الكلمات المفتاحية علاقة الأقران، الدافع التعليمي، الانخراط في التعلم، التحصيل الأكاديمي، طلاب المدارس الإعدادية

التحصيل الأكاديمي هو بناء متعدد الأبعاد يمكن تعريفه من جوانب واسعة وضيقة. عرّف مارش وماكالوم التحصيل الأكاديمي بشكل واسع على أنه مدى تحقيق الطلاب للأهداف أو الغايات لمؤسستهم التعليمية أو برنامجهم [1]. في المقابل، عرّف هاتي التحصيل الأكاديمي بشكل ضيق على أنه التقدم الذي يحرزه الطلاب في دراساتهم الأكاديمية، والذي يظهر من خلال أدائهم في الاختبارات والامتحانات وغيرها من التقييمات [2]. اعتمد العديد من الباحثين التعريف الضيق، مع التركيز على درجات الاختبارات في مواد معينة [3-5]. في الصين، غالبًا ما يتم قياس التحصيل الأكاديمي من خلال درجات الاختبارات في اللغة الصينية والرياضيات والإنجليزية [6، 7]. لذلك، يشير التحصيل الأكاديمي في هذه الدراسة إلى درجات الاختبارات للطلاب في هذه المواد. يحمل التحصيل الأكاديمي أهمية كبيرة ليس فقط لآفاق الطلاب المستقبلية ولكن أيضًا كونه مؤشرًا حاسمًا لتقييم فعالية الأنظمة التعليمية الوطنية [8].

تم التعرف على العلاقات بين الأقران كعوامل مؤثرة في التحصيل الأكاديمي للمراهقين [9]. تشير العلاقات بين الأقران إلى التفاعلات الاجتماعية والروابط التي يقيمها الأفراد مع أقرانهم، بما في ذلك العلاقات الشخصية، والعواطف الاجتماعية، وتفاعلات الاتصال [10]. يمكن أن يكون لها تأثير عميق على نتائج الطلاب الأكاديمية، حيث يمكن أن تكون الأقران مصادر للتأثير الإيجابي والسلبي. تم ربط العلاقات الإيجابية بين الأقران بمستويات أعلى من التحصيل الأكاديمي، بينما يمكن أن تعيق العلاقات السلبية بين الأقران تقدم الطلاب الأكاديمي [11].

لقد تم دراسة الدافع التعليمي والانخراط في التعلم بشكل موسع فيما يتعلق بالتحصيل الأكاديمي [12]. يشمل الدافع التعليمي الدافع الداخلي والميول للمشاركة في الأنشطة التعليمية، والتي يمكن تصنيفها إلى فئتين رئيسيتين: الدافع الداخلي والدافع الخارجي [13]. ينبع الدافع الداخلي من الاهتمام الشخصي، والفضول، والرضا الفطري المستمد من عملية التعلم نفسها، بينما يتم تحفيز الدافع الخارجي بواسطة عوامل خارجية مثل المكافآت، والدرجات، أو الاعتراف الاجتماعي [14]. يشمل الانخراط في التعلم المشاركة النشطة، والجهد، والمثابرة التي يظهرها الأفراد خلال عملية التعلم، والتي تصنف إلى ثلاثة مكونات: الحيوية، والتفاني، والانغماس [15]. غالبًا ما تستخدم الحيوية لوصف مستوى حماس الفرد، والانخراط، والمثابرة في دراستهم. يشير التفاني إلى التزام الفرد وتفانيه في مساعيه الأكاديمية. يشير الانغماس إلى التركيز العميق والتركيز الذي يظهره الفرد على ما يتم دراسته [16]. وقد وُجد أن كل من الدافع التعليمي والانخراط في التعلم يظهران علاقة إيجابية مع التحصيل الأكاديمي. على سبيل المثال، اقترح وينتزل أن الدافع التعليمي يلعب دورًا إيجابيًا في التحصيل الأكاديمي [17]. وبالمثل، لاحظ لي وآخرون ارتباطًا إيجابيًا ملحوظًا
بين الدافع الأكاديمي وتحقيق الرياضيات بين طلاب المدارس الإعدادية [18]. اقترح لييم ومارتن أن الانخراط في المدرسة له تأثير إيجابي على الأداء الأكاديمي [19]. تسلط النتائج الضوء على أهمية النظر في كل من الدافع التعليمي والانخراط في التعلم لفهم التحصيل الأكاديمي.

على الرغم من اقتراح العلماء تأثير هذه العوامل على التحصيل الأكاديمي، لا تزال الآليات المحددة التي تؤثر من خلالها العلاقات بين الأقران على التحصيل الأكاديمي عبر الدافع التعليمي والانخراط في التعلم غير مستكشفة بشكل كاف. لمعالجة هذه الفجوة البحثية، الهدف الرئيسي من الدراسة الحالية هو التحقيق في التأثيرات التفاعلية للعلاقات بين الأقران، والدافع التعليمي، والانخراط في التعلم على التحصيل الأكاديمي، وبالتالي توفير فهم شامل للتفاعل بين هذه العوامل. علاوة على ذلك، تسعى هذه الدراسة إلى فحص الأدوار الوسيطة المتسلسلة للدافع التعليمي والانخراط في التعلم في العلاقة بين العلاقات بين الأقران والتحصيل الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية. من خلال فحص هذه المسارات الوسيطة، تسعى هذه الدراسة إلى توضيح الآليات الأساسية التي تؤثر من خلالها العلاقات بين الأقران على النتائج الأكاديمية. تختلف هذه الدراسة عن الدراسات التي تبحث في الأدوار الوسيطة المتسلسلة للدافع التعليمي والانخراط في التعلم في العلاقة بين العلاقات بين الأقران والتحصيل الأكاديمي ضمن إطار مفاهيمي موحد، مما يساهم في فهم أعمق للعوامل التي تشكل نجاح الطلاب الأكاديمي.

يعد نموذج النظام الذاتي للتطوير الدافعي (SSMMD) إطارًا مفاهيميًا لهذه الدراسة. اقترحه كونيل وويلبورن [20] ويدعمه سكينر وآخرون [21]، ويستند SSMMD إلى نظرية تحديد الذات [22] ويؤكد على أهمية الدافع الداخلي للأفراد واحتياجاتهم النفسية للاستقلال، والكفاءة، والترابط [23]. يتكون SSMMD من أربعة مكونات مترابطة: السياق الاجتماعي، النظام الذاتي، العمل، والنتائج التنموية. يشكل السياق الاجتماعي، الذي يتكون من الأقران والمعلمين والآباء، نظام الفرد الذاتي. إنه ضمن هذا السياق الاجتماعي الذي تتطور فيه معتقدات الفرد الذاتية، ودافعه، وانخراطه في الأنشطة. النظام الذاتي، كمورد شخصي مستقر نسبيًا، يتأثر بالتفاعلات طويلة الأمد مع السياق المحيط ويمكن أن يتنبأ بشكل فعال بمستوى المشاركة في الأنشطة. يؤثر هذا المستوى من المشاركة، بدوره، بشكل مباشر على جوانب مختلفة من تطوير الفرد، بما في ذلك السلوك والأداء الأكاديمي [24]. يقدم SSMMD مسارًا تنمويًا خطيًا، حيث يؤثر السياق الاجتماعي على النظام الذاتي، الذي يؤثر بدوره على الأفعال ومن ثم النتائج التنموية. في هذه الدراسة، نستخدم إطار SSMMD لاستكشاف العلاقة
بين العلاقات بين الأقران، ودافع التعلم، والانخراط في التعلم، والإنجاز الأكاديمي. يمكن توضيح العلاقة بين المتغيرات الأربعة وSSMMD كما يلي: تشكل علاقات الأقران، كعنصر من السياق الاجتماعي، معتقدات الفرد الذاتية، والتي تؤثر بشكل كبير على دافعهم للتعلم. الطلاب الذين يمتلكون مستويات أعلى من دافع التعلم هم أكثر عرضة للمشاركة النشطة في أنشطة التعلم (كعنصر من العمل)، ويؤثرون إيجابياً على إنجازهم الأكاديمي (كنتيجة تنموية) [25]. بناءً على هذا النموذج، تفترض هذه الدراسة أن علاقات الأقران (كعامل من عوامل السياق الاجتماعي) قد تؤثر على دافع التعلم لدى المراهقين (كعامل من عوامل النظام الذاتي)، والذي بدوره يؤثر على انخراطهم في التعلم (كعمل فردي)، مما يؤدي في النهاية إلى تأثير إيجابي على الإنجاز الأكاديمي (كنواتج تنموية). يتم تمثيل هذا النموذج النظري في الدراسة بصريًا في الشكل 1.

