学校归属感与学业成绩的关系：基于中国学生的元分析

邱 鑫，朱海东，2，高 曼，饶 斌

（1.石河子大学 师范学院，新疆 石河子 832003；2.石河子大学 心理应用研究中心，新疆 石河子 832003；3.河北师范大学 职业技术学院，河北 石家庄 050024）

学业成绩是对学生能力进行量化的主要指标，是人才选拔的重要评判标准。[1]它被认为是中国学生未来职业发展、社会地位以及幸福感的重要预测因素。[2-3]基于此，教育学界和心理学界的研究者和一线教育工作者不断探寻提高学生学业成绩的因素。有研究指出，影响学生学业成绩的因素包括学习兴趣和动机、家庭背景、学校依恋、自我效能感、学校归属感等。[1-4-5]在这些影响因素中，学校归属感是学生学业表现最有力的影响因素之一，[6]是预测学业等级与学业能力的一个非常重要的变量。[7]

学校归属感是指在学校这一特定社会环境中，个体感受到被他人（尤其是教师和同伴）接受、尊重、包容和支持的程度。[8-9-10]大量实证研究表明，学校归属感能够正向预测学生的学业成绩。[11-12-13-14-15-16]具体而言，即学生的学校归属感水平越高，其学业成绩越好。然而，也有许多研究表明学生的学校归属感与学业成绩的相关不显著。[17-18-19-20]

由此可见，关于学校归属感与学业成绩之间关系的现有研究并无统一的结论，不同研究得到的结果之间存在差异。此外，关于学校归属感与学业成绩之间关系的定量整合分析目前还没有学者涉足。因此，本研究采用元分析（Meta-analysis）技术，基于中国学生这一群体对学校归属感与学业成绩的关系进行分析，并探索可能影响两者关系的调节变量，可以避免单一研究本身的局限性。

有研究显示，学校归属感可以促进学生的学业成绩和提高课堂出席率等学业表现。[21]Anderman的研究结果表明，当班级目标是强调个人努力、争取进步与获取知识取向时，学业成就、学习动机与学校归属感之间呈更强的正相关关系。[22]青少年有着较强归属感则更容易参与学校生活，也更容易获得应对和克服苦难的教师支持和同伴支持，表现出更强烈的学习动力和学习兴趣，从而在学业上表现更好。[23]此外，根据需要层次理论，归属感是个体发展的基本需要，只有这一需要得到满足之后才会产生更高一级如自我实现的需要，[24]而学业成绩被视为中国学生的外在自我价值体现，因此，学生在学校中的归属感会影响到其学业成绩的高低。综上，本研究提出假设1：学校归属感与学业成绩存在显著正相关。

在近20 年的时间里，国内外广泛开展了学校归属感与学业成绩之间的相关研究，但研究结果却不尽相同，这表明在二者之间可能还存在着调节变量。

性别。有研究发现女生比男生有更强的学校归属感，[25-26]而且青春期的女生比男生拥有更多的归属感。[27]而有些研究得出了不同的结论，即男生的学校归属感比女生更高，[28]或男女生在学校归属感上的差异到了高年级阶段结束时不再存在。[29]总体来说，学生的学校归属感水平在性别上存在差异。因此，本研究推测男女生在学校归属感上的差异也会导致其学业成绩上的差异。综上，本研究提出假设2：性别在学校归属感与学业成绩之间起调节作用。

生源地类型。随着城市化进程的日益发展，大量农村父母进入城市务工，在一定程度上间接导致大部分农村初中生被留守，造成一定的情感缺失，其归属感的心理需要得不到满足，[30]再加之城乡在教育、经济、文化以及生活水平等方面的差异，对学生的学校归属感产生了较大影响，[31]主要表现为学生因自己的出身而自卑内向，产生人际交往的无力感、孤寂感和失望等消极心理，导致学生无法较好地适应学校生活进而终止学业。[32]因此，学生是否来自农村即生源地类型可能是影响学校归属感与学业成绩关系的一个重要因素。基于此，本研究提出假设3：生源地类型在学校归属感与学业成绩之间起调节作用。

