和自己后续的学业成就。对于男生来说，结交学业成就高的好朋友，能够激发其树立掌握目标，而掌握目标不仅有效提高其后续成绩，也能对自己的朋友产生激励效应，实现共同进步。 4.3表现-接近目标取向在男生学业成就上的中介作用：主体效应和客体效应 在主体效应上，本研究发现，个体的学业成就能够通过负向预测自身的表现-接近目标，负向预测自己随后的