أظهرت الأبحاث السابقة باستمرار التأثير الإيجابي لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي [26]. وقد درست عدة دراسات التأثير الإيجابي لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي العام. على سبيل المثال، أشار وينتزل إلى أن دعم الأقران في الواجبات المنزلية كان مرتبطًا بشكل إيجابي بالتحصيل الأكاديمي [17]. وجد جاكوبسون وبوردسال أن التأثير الإيجابي للأقران في المدارس المتوسطة توقع تحصيلًا أكاديميًا أعلى [27]. في دراسة طولية، أظهر غالاردو وآخرون (2016) التأثير الإيجابي لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي للمراهقين في منتصف العمر [11]. بالإضافة إلى ذلك، بحثت الأبحاث في التأثيرات الإيجابية لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي في مواد معينة. على سبيل المثال، أفاد لي وآخرون بتأثير إيجابي كبير لعلاقات الأقران على تحصيل الرياضيات لطلاب المدارس الإعدادية [18]. حدد لي وآخرون (2020) ارتباطًا إيجابيًا كبيرًا بين علاقات الأقران ومحو الأمية العلمية.
بين 596 طالبًا من الأقليات العرقية في المدارس الابتدائية في الصين [28]. علاوة على ذلك، اقترحت الدراسات السابقة أن التأثير الإيجابي للعلاقات بين الأقران على التحصيل الأكاديمي يزداد مع مستوى الصف [29] وأن العلاقات بين الأقران من نفس الجنس مهمة بشكل خاص في التنبؤ بالتحصيل الأكاديمي [19]. بشكل عام، تؤكد هذه النتائج على الدور الحاسم للعلاقات الإيجابية بين الأقران في التحصيل الأكاديمي، مما يبرز أن المراهقين الذين يزرعون علاقات داعمة مع أقرانهم هم أكثر ميلًا لتحقيق النجاح في مساعيهم الأكاديمية. بناءً على ذلك، يتم اقتراح الفرضية التالية.
H1: العلاقات بين الأقران مرتبطة إيجابيًا بالتحصيل الأكاديمي.

لقد تم إثبات أن العلاقات بين الأقران لها تأثير كبير على دافع التعلم [11]. يمكن أن تعزز العلاقات الإيجابية بين الأقران دافع الطلاب في التعلم من خلال توفير الدعم والتشجيع وإحساس بالانتماء. على سبيل المثال، أشار لي وآخرون إلى أن العلاقات الإيجابية بين الأقران يمكن أن تشجع الطلاب على السعي نحو تحقيق أهداف التعلم المحددة مسبقًا [30]. وبالمثل، أظهر كوو وآخرون أن التفاعل المنتظم بين الأقران يمكن أن يزيد من دافع الطلاب واهتمامهم بالتعلم [31]. أجرى وينتزل وآخرون استبيانًا شمل 240 مشاركًا، ووجدوا أن المراهقين الذين يتلقون دعمًا إيجابيًا من أقرانهم هم أكثر عرضة لإظهار مستويات أعلى من الدافع [32]. في دراسة أجراها هوانغفو وآخرون، لوحظ أن دعم الأقران في سياق تعليم الكيمياء كان له تأثير إيجابي كبير على دافع الطلاب المستمر في الكيمياء [33]. على العكس من ذلك، يمكن أن تؤدي العلاقات السلبية بين الأقران إلى انخفاض الدافع. على سبيل المثال، وجد جوفونين وغراهام أن الطلاب الذين تعرضوا للتنمر، كشكل من أشكال العلاقات السلبية بين الأقران، أبلغوا عن مستويات أقل من الدافع للمشاركة في المهام الأكاديمية [34]. وبالمثل، كشف وينتزل وآخرون أن رفض الأقران،

كشكل آخر من أشكال العلاقات السلبية بين الأقران، كان مرتبطًا بمستويات أقل من الدافع الذاتي لدى الطلاب [35]. تؤكد هذه النتائج الدور الحاسم لعلاقات الأقران في التأثير على دافع الطلاب في مجالات أكاديمية محددة.

علاوة على ذلك، وُجد أن دافع التعلم له علاقة إيجابية مع التحصيل الأكاديمي [36]. الطلاب الذين يمتلكون مستويات عالية من الدافع للتعلم يميلون إلى التفوق في الأنشطة الصفية، ويبذلون جهدًا كبيرًا لإكمال واجباتهم التعليمية، ويحققون إنجازاتهم الأكاديمية [37]. أظهر الباحثون أن دافع التعلم، كآلية محتملة، مرتبط بالتحصيل الأكاديمي المدرك [38]. علاوة على ذلك، وُجد أن الدافع الداخلي له علاقة إيجابية مع درجات الطلاب، بينما يظهر الدافع الخارجي ارتباطًا سلبيًا مع النتائج الأكاديمية [39]. بالإضافة إلى ذلك، أظهر الباحثون أن دافع التعلم يمارس تأثيرات مباشرة وغير مباشرة على التحصيل الأكاديمي للطلاب من خلال الأنشطة التعليمية [40]. كما تم التأكيد على تفاعلات الأقران كعوامل مؤثرة في دافع التعلم لدى المراهقين والنتائج التعليمية اللاحقة [41]. أشار لي وآخرون إلى الدور الوسيط لدافع التعلم في العلاقة بين علاقات الأقران وتحقيق الرياضيات [18]. على الرغم من أن الدراسة ركزت على طلاب الأقلية العرقية تشوانغ في الصين وحددت التحصيل الأكاديمي بالرياضيات، إلا أنها تقدم رؤى قيمة واتجاهًا لفرضية الوساطة في هذا البحث. بناءً على هذه النتائج، يتم اقتراح الافتراضات التالية:

H2: العلاقات بين الأقران مرتبطة إيجابيًا بدافع التعلم.

H3: الدافع للتعلم مرتبط إيجابيًا بالتحصيل الأكاديمي.

H4: تحفز التعلم يتوسط العلاقة بين علاقات الأقران وإنجاز الطلاب في المدرسة الإعدادية.

لقد أظهرت الأبحاث باستمرار أن العلاقات بين الأقران تؤثر على انخراط الطلاب في التعلم [42]. على سبيل المثال، اقترح كايفر وآخرون أن دعم الأقران قد يساعد طلاب المدارس المتوسطة على تحسين انخراطهم في التعلم [43]. بالإضافة إلى ذلك، أظهرت الأبحاث أن الدعم الأكاديمي والعاطفي من الأقران يمكن أن يعزز انخراط الطلاب في التعلم [44]. وقد زعم لي وآخرون أن التفاعل بين الأقران يمكن أن يساعد الطلاب في الحفاظ على انخراطهم في التعلم الإلكتروني [45]. بالإضافة إلى ذلك، اقترح يوان وكيم أن تقييم الأقران في التفاعلات بين الأقران يمكن أن يؤثر على المشاركة المعرفية والعاطفية للمراهقين [46].

يعتبر الانخراط في التعلم عاملاً مهماً يؤثر على إنجاز الطلاب الأكاديمي [12]. مستويات عالية من الانخراط في التعلم تتيح للطلاب
لتكريس المزيد من الوقت للأنشطة التعليمية وتحقيق نتائج أكاديمية أفضل في النهاية [47]. وجد لييم ومارتن أن المشاركة النشطة والاستثمار في الأنشطة التعليمية يتنبأ بشكل إيجابي بالنجاح الأكاديمي [19]. دعم وانغ وآخرون ذلك من خلال إظهار أن مستويات أعلى من الانخراط في الفصل مرتبطة بأداء أكاديمي أفضل [4]. بالإضافة إلى ذلك، أبرز صقر وآخرون الآثار الطولية للانخراط، موضحين أن المستويات العالية المستدامة من الانخراط تؤدي إلى تحسين النتائج الأكاديمية مع مرور الوقت [48]. مجتمعة، تؤكد هذه الدراسات الحديثة على الدور الحاسم لانخراط الطلاب في تعزيز الإنجاز الأكاديمي.

لقد تم إثبات أن دافع التعلم له تأثير كبير على انخراط الطلاب في أنشطة التعلم [49]. عندما يكون الطلاب متحفزين للتعلم، فإنهم يكونون أكثر عرضة لوضع أهداف طموحة والمشاركة بنشاط في أنشطة التعلم الخاصة بهم [50]. وقد وجدت الأبحاث باستمرار علاقة إيجابية بين دافع التعلم والانخراط [25، 41]. على سبيل المثال، استكشفت دراسة أجراها فويلاند ووريل دور الدافع في انخراط الطلاب ووجدت أن الدافع الداخلي، الذي ينشأ من الاهتمام الشخصي والمتعة، كان مرتبطًا إيجابيًا بمستويات أعلى من الانخراط [51]. وبالمثل، سلطت دراسة أجراها هوانغ ويانغ الضوء على أهمية دافع التعلم، حيث يشعر الطلاب بإحساس بالرغبة والمتعة في تعلمهم، في تعزيز الانخراط [52]. يقترح نموذج النظام الذاتي لتطوير الدافع أن السياقات الاجتماعية، بما في ذلك التفاعلات مع الأقران، يمكن أن تؤثر على أنظمة الذات لدى الطلاب، مثل دافعهم وكفاءتهم الذاتية في التعلم. عندما يتم تعزيز أنظمة الذات لدى الطلاب، بما في ذلك دافع التعلم، فإنهم يكونون أكثر عرضة للانخراط في أنشطة التعلم، مما يؤدي إلى تحسين النتائج الأكاديمية، مثل التحصيل الأكاديمي. لذلك، استنادًا إلى الأبحاث المذكورة أعلاه، يُفترض أن علاقات الأقران يمكن أن تعزز التحصيل الأكاديمي من خلال تعزيز دافع الطلاب وانخراطهم في أنشطة التعلم. تم اشتقاق الفرضيات من التحليل المذكور أعلاه:

H5: العلاقات بين الأقران مرتبطة إيجابيًا بالانخراط في التعلم.

H6: الدافع للتعلم مرتبط إيجابيًا بالانخراط في التعلم.

H7: الارتباط بين الانخراط في التعلم والإنجاز الأكاديمي إيجابي.

H8: يساهم الانخراط في التعلم في الوساطة بين علاقات الأقران والإنجاز الأكاديمي لطلاب المدارس الإعدادية.