学校归属感测量工具。不同文献使用了不同种类的学校归属感测量工具或方式，而不同量表在题量、维度和计分方式的设计上均存在着差别，有可能会影响到研究结果。例如，在题目数量上，《中学生学校归属感问卷》共包含45 个题目，而Goodenow 等编制的学校归属感量表（PSSM，Psychological Sense of School Membership）则仅有13 个题目，虽然题量较少易吸引调查对象积极作答，但在某种程度上所测得的信息会不全。在维度划分上，Goodenow 等编制的PSSM 只有双维度，不够全面，此外也不是很符合中国文化背景下的学生真正的学校归属感产生方面，而徐坤英[33]编制的《中学生学校归属感问卷》有多个维度，测量较为全面，也更贴合中国学生。在计分方式上，PSSM采用六点计分，而《中学生学校归属感问卷》采用五点计分，个别学者自编的流动儿童学校归属感问卷也采用五点计分。因此，本研究提出假设4：学校归属感测量工具种类在学校归属感与学业成绩之间起调节作用。

发表类型。不同文献的发表类型对学校归属感与学业成绩关系的研究可能具有不一致的结论。一般来说，核心及以上级别的期刊更愿意发表显著的结果，而对于不显著的结果，更多地出现在普通期刊上和硕博学位论文里。对于我们的研究来说，这些不显著的结果也具有与显著结果同样重要的意义，但不容易发表。因此，本研究提出假设5：发表类型在学校归属感与学业成绩之间起调节作用。

学生群体类别。徐坤英和包克冰等对中学生进行研究的结果表明，学生的学校归属感存在显著的年级差异，随着上学时间的增加，学生学校归属感呈逐级下降趋势。[33-34]赵联防针对大学生的研究也得出了基本一致的结论。[13]宋树坤针对小学高年级的研究也得出了存在年级差异的结论，即高年级学生的学校归属感水平弱于低年级学生。[35]总体来说，学生的学校归属感水平在年级上存在差异，年级越高，学校归属感越弱。因此，本研究推测根据年级高低进行区分的学生群体类别在学校归属感上的差异会导致其学业成绩上的差异。综上，本研究提出假设6：学生群体类别在学校归属感与学业成绩之间起调节作用。

1 对象与方法

本研究按照系统评价和元分析首选报告项目（Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-Analysis Protocols，PRISMA-P）进 行 操作，[36]并在Open Science Framework(OSF)进行预注册，预注册项目的网址为osf.io/jmk7e。

1.1 对象

本研究全面搜索了中文和英文文献。中文文献主要检索中国知网期刊全文数据库、中国博士学位论文全文数据库、中国优秀硕士学位论文全文数据库、中国科技期刊数据库（维普期刊）、万方数据库，并以百度学术做最后补充检索，以“学校归属感”AND（“成绩”OR“学业成就”OR“学业表现”）为组合进行主题词检索。英文文献主要检 索Springer LIN K、Science Direct、ProQuest、Web of Science 数 据库，以（“school belonging”OR“school membership”OR “sense of relatedness”OR“school attachment”OR“school bonding”OR“school connectedness”OR“sense of school community”）AND（“academic achievement”OR“academic performance”OR“academic outcomes”）AND（“Chinese”OR“China”）为组合进行主题词检索。由于学校归属感的概念第一次出现在国内期刊上的时间为2006 年，[37]因此本研究将文献覆盖时间范围设为2006 年1 月至2022 年8 月。初次检索时间为2022年8 月9 日，最后一次检索时间为2022 年9 月11日。分别检索到中文文献160 篇，英文文献73 篇。

使用文献管理软件Endnote X9 导入检索后的文献进行筛选，纳入和排除标准包括：（1）被试为中国样本，或者在中外混合样本中提供了中国样本学校归属感、学业成绩的相关数据；（2）研究必须是关于学校归属感与学业成绩关系的实证研究；（3）文献样本大小明确；（4）数据完整，数据重复发表的只取其中发表时间最早的一篇；（5）学业成绩必须是学科成绩而非学业成就量表所测得的数据；（6）文献明确报告了相关系数r或者能转换成r的F值、t值、χ2值，排除使用线性回归或多元回归分析获得的数据。最终。一共纳入32 篇（包括38 个独立样本）符合纳入标准的文献（图1），样本总量为31121。根据Cheung 和Vijayakumar 的建议，元分析所需的研究量不少于20 篇即可，本研究达到了这一要求。[38]

图1 元分析文献筛选流程图

1.2 方法

对纳入元分析的文献进行如下编码：（1）作者名+ 发表年份；（2）发表类型；（3）学校归属感测量工具；（4）被试群体类型；（5）相关系数；（6）样本量；（7）女性样本比例；（8）农村生源比例（详见表1）。效应值的产生以独立样本为单位，对每个独立样本编码一次。如果文献包含多个独立研究，对应的进行多次编码。为保证文献编码的有效性，本研究由两位编码者（第一作者和第三作者）进行编码，并计算编码一致性，算得结果为96.5%，说明本研究文献编码的有效性和准确性符合要求。此外，两位编码者认真探讨了存在争议的文献，并听取了第二作者的意见，最终达成了共识。

表1 纳入元分析的原始文献基本信息

1.3 元分析过程

1.3.1 数据的摘取与转换

采用皮尔逊相关系数r作为整合学校归属感与学业成绩关系间的效应量，r是文献中报告的单个相关系数或是经过转换处理的平均相关系数。

1.3.2 模型选定与异质性检验

目前元分析主要采用固定效应模型（Fixed model，假定不同研究间的真实效应值相同）或随机效应模型（Random model，假定不同研究间的真实效应可以不同）。两种模型都认为研究结果的不同是受到抽样误差的影响，但不同的是随机效应模型认为差异性还受到如研究群体和工具上的差异等研究间方差因素的影响。[39]在本研究中，被试群体包括小、中、大学生，生源地涉及城市和农村，测量学校归属感的工具也并不完全一样。而不同研究特征会加大元分析结果的异质性，相比固定效应模型，随机效应模型更加合适。因此，本研究采用随机效应模型进行元分析。

此外，通过异质性检验（Heterogeneity test）进一步验证随机效应模型选择的合理性。[40]异质性就是研究间（组间）方差，或者说真实效应量之间的差异。一般来说，异质性检验主要看Q统计量和I2统计量两个指标。Q检验假定效应量服从χ2分布，若P＜0.05，则说明研究间是异质的，[41]反之则同质。I2统计量主要用来解释效应量的真实变异在总变异中所占的比重，划分异质性低、中、高界限的I2值分别为25%、50%、75%。[42]若P＜0.05或I2＞75%，则说明选择随机效应模型更合适。

1.3.3 发表偏差检验

发表偏差（Publication bias）意味着被发表的文献不能系统全面地代表该领域已经完成的研究总体的偏差现象。[43]发表偏差越大，元分析结果的可靠性越低，但是可以通过将结果不显著的学术或学位论文以及未发表的个人手稿等纳入元分析中来尽可能降低出版偏差。本研究不仅尽可能搜集了未发表的研究资料，还使用漏斗图和Egger’s检验两种方法共同判断发表偏差问题。漏斗图左右分布基本对称时，则说明元分析不存在明显的发表偏差，[44]但漏斗图具有主观性，因此需结合Egger’s 检验从量化的角度进一步检验；若Egger线性回归的结果显著，则视为存在发表偏差；不显著则反之。