H9: تلعب الدافعية للتعلم والانخراط في التعلم دورًا وساطيًا متسلسلًا في العلاقة بين علاقات الأقران والإنجاز الأكاديمي لطلاب المدارس الإعدادية.

قبل إجراء الاستطلاع، تم الحصول على الموافقة والدعم الأخلاقي من لجنة الأخلاقيات في جامعة قوفو العادية. لضمان خصوصية وسرية الطلاب، تم تنفيذ عدة تدابير. أولاً، تم إخفاء المعلومات الشخصية للطلاب، مع استخدام أرقام هوية الطلاب بدلاً من الأسماء الحقيقية في الاستبيان. ثانياً، تم تقديم ضمانات واضحة للمشاركين بأن أعضاء محددين من فريق البحث سيكون لديهم حق الوصول إلى البيانات المجمعة ومعالجتها. أخيراً، تم الالتزام الصارم بالتشريعات القانونية والإرشادات الأخلاقية طوال عملية البحث بأكملها.

تم تحديد حجم العينة للدراسة بناءً على إرشادات نمذجة المعادلات الهيكلية (SEM)، التي توصي بحجم عينة لا يقل عن عشرة أضعاف العدد الإجمالي للمتغيرات الملاحظة [53]. تماشيًا مع هذه التوصية، تم اختيار عينة من 717 مشاركًا، تتراوح أعمارهم بين 13 و14 عامًا، من مدرستين متوسطتين في مقاطعة جيانغسو، شرق الصين، في يناير 2024. تم اختيار المدرستين اللتين تم اختيارهما لهذه الدراسة، حيث تظهران تنوعًا من حيث خلفيات الطلاب، والأداء الأكاديمي، والوضع الاجتماعي والاقتصادي، مما يعكس الخصائص العامة للطلاب في المنطقة. تم اختيار المشاركين عشوائيًا من الصفين السابع والثامن.

تكون جمع البيانات من خطوتين متميزتين. أولاً، تم توزيع استبيانات ورقية مع شرح للدراسة. تم تشجيع الطلاب على المشاركة في الدراسة طواعية والتعبير عن أفكارهم بحرية. تم استبعاد الذين لم يقدموا موافقة مستنيرة أو فشلوا في إكمال الاستبيان من التحليل. تم جمع 717 استبيانًا صالحًا، مع معدل استجابة قدره . ثانياً، تم جمع إنجازات الطلاب الأكاديمية كجزء من الدراسة. على وجه التحديد، جمعت الدراسة الدرجات من الامتحانات النهائية في مواد اللغة الصينية والرياضيات واللغة الإنجليزية كمقياس لإنجازات المشاركين الأكاديمية، وتم مطابقة درجات الطلاب مع هوياتهم. لضمان القابلية للمقارنة وتسهيل التحليل عبر المواد المختلفة، تم توحيد الدرجات الإجمالية، التي تتراوح من 0 إلى 120. ثم تم استخدام هذه الدرجات الموحدة كمتغيرات رصد لإنجازات الأكاديمية.

“تم قياس العلاقات بين الأقران باستخدام مقياس علاقات الأقران الذي طوره وي [10]. يتكون هذا المقياس من 20 بندًا، مصنفة إلى ثلاثة أبعاد: العلاقة الشخصية (مثل: “زملائي في الصف جميعهم يستمتعون بكونهم معي.”)، المشاعر الاجتماعية (مثل: “عندما أكون مع زملائي في الصف، أشعر بسعادة كبيرة.”)، التفاعل الاتصالي (مثل: “إذا رأيت زملائي يشعرون بالانزعاج أو يبكون، سأقوم”)
“اذهب وقدم لهم الراحة.” تم استخدام مقياس ليكرت المكون من 5 نقاط، حيث تتراوح الدرجات من 1 إلى 5 مما يشير إلى “أوافق بشدة” إلى “أعارض بشدة”، مع الإشارة إلى أن الدرجات الأعلى تدل على علاقات أقران أفضل. يتمتع المقياس بموثوقية وصلاحية جيدة، وقد تم التحقق من ذلك من خلال أبحاث حديثة [54].

تم قياس دافع التعلم باستخدام مقياس دافع التعلم، الذي تم تطويره بواسطة أمالي وآخرون [55]، وتمت مراجعته لاحقًا بواسطة تشي وآخرون [56]. يتكون هذا المقياس من 30 عنصرًا، بما في ذلك مقياسين فرعيين للدافع الداخلي (مثل: “أستمتع بالتفكير بشكل مستقل لحل المشكلات الصعبة.”) والدافع الخارجي (مثل: “أهتم كثيرًا بكيفية رد فعل الآخرين على آرائي.”). يستخدم المقياس تصنيفًا من 4 نقاط، حيث تتراوح الدرجات من 1 إلى 4، تمثل “أعارض بشدة” إلى “أوافق بشدة”. أظهرت الدراسات موثوقية وصلاحية جيدة لهذا المقياس بين المراهقين الصينيين [49].

تم تقييم مشاركة التعلم من خلال المقياس المعدل من قبل فانغ وآخرون [57] استنادًا إلى مقياس مشاركة العمل في أوترخت – الطلاب (UWES-S) [58]. يتكون هذا المقياس من 17 عنصرًا، بما في ذلك ثلاثة أبعاد: الحيوية (مثل: “أشعر بالنشاط عند الدراسة.”), الالتزام (مثل: “عندما أدرس، أشعر أن الوقت يمر بسرعة.”), والانغماس (مثل: “أفخر بتعلمي.”). يستخدم المقياس تصنيفًا من 7 نقاط، تتراوح الدرجات من 1 إلى 7، تمثل “أبدًا” إلى “دائمًا”. أظهر المقياس موثوقية جيدة، تم التحقق منها من قبل آن وآخرون [49].

استنادًا إلى الأبحاث السابقة [4-7]، استخدمت هذه الدراسة درجات الامتحانات النهائية في اللغة الصينية والرياضيات واللغة الإنجليزية للصفين السابع والثامن خلال الفصل الدراسي الأول كمقاييس للإنجاز الأكاديمي. لوحظت علاقة كبيرة بين درجات هذه المواد الثلاث. بعد ذلك، تم توحيد درجات كل مادة، وتم حساب متوسط هذه الدرجات الموحدة كمؤشر عام للإنجاز الأكاديمي.

تم إجراء تحليل البيانات باستخدام برنامج Amos 24.0 و SPSS 24.0. في البداية، تم إجراء اختبار عامل هارمان الواحد لاستكشاف إمكانية وجود انحياز الطريقة المشتركة. بعد ذلك، تم إجراء تحليل وصفي لتقديم تصوير دقيق لخصائص العينة. ثم تم إجراء تحليل نمذجة المعادلات الهيكلية (SEM) لاختبار كل من نماذج القياس والبنية. تم تقييم نموذج القياس من خلال تحليل العوامل التأكيدية، بينما تم تقييم النموذج الهيكلي من خلال تحليل مؤشرات ملاءمة النموذج.

ومعاملات المسار. أخيرًا، تم تحديد دلالة التأثيرات الوسيطة باستخدام نهج التمهيد.

لتخفيف التحيز المحتمل الموجود في البيانات المبلغ عنها ذاتياً التي تم الحصول عليها من طلاب المدارس الإعدادية، تم إجراء اختبار عامل هارمان الواحد باستخدام SPSS 24.0 [59]. وفقًا لنتيجة الاختبار، أظهرت 11 عاملاً جذوراً مميزة تتجاوز 1، حيث كان العامل الأول يمثل من إجمالي التباين، الذي انخفض دون العتبة الحرجة لـ تشير هذه النتائج إلى أنه لم يكن هناك تباين مشترك كبير، مما يدل على أن موثوقية الدراسة وصلاحيتها لم تتأثر بشكل كبير.

تكونت العينة من 717 مشاركًا تم اختيارهم من مدرستين متوسطتين في شرق الصين. كان متوسط عمر المشاركين 13.49 عامًا. نطاق سنوات). كما هو موضح في الجدول 1، كانت العينة متوازنة من حيث الجنس، حيث شكل الذكور والإناث تمثل كانت توزيع الطلاب عبر الدرجات المختلفة كما يلي: في الصف السابع و في الصف الثامن. كانت الغالبية العظمى من الطلاب تقيم في المدن. فيما يتعلق بالمستوى التعليمي لآباء المشاركين، كان قد أكمل المدرسة الإعدادية أو أقل، قد حضر المدرسة الثانوية العليا أو المدرسة المهنية، كان قد التحق بالجامعة، و حضرت الجامعة. وبالمثل، بالنسبة لأمهات المشاركين، كان قد أكمل المدرسة الإعدادية أو أقل، قد حضر المدرسة الثانوية العليا

عاطفة تفاعل التواصل؛ الدافع الداخلي الدافع الخارجي؛ VG=الحيوية؛ DD=الإخلاص؛ AP=الانغماس
أو مدرسة مهنية، تخرج من الكليات، و كان قد حضر الجامعة.