1.3.4 数据处理与分析

运用 Comprehensive Meta-Analysis Version 3.0（CMA 3.0）进行元分析主效应检验和调节效应检验。若选用随机效应模型，则说明研究间的真实效应值存在差异，需使用调节效应检对异质性的来源作进一步探究。借鉴张亚利等人[38]的做法，针对假设2 和3 中涉及的连续变量（女性比和农村生源比），采用元回归分析检验其调节作用。针对假设4、5、6，采用基于方差分析的Q 检验法进行亚组分析检验其调节作用。

2 结果

2.1 异质性检验

Q检验结果（表2）为1151.36（P＜0.001），I2值为96.79%（＞75%），说明元分析结果呈异质性，也表明学校归属感与学生学业成绩的关系中有96.79%的变异是由效应值的真实差异引起的，故本研究选用随机效应模型较适合。96.79%的变异也提示，某些研究特点或样本特征的干扰可能是导致不同研究间的估计值差异的原因，因此探究影响两者关系的调节变量便显得必要。

表2 效应值的异质性检验结果（Q 统计）

2.2 发表偏差检验

目测漏斗图发现，小圆点（代表效应值）集中在图的上方且在平均效应的两侧基本呈均匀分布；Egger 线性回归的结果不显著，截距为2.74，95%CI 为[-1.03，6.50]，P值为0.15＞0.05；这表明本研究不存在显著发表偏差，元分析的结果较为稳健。

2.3 主效应检验

采用随机效应模型估计学校归属感与学生学业成绩的相关强度，结果（图2）显示两者的相关系数为0.21，95%的置信区间为[0.15，0.27]，不包含0。Gignac 和Szodorai 经过系统的定量分析后，将元分析中两变量之间的综合相关程度分为了低相关（r=0.1）、中等相关（r=0.2）和强相关（r=0.3）。[45]参照该标准，本研究中学校归属感与学生学业成绩的相关系数介于0.2～0.3 之间，即二者存在中等程度的正相关。此外，敏感性分析发现，排除任意一个样本后的效果量r值在0.18～0.22 之间浮动，表明元分析估计结果具有较强的稳定性。[46]

图2 学校归属感与学业成绩关系的效应量分布图

2.4 调节效应检验

本研究通过元回归分析方法考察了性别和生源地对学校归属感与学业成绩关系的调节作用，用亚组分析的方法考察了发表类型（SSCI 与核心期刊、一般期刊和学位论文）、学校归属感测量工具（PSSM、MSBQ 和SBQ）、被试群体（小学生、初中生、高中生、大学生、中学生和其他学生）对学校归属感与学业成绩关系的调节作用。

性别对学校归属感与学业成绩关系所产生的调节作用不显著。纳入32 项研究的元回归分析结果显示，女性学生比例不能显著预测两者的关系（b=-0.57，z=-1.46，95%CI[-1.34，0.20]）。生源地类型对学校归属感与学业成绩关系的调节作用显著。元回归分析（15 项研究）结果（图3）显示，农村生源地比例能显著预测两者的关系（b=-0.35，z=-2.16，95%CI[-0.67，-0.03]，P=0.03）。

图3 生源地对学校归属感与学业成绩关系的调节效应

表3 结果表明，发表类型对学校归属感与学业成绩的关系产生的调节作用不显著。亚组分析（38 项研究）发现，其组间Q值为1.24，结果不显著（P＞0.05）。学校归属感测量工具对学校归属感与学业成绩的关系产生的调节作用不显著。亚组分析（38 项研究）发现，其组间Q值为0.16，结果不显著（P＞0.05）。被试群体类别对学校归属感与学业成绩关系的调节效应不显著。亚组分析（38 项研究）显示其组间Q值为7.25，结果不显著（P＞0.05）。