النهج التقليدي لتقييم نموذج القياس يتضمن فحص موثوقيته وصلاحيته. في هذه الدراسة، تراوحت انحرافات 4 متغيرات بين -1.867 و 1.111، وتراوحت القيم العالية بين -0.351 و 3.512، مما يتوافق مع معايير التوزيع الطبيعي المقترحة من قبل هير وآخرون، مما يوفر أساسًا للتحليل اللاحق. يتم تقييم الموثوقية عادةً باستخدام ألفا كرونباخ، حيث تعتبر القيم من 0.80 إلى 0.89 مقبولة. يتم تقييم الصلاحية التوافقية من خلال تحميلات العوامل المعيارية، والموثوقية المركبة (CR)، ومتوسط التباين المستخرج (AVE)، حيث تعتبر القيم التي تتجاوز 0.5 مقبولة. يتم تقييم الصلاحية التمييزية من خلال مقارنة الجذر التربيعي لقيمة AVE مع قيمة معامل الارتباط بين البنى. من المتوقع عمومًا أن يتجاوز الجذر التربيعي لقيمة AVE قيمة معامل الارتباط.
تقدم الجدول 2 نتائج تحليل الموثوقية والصلاحية التوافقية. أظهر نموذج القياس موثوقية مقبولة، كما يتضح من معاملات ألفا كرونباخ التي تتراوح بين 0.839 و 0.961.

بالإضافة إلى ذلك، تراوحت تحميلات العوامل المعيارية بين 0.762 و 0.922، بينما تراوحت قيم الموثوقية المركبة (CR) ومتوسط التباين المستخرج (AVE) بين 0.835 و 0.937 ومن 0.678 إلى 0.832 على التوالي، مما يشير إلى صلاحية تقارب مقبولة. تُظهر الجدول 3 أن القيم الجذرية التربيعية لـ AVE لكل بناء كانت أكبر من قيم معامل الارتباط بين البنى الأخرى، مما يشير إلى صلاحية تمييز مقبولة.

تم تقييم النموذج الهيكلي باستخدام مؤشرات جودة الملاءمة ومعاملات المسار. اقترح جاكسون وآخرون أن النموذج الهيكلي يتناسب مع البيانات عندما تكون قيمة مؤشر جودة الملاءمة بين 1 و 3 لـ أكبر من 0.9 لـ GFI و AGFI و NFI و TLI و CFI، وأقل من 0.08 لـ SMSEA [64]. تعرض الجدول 4 مؤشرات الملاءمة التالية: ، ، . جميع القيم توافقت مع الحدود الموصى بها، مما يشير إلى ملاءمة جيدة للنموذج الهيكلي. بالإضافة إلى ذلك، أظهرت تحليل الحساسية أن حجم التأثير كان 0.49، مما يفي بالحد الأدنى المقترح من قبل كوهين [65] لاختبار إحصائي قوي مع حجم عينة يبلغ 717.

كما هو موضح في الجدول 5، كشفت النتائج عن وجود علاقة إيجابية وملحوظة بين العلاقات مع الأقران والإنجاز الأكاديمي. )، مما يوفر الدعم لـ H1. تم ملاحظة ارتباط كبير وإيجابي بين علاقات الأقران ودافع التعلم ( )، يتوافق مع H2. وُجد أن دافع التعلم له تأثير كبير وإيجابي على التحصيل الأكاديمي ( )، مما يدعم H3. أظهرت العلاقات بين الأقران تأثيرًا كبيرًا وإيجابيًا على الانخراط في التعلم ( )، مما يوفر الدعم لـ H5. كان للدافع التعليمي تأثير كبير وإيجابي على الانخراط في التعلم ( ، وبالتالي تم دعم H6. أظهر الانخراط في التعلم تأثيرًا كبيرًا وإيجابيًا على التحصيل الأكاديمي ( ، )، مما يوفر دعماً للفرضية H7. بشكل عام، دعمت البيانات التجريبية الاتجاهات المتوقعة لـ

ملاحظة: الجذر التربيعي لمتوسط التباين المستخرج لأربعة Constructs كامنة موضح في القطر، ومعامل الارتباط موضح في أسفل القطر.

H1 و H2 و H3 و H5 و H6 و H7، تشير إلى أهمية هذه العلاقات.

في هذه الدراسة، تم استخدام نمذجة المعادلات الهيكلية (SEM) كالتقنية الإحصائية لفحص تأثير التحفيز على التعلم والانخراط في التعلم كوسيط. تعتبر SEM أكثر ملاءمة لفحص الوساطة. لتحديد فترات الثقة لتأثيرات الوساطة في SEM، تم استخدام طريقة البوتستراب. بشكل محدد، يعتبر تأثير الوساطة ذا دلالة إحصائية عندما يكون

ملاحظة: PR=علاقة الأقران، AA=التحصيل الأكاديمي، LM=دافع التعلم، LE=الانخراط في التعلم
فترات الثقة المصححة من التحيز ( ف interval الثقة المصحح للانحياز) لا يتضمن 0، وt يتجاوز 1.96 [68]. تم استخدام برنامج أموس 24.0 لتحليل البيانات. في هذا التحليل، تم اعتبار الإنجاز الأكاديمي كمتغير تابع، بينما تم التعامل مع العلاقة بين الأقران كمتغير مستقل. بالإضافة إلى ذلك، تم اعتبار دافع التعلم والانخراط في التعلم كمتغيرات وسيطة. لتعزيز موثوقية نتائجنا، تم استخدام حجم إعادة عينة bootstrap قدره 5000، وتم تعيين مستوى فترة الثقة المصححة للانحياز على .

تشير النتائج الموضحة في الجدول 6 إلى الأهمية الإحصائية للتأثير الكلي والتأثير المباشر لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي. كان التأثير الكلي لعلاقات الأقران على التحصيل الأكاديمي 2.510. فترة الثقة المصححة للانحياز [1.745، 3.309]، )، بينما كان التأثير المباشر 1.313 ( ، فترة الثقة المصححة للانحياز [0.487، 2.178]، ). علاوة على ذلك، كشفت التحليلات عن تأثيرات غير مباشرة كبيرة في ثلاثة مسارات. مسار العلاقات مع الأقران دافع التعلم الانخراط في التعلم كان للإنجاز الأكاديمي تأثير غير مباشر قدره 0.191 فترة الثقة المصححة للانحياز مسار العلاقات بين الأقران دافع التعلم كان لتفاعل التعلم تأثير غير مباشر قدره 0.713 فترة الثقة المصححة للانحياز [0.193، 1.326]، ). أخيرًا، مسار العلاقات بين الأقران الانخراط في التعلم كان للإنجاز الأكاديمي تأثير غير مباشر قدره 0.293 95% فترة الثقة المصححة للانحياز [ ], تشير هذه النتائج إلى أن التأثيرات الثلاثة الوسيطة كانت جميعها ذات دلالة إحصائية، مما يوفر دعماً لـ ، و H 9 .

بالإضافة إلى ذلك، تم فحص نسبة التأثير غير المباشر لدافع التعلم وانخراط التعلم كوسيطين جزئيين. كما هو موضح في الجدول 6، من بين الثلاثة وسطاء غير مباشرين المهمين، التأثير غير المباشر
تأثير دافع التعلم يمثل من إجمالي التأثير غير المباشر، بينما يمثل التأثير غير المباشر لمشاركة التعلم من إجمالي التأثير غير المباشر. بالإضافة إلى ذلك، يمثل التأثير غير المباشر لدافع الكسب ومشاركة التعلم من التأثير غير المباشر الكلي. المسار “علاقات الأقران” دافع التعلم أظهرت “الإنجاز الأكاديمي” أقوى تأثير. المسارات المحددة لعلاقة الأقران التي تؤثر على الإنجاز الأكاديمي من خلال دافع التعلم ومشاركة التعلم موضحة بالتفصيل في الشكل 2.

هدفت هذه الدراسة إلى فحص التأثيرات التفاعلية لعلاقات الأقران، ودافع التعلم، والانخراط في التعلم، والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية. بالإضافة إلى ذلك، سعت الدراسة إلى التحقيق في الأدوار الوسيطة المحتملة لدافع التعلم والانخراط في التعلم في العلاقة بين علاقات الأقران والإنجاز الأكاديمي ضمن هذا السياق المحدد. أظهرت الدراسة بشكل مؤقت قابلية تطبيق SSMMD في تفسير العوامل المؤثرة على الإنجاز الأكاديمي في بيئات المدارس الإعدادية. يتم تقديم نتائج الدراسة أدناه.

أظهرت نتائج الدراسة وجود ارتباط مباشر وإيجابي بين العلاقات بين الأقران والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية. لا تؤكد هذه النتيجة فقط نتائج البحث لجاكوبسون وبوردسال [27]، وتلك لجالياردو وآخرين [11]، التي تظهر وجود علاقة إيجابية بين العلاقات بين الأقران والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس المتوسطة، بل تعكس أيضًا الفكرة التي قدمها إسكالانتي وآخرون [69] بأن الإنجاز الأكاديمي يتأثر بمناخ المدرسة، الذي تعد العلاقات بين الأقران العنصر السائد فيه.

يمكن عزو هذه النتيجة إلى الفكرة القائلة بأن طلاب المدارس الإعدادية في الصين الذين يتمتعون بعلاقات أقران أقوى داخل بيئة مدرستهم قد يتلقون دعماً أكبر في مساعيهم التعليمية. قد يساعد هذا الدعم المتزايد في تخفيف الضغط المرتبط بالتعلم، وزيادة مستويات ثقتهم بأنفسهم، وتعزيز احترامهم لذاتهم، مما يسهم في تحسين الأداء الأكاديمي [26]. بالإضافة إلى ذلك، من الجدير بالذكر أن تأثير الأقران له تأثير كبير على تشكيل سلوك الطلاب الأكاديمي. على سبيل المثال، قد يلاحظ الطلاب سلوك أقرانهم المنظم ذاتياً واجتهادهم ويميلون إلى تقليدهم، وبالتالي اعتماد عادات واستراتيجيات دراسة مماثلة [70]. توضح هذه الدراسة أيضاً أن علاقات الأقران هي عامل تنبؤي للإنجاز الأكاديمي.

أشارت نتائج الدراسة إلى أن دافع التعلم كان له دور وسيط جزئي في العلاقة بين العلاقات مع الأقران والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس المتوسطة في الصين. يبني هذا الاكتشاف على الأبحاث السابقة التي أجراها وينتزل، حيث يوضح بشكل أكبر الدور الوسيط لدافع التعلم كوسيط بين العلاقات مع الأقران والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية. يمكن تفسير هذه النتيجة من خلال الاعتماد المتزايد على الأقران للحصول على الدعم والإرشاد، خاصة بعد الانتقال إلى المدرسة الإعدادية. في الثقافة الصينية، حيث يتم التأكيد على القيم الجماعية والتناغم الاجتماعي، تعتبر العلاقات مع الأقران مصدرًا حيويًا للدعم والإرشاد للطلاب. تؤثر هذه التفاعلات المتزايدة مع الأقران بشكل إيجابي على مواقفهم تجاه التعلم وقيمهم الشخصية. وبالتالي، فإن هذا التأثير الإيجابي على مواقف التعلم والقيم الشخصية يساهم في تعزيز دافع التعلم، مما يؤدي في النهاية إلى تحسين الإنجازات الأكاديمية بين طلاب المدارس الإعدادية. بالإضافة إلى ذلك، أشارت نتائج الدراسة إلى أن دور دافع التعلم كوسيط كان الأكثر قوة، مما يدعم الفكرة القائلة بأن الدافع هو مساهم أكثر أهمية في الإنجاز الأكاديمي. توفر هذه النتيجة مزيدًا من الأدلة على الدور الكبير لدافع التعلم في الوساطة.
العلاقة بين العلاقات الزملائية والتحصيل الأكاديمي لطلاب المرحلة المتوسطة.
أظهرت نتائج الدراسة أن الانخراط في التعلم كان له دور وسيط جزئي في العلاقة بين العلاقات مع الأقران والتحصيل الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية. وهذا يشير إلى أن مستوى عالٍ من الانخراط في التعلم يمكن أن يساعد في توضيح سبب ميل طلاب المدارس الإعدادية الذين يطورون علاقات إيجابية مع أقرانهم إلى إظهار أداء أكاديمي محسّن. عندما تكون لدى الطلاب علاقات إيجابية مع أقرانهم، ينعكس انخراطهم المتزايد في التعلم في مشاركتهم النشطة في الصف، ورغبتهم في إكمال الواجبات، وسعيهم النشط للحصول على فرص تعلم إضافية، مما يؤدي في النهاية إلى تحسين التحصيل الأكاديمي. تتماشى هذه النتيجة مع الأبحاث السابقة، التي تفترض أن الانخراط في التعلم هو عامل محوري يربط بين العلاقات مع الأقران والتحصيل الأكاديمي لطلاب المدارس الإعدادية. ستساعد الروابط التي يشكلها المراهقون مع أقرانهم في زيادة المشاركة في العملية التعليمية، مما سيؤدي بدوره إلى تحسين الأداء الأكاديمي. وقد قدمت هذه النتيجة مزيدًا من الأدلة على أن الانخراط في التعلم يلعب دورًا مهمًا في الربط بين العلاقات مع الأقران والتحصيل الأكاديمي.
كشفت الدراسة أيضًا أن دافع التعلم والانخراط في التعلم لعبا دور الوساطة المتسلسل في العلاقة بين العلاقات الزملائية والإنجاز الأكاديمي، وهو أحد أكثر الاستنتاجات إثارة للدهشة التي تم التوصل إليها من التحقيق. تتماشى هذه النتيجة مع نموذج النظام الذاتي لتطوير الدافع [20]، الذي يقترح أن التفاعلات الإيجابية والدعم من الأقران يساهمان في تطوير دافع التعلم لدى الأفراد. هذا الدافع، بدوره، يؤثر على مستوى انخراطهم في التعلم، مما يؤدي إلى تحسين الإنجاز الأكاديمي. علاوة على ذلك، كشفت الدراسة أن دافع التعلم لدى طلاب المدارس الإعدادية ساهم بشكل أقل في مستوى انخراطهم في التعلم. ) من علاقاتهم مع أقرانهم ( ). وهذا يشير إلى أن المصدر الرئيسي لمشاركة الطلاب في التعلم في المدارس الإعدادية
كان الدافع للتعلم، لأن الدافع يلعب دورًا حاسمًا في تحفيز اهتمامهم وجهودهم واستمرارهم في المهام الأكاديمية [49].

تحتوي هذه الدراسة على دلالات نظرية هامة. أولاً، تؤكد على التفاعل المعقد بين علاقات الأقران، الدافع للتعلم، الانخراط في التعلم، والإنجاز الأكاديمي. هذا يوسع فهمنا للآليات الأساسية التي تربط هذه المتغيرات معًا. ثانيًا، توفر دعمًا تجريبيًا لنموذج النظام الذاتي لتطوير الدافع، الذي يقترح أن علاقات الأقران لها تأثير غير مباشر على الإنجاز الأكاديمي من خلال الأدوار الوسيطة للدافع للتعلم والانخراط في التعلم. هذا يبرز أهمية العوامل الاجتماعية في تشكيل دافع الطلاب وانخراطهم في عملية التعلم.

تحمل هذه الدراسة تداعيات عملية للمربين. أولاً، يجب أن تكون تعزيز العلاقات الإيجابية بين الأقران أولوية في البيئات التعليمية. يجب على المعلمين تنفيذ استراتيجيات لتعزيز بيئة صفية داعمة وخارجية، مثل برامج الإرشاد بين الأقران أو أنشطة التعلم التعاوني. بالإضافة إلى ذلك، يجب على المعلمين خلق بيئة صفية شاملة وداخلية تقدر التنوع وتعزز الاحترام والتعاطف والتعاون. من خلال تعزيز التفاعلات الإيجابية بين الطلاب، يمكن أن تتأثر دافعية الأفراد ومشاركتهم بشكل إيجابي، مما يؤدي إلى تحسين التحصيل الأكاديمي. ثانياً، يجب تنفيذ تدخلات تستهدف دافعية التعلم ومشاركة التعلم. فيما يتعلق بدافعية التعلم، يجب على المعلمين تشجيع الطلاب على المشاركة في أنشطة حل المشكلات التي تربط التعلم بحياة الطلاب وتجاربهم، وتحفيز الطلاب على مواجهة التحديات وحل المشكلات. علاوة على ذلك، يجب على المعلمين تقديم ملاحظات بناءة وفي الوقت المناسب تساعد الطلاب على متابعة تقدمهم في التعلم وتعديل استراتيجياتهم وفقًا لذلك لتعزيز شعور الطلاب بالدافعية الذاتية. بالإضافة إلى ذلك، يجب على المعلمين فهم الضغوط التي يواجهها الطلاب في عملية التعلم وتقديم الدعم والاستراتيجيات المناسبة، مثل تقديم مواعيد نهائية مرنة وتوفير مهام بديلة. لتعزيز مشاركة التعلم، يجب على المعلمين السعي لفهم أعمق لاحتياجات المراهقين واستخدام التكتيكات والمهارات التي تعزز التزامهم بالتعلم من خلال أنشطة صفية ذات مغزى. بالإضافة إلى ذلك، يجب تقديم الدعم العاطفي للمساعدة في منع إرهاق التعلم وتعزيز موقف إيجابي تجاه عملية التعلم.

تساهم هذه الدراسة في الأدبيات بطريقتين. أولاً، تحقق في العلاقات المعقدة بين علاقات الأقران، ودافع التعلم، والتعلم
الارتباط، والإنجاز الأكاديمي باستخدام نموذج النظام الذاتي للتطوير التحفيزي، والذي قد يوفر رؤى للبحوث المستقبلية في دول أخرى. ثانياً، يستكشف الآلية الوسيطة بين علاقات الأقران وإنجاز الطلاب في المدارس الإعدادية من خلال فحص أدوار الدافع للتعلم والانخراط في التعلم. يمكن أن تُثري هذه النظرة الجديدة فهمنا للرابط بين علاقات الأقران والإنجاز الأكاديمي بين طلاب المدارس الإعدادية.

هناك بعض القيود التي يجب الاعتراف بها. أولاً، تم إجراء الدراسة بطريقة مقطعية، مما يجعل من الصعب إقامة علاقة سببية بين المتغيرات. لذلك، هناك حاجة إلى أبحاث طولية مستقبلية للتحقيق في العلاقة بين العلاقات الأقران والإنجاز الأكاديمي بشكل أكثر حسمًا. ثانيًا، أجريت هذه الدراسة في سياق بيئة التعلم الموجهة للاختبارات في الصين، مما قد يحد من إمكانية تعميم النتائج على بيئات تعليمية أخرى. لتعزيز الصلاحية الخارجية للدراسة، يجب إجراء أبحاث مستقبلية في دول مختلفة. ثالثًا، لم تأخذ الدراسة في الاعتبار العوامل المربكة المحتملة مثل الضغط الأكاديمي والتقييم الذاتي، والتي قد تؤثر أيضًا على الإنجاز الأكاديمي. يجب أن تأخذ الأبحاث المستقبلية هذه العوامل في الاعتبار ضمن إطار نظري شامل. أخيرًا، بخلاف الإنجاز الأكاديمي، كانت جميع المتغيرات الأخرى مُبلغ عنها ذاتيًا من قبل المشاركين، مما قد يقدم تحيزًا محتملاً. يمكن أن تستفيد الدراسات المستقبلية من دمج بيانات الملاحظة من الآباء والمعلمين وزملاء الدراسة لتوفير منظور أكثر موضوعية.