表3 学校归属感与学业成绩关系的调节效应

3 讨论

3.1 学校归属感与学业成绩的主效应

本研究通过对国内近20 年来的32 项研究进行元分析，对学校归属感与学业成绩的相关程度进行了分析和回答，研究发现学校归属感与学业成绩呈中等程度的正相关，即学生的学校归属感越强，学业成绩越高。该结果既验证了本研究提出的假设1，也与多项研究结果较为一致。[9-11-12-47-48]与先前的元分析结果也基本一致，Korpershoek 等人发现，学生的学业成绩与学校归属感之间呈低等程度的弱相关（r=0.18，如果以标准化考试成绩作变量，效应值更小r=0.12）。[49]但这一研究与本研究的元分析结果也存在相关程度大小上的差异，导致差异的原因可能来自两方面。一方面是纳入的中国学生样本量有所不同。Korpershoek 等人的元分析文章中只纳入了5 项中国的研究，样本量为7933，占总研究数（82）和总样本量（208796）的比例较低，而本元分析纳入的研究和样本全都来自中国，研究数为32，样本量为31121。因此该元分析与本元分析得出的综合效应量大小存在差异可能是受样本量的影响。另一方面是学业成绩与学校归属感间的关系可能受到文化背景的调节。已有研究表明，文化差异会导致人们对归属感、公平和骄傲产生不同的理解和解释。[50]如中国许多重点学校的学生可能会因为获得了良好的学业表现才视自己为学校的一份子，而不是和美国学生一样，认为只要与同伴和老师之间的关系融洽就是适应了学校，产生了归属感。不同文化下的倾向也会影响学校归属感。在集体主义的文化倾向下，中国学生会被教导重视集体的荣誉，视班级和学校为大家庭，把同学当作兄弟姐妹，在应试教育背景下也比西方学生更重视考试分数；而在个体主义文化倾向下，美国等西方国家的学生会更崇尚个人的自由和权利，会凭借自己的喜好来选择或更换学校，[49]对于是否获得良好的学业成就相对轻视。

根据马斯洛的需要层次理论，只有当低级需要得到一定满足后，才会出现更高级的需要，[24]爱与归属的需要处于第三层次，只有满足了这一层次的需要，才能实现尊重和自我实现等高级需要。而学校是学生除了家庭之外所待时间最长的地方，是学生归属感的主要产生地，学校归属感的获得会激发学生产生更高级的需要，如通过良好的学业表现获得同伴尊重、获取和理解知识。同时，学校归属感并非单一指向于学业表现。Finn 提出的认同——参与模型[51]认为，学校归属感和学业成绩是双向促进的关系，即学生的学校归属感越强，学生的学业成绩越好，从而反向增加其学校归属感水平。[21]具体而言，Finn 认为学生具有学校归属感的表现有：第一，把自己当成学校的一份子；第二，相信自己受到他人的接纳和尊重。学生在参与校园活动时，学校归属感和认同感是重要的推手，可以帮助他们遵规守纪、积极参与、争做学校的主人翁，而学生参与各种校园活动所获得的成功和荣誉会反过来进一步激发他们对学校的归属和认同。因此，学业成就和学校归属感之间可视作互为推手的关系。