صمم YS الدراسة، وأجرى التحليل الإحصائي، وساهم في كتابة المخطوطة. كما ساهم QL في كتابة المخطوطة. أشرف SK على جميع جوانب تنفيذ الدراسة، وراجع المخطوطة. قام CZ بتدقيق التعبير باللغة الإنجليزية وراجع المخطوطة. جمع RL البيانات وأجرى التحليل الإحصائي. قرأ جميع المؤلفين ووافقوا على المخطوطة النهائية.

تم دعم هذا العمل من قبل برنامج البحث في تعليم اللغة الصينية الدولية [رقم المنحة 23YH82C].

البيانات التي تم إنشاؤها و/أو تحليلها خلال الدراسة الحالية غير متاحة للجمهور بسبب قضايا أخلاقية، ولكن يمكن الحصول عليها من المؤلف المراسل عند الطلب المعقول.

هذه المخطوطة ليست قيد المراجعة في مكان آخر ولم يتم نشر النتائج سابقًا أو قبولها للنشر. هذه المخطوطة قد تم
تمت الموافقة عليها من قبل جميع المؤلفين. تم تنفيذ جميع الطرق وفقًا للإرشادات واللوائح ذات الصلة. تم اعتماد الاستبيان والمنهجية لهذه الدراسة من قبل لجنة الأخلاقيات البحثية في كلية التربية بجامعة قوفو العادية قبل جمع البيانات.

غير قابل للتطبيق.

يعلن المؤلفون عدم وجود مصالح متنافسة.

تم الحصول على الموافقة المستنيرة من جميع المشاركين الذين شملهم الدراسة. وقد قدم أولياء أمورهم موافقتهم المستنيرة الكتابية للمشاركة في هذه الدراسة.

نُشر على الإنترنت: 16 مايو 2024

Publisher’s Note
Springer Nature remains neutral with regard to jurisdictional claims in published maps and institutional affiliations.

Keywords Peer relationship, Learning motivation, Learning engagement, Academic achievement, Junior high school students

Academic achievement is a multifaceted construct that can be defined in broad and narrow aspects. Marsh and McCallum defined it broadly as the extent to which students achieve the objectives or goals of their educational institution or program [1]. In contrast, Hattie defined it narrowly as the progress that students make in their academic studies, demonstrated through their performance on tests, exams, and other assessments [2]. Many researchers have adopted the narrow definition, focusing on test scores in specific subjects [3-5]. In China, academic achievement is often measured by test scores in Chinese, Math, and English [6, 7]. Therefore, academic achievement in this study refers to students’ test scores in these subjects. Academic achievement holds substantial importance not only for students’ future prospects but also serves as a critical indicator for evaluating the effectiveness of national educational systems [8].

Peer relationships have been recognized as influential factors in adolescents’ academic achievement [9]. Peer relationships refer to the social interactions and connections that individuals establish with their peers, including interpersonal relationship, social emotion, communication interaction [10]. They can have a profound impact on students’ academic outcomes, as peers can serve as sources of both positive and negative influence. Positive peer relationships have been associated with higher levels of academic achievement, while negative peer relationships can hinder students’ academic progress [11].

Learning motivation and learning engagement are two psychological constructs that have been extensively studied in relation to academic achievement [12]. Learning motivation encompasses the internal drive and inclination to participate in learning activities, which can be classified into two main categories: intrinsic motivation and extrinsic motivation [13]. Intrinsic motivation stems from personal interest, curiosity, and the inherent satisfaction derived from the learning process itself, while extrinsic motivation is driven by external factors such as rewards, grades, or social recognition [14]. Learning engagement encompasses the active involvement, effort, and persistence that individuals exhibit during the learning process, categorized into three components: vigor, dedication, and absorption [15]. Vigor is often used to describe an individual’s level of enthusiasm, engagement, and persistence in their studies. Dedication refers to an individual’s commitment and devotion to their academic pursuits. Absorption refers to an individual’s deep focus and concentration on what is studied [16]. Both learning motivation and learning engagement have been found to exhibit a positive correlation with academic achievement. For example, Wentzel suggested that learning motivation plays a positive role in academic achievement [17]. Similarly, Li et al. observed a noteworthy positive association
between academic motivation and mathematics achievement among junior high school students [18]. Liem and Martin posited that school engagement has a positive impact on academic performance [19]. The findings highlight the importance of considering both learning motivation and learning engagement in understanding academic achievement.

Despite scholars proposing the influence of these factors on academic achievement, the specific mechanisms through which peer relationships influence academic achievement via learning motivation and learning engagement remain underexplored. To address this research gap, the primary objective of the current study is to investigate the interactive effects of peer relationships, learning motivation, and learning engagement on academic achievement, thereby providing a holistic comprehension of the interplay between these factors. Furthermore, this study endeavors to examine the chain mediating roles of learning motivation and learning engagement in the association between peer relationships and academic achievement among junior high school students. By examining these mediating pathways, this study seeks to elucidate the underlying mechanisms by which peer relationships impact academic outcomes. This study differs from those in investigating the chain mediating roles of learning motivation and learning engagement in the association between peer relationships and academic achievement within a unified conceptual framework, contributing to a deeper understanding of the factors that shape students’ academic success.

The self-system model of motivational development (SSMMD) serves as a conceptual framework for this study. Proposed by Connell and Wellborn [20] and supported by Skinner et al. [21], the SSMMD is rooted in the self-determination theory [22] and emphasizes the importance of individuals’ intrinsic motivation and psychological needs for autonomy, competence, and relatedness [23]. The SSMMD comprises four interconnected components: social context, self-system, action, and developmental results. The social context, consisting of peers, teachers, and parents, shapes an individual’s selfsystem. It is within this social context that an individual’s self-beliefs, motivation, and engagement in activities are developed. The self-system, as a relatively stable personal resource, is influenced by long-term interactions with the surrounding context and can effectively predict the level of involvement in activities. This level of involvement, in turn, directly influences various aspects of an individual’s development, including behavior and academic performance [24]. The SSMMD presents a linear developmental pathway, where the social context influences the self-system, which then influences actions and subsequently developmental outcomes. In this study, we utilize the SSMMD framework to explore the relationship
between peer relationships, learning motivation, learning engagement, and academic achievement. The relationship between the four variables and SSMMD can be elaborated as follows: Peer relationships, as a component of the social context, shapes an individual’s self-beliefs, which significantly influences their learning motivation. Students who possess higher levels of learning motivation are more likely to get active engagement in learning activities (as a component of the action), and impact their academic achievement positively (as a developmental outcome) [25]. Based on this model, this study hypothesizes that peer relationships (as a social context factor) may influence adolescents’ learning motivation (as a self-system factor), which in turn affects their learning engagement (as individual action), ultimately resulting in a positive impact on academic achievement (as developmental outcomes). This theoretical model in the study is visually represented in Fig. 1.

Previous research has consistently demonstrated the positive influence of peer relationships on academic achievement [26]. Several studies have examined the positive impact of peer relationships on overall academic achievement. For instance, Wentzel noted that peers’ support in homework was positively related to academic achievement [17]. Jacobson and Burdsal found that positive peer influence in middle schools predicted higher academic achievement [27]. In a longitudinal study, Gallardo et al. (2016) demonstrated the positive influence of peer relationships on mid-adolescents’ academic achievement [11]. Additionally, research has investigated the positive effects of peer relationships on academic achievement in specific subjects. For example, Li et al. reported a significantly positive effect of peer relationships on the mathematics achievement of junior high school students [18]. Li et al. (2020) identified a significantly positive connection between peer relationships and science literacy
among 596 ethnic minority junior school students in China [28]. Moreover, previous studies have suggested that the positive impact of peer relationships on academic achievement increases with grade level [29] and that same-gender peer relationships are particularly important in predicting academic achievement [19]. Overall, these findings emphasize the critical role of positive peer relationships in academic achievement, highlighting that adolescents who cultivate supportive relationships with their peers are more inclined to achieve success in their academic pursuits. On the basis of this, the following hypothesis is proposed.
H1: Peer relationships are positively correlated with academic achievement.

Peer relationships have been demonstrated to have a significant influence on learning motivation [11]. Positive peer relationships can enhance students’ motivation in learning by providing support, encouragement, and a sense of belonging. For example, Li et al. have indicated that positive peer relationships could encourage students to strive towards predetermined learning goals [30]. Similarly, Kuo et al. have shown that regular peer interaction could increase students’ motivation and interest in learning [31]. Wentzel et al. conducted a questionnaire survey involving 240 participants, and found that adolescents who receive positive support from their peers are more prone to exhibit higher levels of motivation [32]. In a study by Huangfu et al. it was observed that peer support in the context of chemistry education had a significant positive impact on students’ continuing motivation in chemistry [33]. Conversely, negative peer relationships can lead to decreased motivation. For instance, Juvonen and Graham found that students who experienced bullying, as a form of negative peer relationship, reported lower levels of motivation to engage in academic tasks [34]. Similarly, Wentzel et al. revealed that peer rejection,

as another form of negative peer relationship, was associated with lower levels of intrinsic motivation in students [35]. These finding underscore the crucial role of peer relationships in influencing students’ motivation in specific academic domains.

Furthermore, learning motivation has been found to have a positive correlation with academic achievement [36]. Students who possess high levels of motivation to learn tend to excel in classroom activities, put forth great effort to complete their learning assignments, and achieve their academic achievement [37]. Researchers have demonstrated that learning motivation, as a potential mechanism is associated with perceived academic achievement [38]. Moreover, intrinsic motivation has been found to have a positive correlation with students’ grades, while extrinsic motivation shows a negative association with academic outcomes [39]. In addition, researchers have shown that learning motivation exerts both direct and indirect influences on students’ academic achievement through learning activities [40]. Peer interactions have also been emphasized as influential factors in adolescent learning motivation and subsequent learning outcomes [41]. Li et al. highlighted the mediating role of learning motivation in the relationship between peer relationships and mathematics achievement [18]. Although the study focused on Zhuang ethnic minority students in China and limited the academic achievement to mathematics, it provides valuable insights and direction for the mediation hypothesis in this research. Based on these findings, the following assumptions are proposed:

H2: Peer relationships are positively correlated with learning motivation.

H3: Learning motivation is positively correlated with academic achievement.

H4: Learning motivation mediates the association between peer relationships and junior high school students’ academic achievement.

Research has consistently shown that peer relationships have an impact on students’ learning engagement [42]. For instance, Kiefer et al. have proposed that peer support may help middle school students improve their learning engagement [43]. Besides, Research has demonstrated that both academic and emotional support from peers can enhance students’ learning engagement [44]. Lee et al. have claimed that peer interaction can help students sustain their engagement in e-learning [45]. In addition, Yuan and Kim have suggested that peer appraisal in peer interactions can affect teenagers’ cognitive and emotional involvement [46].

Learning engagement is considered to be an important factor that affects students’ academic achievement [12]. High levels of learning engagement allow students
to devote more time to learning activities and ultimately achieve better academic outcomes [47]. Liem and Martin found that active participation and investment in learning activities positively predict academic success [19]. Wang et al. further supported this by demonstrating that higher levels of classroom engagement are associated with better academic performance [4]. Additionally, Saqr et al. highlighted the longitudinal effects of engagement, showing that sustained high levels of engagement lead to improved academic outcomes over time [48]. Taken together, these recent studies underscore the critical role of student engagement in fostering academic achievement.

Learning motivation has been demonstrated to have a significant impact on students’ engagement in learning activities [49]. When students are motivated to learn, they are more likely to set ambitious goals and actively participate in their learning activities [50]. Research has consistently found a positive relationship between learning motivation and engagement [25, 41]. For instance, a study by Froiland and Worrell explored the role of motivation in student engagement and found that intrinsic motivation, which stems from personal interest and enjoyment, was positively associated with higher levels of engagement [51]. Similarly, a study by Huang and Yang highlighted the importance of learning motivation, where students feel a sense of desire and enjoyment in their learning, in promoting engagement [52]. The self-system model of motivational development suggests that social contexts, including interactions with peers, can impact students’ self-systems, such as their motivation and self-efficacy in learning. When students’ self-systems, including learning motivation, are strengthened, they are more likely to engage in learning activities, leading to improved academic outcomes, such as academic achievement. Therefore, based on the aforementioned research, it is postulated that peer relationships can promote academic achievement by enhancing students’ motivation and engagement in learning activities. Hypotheses were derived from the aforesaid analysis:

H5: Peer relationships are positively correlated with learning engagement.

H6: Learning motivation is positively correlated with learning engagement.

H7: Learning engagement is positively correlated with academic achievement.

H8: Learning engagement mediates the association between peer relationships and junior high school students’ academic achievement.

H9: Learning motivation and learning engagement play a chain mediating role in the association between peer relationships and junior high school students’ academic achievement.

Prior to conducting the survey, ethical approval and support were obtained from the Ethics Committee of Qufu Normal University. To ensure the privacy and confidentiality of the students, several measures were implemented. Firstly, the personal identification information of the students was anonymized, with the utilization of student ID numbers instead of real names on the questionnaire. Secondly, explicit assurances were provided to the participants that designated members of the research team would have access to and process the collected data. Lastly, strict adherence to legal regulations and ethical guidelines was maintained throughout the entire research process.

The sample size for the study was determined based on the guidelines of Structural Equation Modeling (SEM), which recommend a sample size of at least ten times the total number of observed variables [53]. Consistent with this recommendation, a sample of 717 participants, aged 13-14 years old, was drawn from two middle schools in Jiangsu province, Eastern China, in January 2024. The two schools selected for this study, in that they exhibit diversity in terms of student backgrounds, academic performance, and socio-economic status, reflecting the overall characteristics of students in the region. The participants were randomly chosen from Grades 7 and 8 .

Data collection consisted of two distinct steps. Firstly, paper questionnaires were distributed with an explanation of the study. Students were encouraged to participate in the study voluntarily and express their ideas freely. Those who did not provide informed consent or failed to complete the questionnaire were excluded from the analysis. Totally, 717 valid questionnaires were collected, with a response rate of . Secondly, the students’ academic achievement was also collected as part of the study. Specifically, the study collected scores from the final exams in the subjects of Chinese, math, and English as a measure of participants’ academic achievement, and matched the students’ grades with their IDs. To ensure comparability and facilitate analysis across different subjects, the overall scores, ranging from 0 to 120 were standardized. These standardized scores were then utilized as the observational variables of academic achievement.

Peer relationships were measured by the Peer Relationship Scale developed by Wei [10]. This scale comprises 20 items, categorized into three dimensions: interpersonal relationship (e.g., “My classmates all enjoy being with me.”), social emotions (e.g., “When I am with my classmates, I feel very happy.”), communication interaction (e.g., “If I see my classmates feeling upset or crying, I will
go comfort them.”). The 5 -point Likert scale was used, with scores ranging from 1 to 5 indicating “strongly disagree” to “strongly agree”, with higher scores indicating higher peer relationships. The scale has good reliability and validity, which has been validated by recent research [54].

Learning motivation was measured by the Learning Motivation Scale, developed by Amabile et al. [55], and later revised by Chi et al. [56]. This scale comprises 30 items, including two subscales for intrinsic motivation (e.g., “I enjoy independently thinking to solve difficult problems.”) and extrinsic motivation (e.g., “I care a lot about how others react to my opinions.”). The scale uses a 4 -point rating, with scores ranging from 1 to 4 , representing “strongly disagree” to “strongly agree”. Studies have demonstrated good reliability and validity of this scale among Chinese adolescents [49].

Learning engagement was assessed by the scale revised by Fang et al. [57] based on the Utrecht Work Engagement Scale-Student (UWES-S) [58]. This scale comprises 17 items, including three dimensions: vigor (e.g., “I feel energized when studying.”), dedication (e.g., “When I study, I feel time flying.”), and absorption (e.g., “I take pride in my learning.”). The scale uses a 7-point rating, with scores ranging from 1 to 7 , representing “Never” to “Always”. The scale demonstrated good reliability, which has been validated by An et al. [49]

Based on previous research [4-7], this study employed the final exam scores in Chinese, Mathematics, and English for grades 7 and 8 during the first semester as measures of academic achievement. A significant correlation was observed among the scores of these three subjects. Subsequently, the scores for each subject were standardized, and the average of these standardized scores was calculated as the overall indicator of academic achievement.

Data analysis was conducted using Amos 24.0 and SPSS 24.0. Initially, the Harman single-factor test was performed to explore the possibility of common method bias. Subsequently, descriptive analysis was carried out to provide an accurate portrayal of the sample’s characteristics. Then, a structural equation modeling (SEM) analysis was conducted to test both the measurement and structural models. The measurement model was assessed through confirmatory factor analysis, while the structural model was evaluated by analyzing goodness-of-fit indices

and path coefficients. Lastly, the significance of mediating effects was determined using the bootstrapping approach.

To mitigate potential bias inherent in self-reported data obtained from junior high school students, the Harman single-factor test was conducted using SPSS 24.0 [59]. According to the test result, 11 factors exhibited characteristic roots exceeding 1, with the first factor accounting for of the total variance, which fell below the critical threshold of [60]. These findings suggest that no significant common method variance was present, indicating that the study’s reliability and validity were not substantially impacted.

The sample was composed of 717 participants selected from two middle schools in eastern China. The average age of participants was 13.49 years ( , range years). As indicated in Table 1, the sample was gender-balanced, with males accounting for and females accounting for . The distribution of students across different grades was as follows: in Grade Seven and in Grade Eight. The majority of students resided in towns. Regarding the educational level of the participants’ fathers, had completed junior high school or below, had attended senior high school or vocational school, had attended college, and had attended university. Similarly, for the participants’ mothers, had completed junior high school or below, had attended senior high school

emotion; communication interaction; intrinsic motivation; extrinsic motivation; VG=vigor; DD=dedication; AP=absorption
or vocational school, had graduated from colleges, and had attended university.