3.2 学校归属感与学业成绩相关的调节效应

研究结果表明，中国学生的学校归属感与学业成绩之间存在中等程度的相关，换言之，还有很多其它因素会影响两者的关系。

3.2.1 性别

研究结果显示，性别对学校归属感与学业成绩之间的调节作用不显著。因此，该结果无法支持假设2。这个结果可能有以下三方面的原因。一是学校归属感与学业成绩的关系可能存在跨性别的普遍性，即低水平的学校归属感带来的学业成绩问题普遍存在于男女性别群体中。但随着学校归属感的增强，男女生的学业成绩均会在小范围内有所上升。因此，学校归属感与学业成绩的关联可能会因为别的因素产生显著差别但不是性别。二是可能男女生在学校归属感上不存在显著差异，[52-53-54-55]因此在学校归属感对学业成绩的影响中男女性别的差异也不显著。三是可能与研究选取的学生样本的家庭背景和父母教养方式有关。我国当前处于中小学阶段的学生其家庭结构较多趋近于“2+1”的模式，这就导致了无论男女，父母对其的教育都是非常严格和全面的，如教导女孩要像男孩一样独当一面、竞争能力强，男孩也要学习女孩的细心、善良以及团结互助的精神。在这种家庭教育的熏陶下，女孩与生俱来的敏感、情感细腻、猜疑、更容易体验冲突的性别特质[56]在一定程度有所下降，男孩因为后天的教育也变得攻击性减弱、温文尔雅，这些变化润滑了同伴关系，也使得男女生学校归属感的差距在减小，[49]从而使得男女生在学校归属感对学业成绩的影响方面的差距减少。

3.2.2 生源地类型

元分析结果发现，生源地类型对学校归属感与学业成绩之间的调节作用显著。农村学生的学校归属感较强时其学业成绩也就较高，该结果支持了假设3。这一结果可能有两方面的原因。一是学校归属感更高的农村留守儿童在学校感受到了更多来自教师和同伴的社会支持，更容易提升个体对自身的情感性评价，[32]从而达到高自尊水平即自我肯定，获得更好的学业成就。[57]二是认同发展与整合的四阶段模型[58]认为，高认同整合的个体能够降低自身内部的冲突，具有更强的心理适应能力。[59]而学校归属感更高的农村学生有着更高的身份认同整合水平，[60]可以灵活地转换与当前环境一致的身份，进而更好地适应学校生活，也更容易获得学业成功。

3.2.3 学校归属感测量工具

研究结果显示，学校归属感测量工具对学校归属感与学业成绩之间的调节作用不显著，该结果未能支持假设4。这可能是因为PSSM 在经过我国学者本土化改编之后更加适用于中国学生，这与我国学者编制的《中学生学校归属感问卷》以及小学生学校归属感量表、大学生学校归属感量表等对于中国学生的适用性一样贴切，所测出来的学校归属感能够较为真实地反映学生的水平。

3.2.4 发表类型

元分析结果发现，不同发表类型的学校归属感与学业成绩的相关系数不具有显著差别，该结果未能支持假设5。可能原因是不同文献的发表类型对学校归属感与学业成绩关系的研究可能具有一致或相似的结论。也就是说不论是核心及以上级别的期刊还是普通期刊和硕博学位论文，学校归属感与学业成绩的关系并不会因为发表类型的不同而有显著的变化。

3.2.5 学生群体类别

研究结果显示，学生群体类别对学校归属感与学业成绩之间的调节作用不显著，该结果未能支持假设6。这可能是因为根据年级所划分的不同学生群体在学校归属感水平上原本就不显著，[44]使得同一种水平的学校归属感对学生学业成绩的影响趋于一致。

3.3 研究局限与展望

（1）本研究虽严格按照元分析的标准和程序进行（如PRISMA 报告），但在文献检索过程中难免会因为找不到全文和个人主观想法等限制而导致某些重要数据的缺失，使得文献查全率较低，增加发表偏差。

（2）本研究中仅将中国学生群体纳入作为研究对象，后继研究可以考虑到跨文化背景下的他国被试群体，更好地丰富关于学校归属感和学业成就的研究。

（3）研究中纳入元分析的文献主要是横断研究，纵向研究只纳入了一项，并且仅使用自评量表对学校归属感进行测量，而基于相关分析的结果无法得出因果推论，未来研究可借助更多的追踪研究进一步解释两者可能存在的因果关系。[61]

4 结论

本研究采用元分析方法发现：

（1）学校归属感与学业成绩存在显著正相关，学校归属感较强的中国学生学业成绩更好。

（2）生源地类型可显著调节学校归属感与学业成绩的关系，未来研究应更加关注农村学生的学校归属感与学业成绩之间关系的问题。