The conventional approach to assessing a measurement model involves examining its reliability and validity [53]. In this study, the skewness of the 4 variables ranged from -1.867 to 1.111 , and the kurtosis ranged from -0.351 to 3.512, which conforms to the normal distribution standards proposed by Hair et al. [61], providing a basis for the subsequent analysis. Reliability is commonly evaluated using Cronbach’s alpha, with coefficients from 0.80 to 0.89 considered acceptable. Convergent validity is evaluated through standardized factor loadings, composite reliability (CR), and average variance extracted (AVE), where values exceeding 0.5 are deemed acceptable [62]. Discriminant validity is assessed by comparing the square root value of AVE with the correlation coefficient value between constructs. It is generally expected that the square root value of AVE will exceed the correlation coefficient value [63].
Table 2 presents the results of the reliability and convergent validity analysis. The measurement model demonstrated acceptable reliability, as indicated by Cronbach’s alpha coefficients ranging from 0.839 to 0.961 .

Additionally, the standardized factor loadings ranged from 0.762 to 0.922 , while the composite reliability (CR) and average variance extracted (AVE) values ranged from 0.835 to 0.937 and from 0.678 to 0.832 , respectively, indicating acceptable convergent validity. Table 3 shows that the square root values of AVE for each construct were larger than the correlation coefficient values between the other constructs, indicating acceptable discriminant validity.

The structural model was evaluated using the goodness-of-fit indices and path coefficients. Jackson et al. have suggested that a structural model fits the data when the goodness-of-fit index is between 1 and 3 for , greater than 0.9 for GFI, AGFI, NFI, TLI, and CFI, less than 0.08 for SMSEA [64]. Table 4 displays the following fit indices: , , . All the values met the recommended thresholds, indicating a good fit for the structural model. Additionally, sensitivity analysis indicated that the effect size was 0.49 , meeting the threshold proposed by Cohen [65] for a strong statistical test with a sample size of 717.

As depicted in Table 5, the results revealed a significant and positive association between peer relationships and academic achievement ( ), providing support for H1. A significant and positive correlation was observed between peer relationships and learning motivation ( ), conforming H2. Learning motivation was found to have a significant and positive impact on academic achievement ( ), thus supporting H3. Peer relationships exhibited a significant and positive influence on learning engagement ( ), providing support for H5. Learning motivation had a significant and positive effect on learning engagement ( ), thus H6 was supported. Learning engagement demonstrated a significant and positive impact on academic achievement ( , ), providing support for hypothesis H7. Overall, the empirical data supported the expected directions of

Note The square root of the AVE of four latent constructs is given in the diagonal, and the correlation coefficient is given on the below diagonal

H1, H2, H3, H5, H6, and H7, indicating the significance of these relationships.

In this study, Structural Equation Modeling (SEM) was employed as the statistical technique to examine the mediating effect of learning motivation and learning engagement. SEM is considered more appropriate for examining mediation [66]. To determine the confidence intervals for the mediation effects in SEM, the bootstrap method was utilized [67]. Specifically, a mediating effect is considered statistically significant when the

Note: PR=Peer Relationship, AA=academic achievement, LM=Learning Motivation, LE=learning engagement
bias-corrected confidence intervals ( bias-corrected CI)does not include 0, and t exceeds 1.96 [68]. For data analysis, Amos 24.0 software was utilized. In this analysis, academic accomplishment was considered as the dependent variable, while peer relationship was treated as the independent variable. Additionally, learning motivation and learning engagement were regarded as mediating variables. To enhance the reliability of our results, a bootstrap resample size of 5000 was utilized, and the bias-corrected confidence interval level was set at .

The results indicated in Table 6 demonstrate the statistical significance of the total effect and direct effect of peer relationships on academic achievement. The total effect of peer relationships on academic achievement was 2.510 ( bias-corrected CI [1.745, 3.309], ), while the direct effect was 1.313 ( , bias-corrected CI [0.487, 2.178], ). Furthermore, the analysis revealed significant indirect effects in three pathways. The pathway of peer relationships learning motivation learning engagement academic achievement had an indirect effect of 0.191 ( biascorrected CI . The pathway of peer relationships learning motivation learning engagement had an indirect effect of 0.713 ( biascorrected CI [0.193, 1.326], ). Lastly, the pathway of peer relationships learning engagement academic achievement had an indirect effect of 0.293 ( , 95% bias-corrected CI [ ], ). These results indicate that the three mediating effects were all statistically significant, providing support for , and H 9 .

In addition, the indirect effect percentage of learning motivation and learning engagement as partial mediators were examined. As indicated in Table 6, among the three significant indirect mediators, the indirect
effect of learning motivation accounts for of the total indirect effect, while the indirect effect of learning engagement accounts for of the total indirect effect. Besides, the indirect effect of earning motivation and learning engagement accounts for of the total indirect effect. The pathway “peer relationships learning motivation academic achievement” exhibited the strongest effect. The specific pathways of peer relationship acting on academic achievement through learning motivation and learning engagement are detailed in Fig. 2.

This study aimed to examine the interactive effects of peer relationships, learning motivation, learning engagement, and academic achievement among junior high school students. Additionally, the study sought to investigate the potential mediating roles of learning motivation and learning engagement in the association between peer relationships and academic achievement within this specific context. The study tentatively demonstrated the applicability of SSMMD in explaining the factors influencing academic achievement in junior high school settings. The findings of the study are presented below.

The results of the study revealed a direct and positive association between peer relationships and academic achievement among junior high school students. This finding not only confirms the research result of Jacobson and Burdsal [27], and that of Gallardo et al. [11], showing a positive correlation between peer relationships and academic achievement among middle school students but also reflects the idea presented by Escalante et al. [69] that academic achievement is affected by school climate, of which peer relationships are the dominant

factor. This finding can be attributed to the notion that junior high school students in China who have stronger peer relationships within their school environment may receive greater support in their learning endeavors. This increased support may help alleviate learning-related stress, bolster their confidence levels, and enhance their self-esteem, thereby contributing to improved academic performance [26]. Additionally, it is noteworthy that peer influence exerts a substantial impact on shaping students’ academic behavior. For instance, students may observe their peers’ self-regulated behavior and diligence and be inclined to imitate them, thereby adopting similar study habits and strategies [70]. This study further demonstrates that peer relationships are a predictive factor of academic achievement.

The results of the study indicated that learning motivation partially mediated the association between peer relationships and academic achievement among Chinese middle school students. The finding builds upon previous research conducted by Wentzel [17], as it further elucidates the mediating role of learning motivation as a mediator between peer relationships and academic achievement among junior high school students. This finding can be explained by the increased reliance on peers for support and guidance, particularly after transitioning to junior high school. In Chinese culture, where collective values and social harmony are emphasized, peer relationships serve as a crucial source of support and guidance for students [71]. This heightened interaction with peers positively influences their learning attitude and personal values [72]. Consequently, this positive influence on learning attitudes and personal values contributes to the enhancement of learning motivation, ultimately leading to improved academic achievements among junior high school students. Additionally, the study’s results indicated the most substantial mediating role of learning motivation, supporting the notion that motivation is a more critical contributor to academic achievement [25]. This finding provides further evidence of the significant role of learning motivation in mediating
the correlation between peer relationships and junior high school students’ academic achievement.
The results of the study demonstrated that learning engagement also partially mediated the association between peer relationships and academic achievement among junior high school students. This suggests that a high level of learning engagement can help elucidate why junior high school students who foster positive relationships with their peers tend to exhibit improved academic performance. When students have positive peer relationships, their increased learning engagement is reflected in their active participation in class, eagerness to complete assignments, and proactive pursuit of additional learning opportunities, ultimately leading to enhanced academic achievement [19]. This finding aligns with prior research [73, 74], which postulates that learning engagement is a pivotal factor linking peer relationships and junior high school students’ academic achievement. The connections that teenagers forge with their contemporaries will facilitate increased participation in the educational process, which in turn will lead to enhanced academic performance [75]. The finding provided more evidence that learning engagement plays a significant role in the link between peer relationships and academic achievement.
The study further revealed that learning motivation and learning engagement played a chain mediation role in the association between peer relationships and academic achievement, which is one of the most astonishing conclusions drawn from the investigation. This result aligns with the self-system model of motivational development [20], which suggests that positive interactions and support from peers contribute to the development of individuals’ learning motivation. This motivation, in turn, influences their level of learning engagement, leading to improved academic achievement. Furthermore, the study revealed that junior high school students’ learning motivation contributed less to their level of learning engagement ( ) than their peer relationships ( ). This suggests that junior high school students’ primary source of learning engagement
was learning motivation, because motivation plays a crucial role in driving their interest, effort, and persistence in academic tasks [49].

This study holds significant theoretical implications. Firstly, it un derscores the complex interplay between peer relationships, learning motivation, learning engagement, and academic achievement. This expands our understanding of the underlying mechanisms that link these variables together. Secondly, it provides empirical support for the self-system model of motivational development, which suggests that peer relationships have an indirect influence on academic achievement through the mediating roles of learning motivation and learning engagement. This highlights the significance of social factors in shaping students’ motivation and engagement in the learning process.

This study carries practical implications for educators. Firstly, fostering positive peer relationships should be prioritized in educational settings. Teachers should implement strategies to promote a supportive and external classroom environment, such as peer mentoring programs or cooperative learning activities. Besides, teachers should create an inclusive and internal classroom environment that values diversity and promotes respect, empathy, and cooperation. By enhancing positive interactions among students, the motivation and engagement of individuals can be positively influenced, leading to improved academic achievement. Secondly, interventions targeting learning motivation and learning engagement should be implemented. Regarding learning motivation, teachers should encourage students to participate in problem-solving activities that connect learning to students’ lives and experiences, and motivate students to embrace challenges and solve problems [76]. Furthermore, teachers should provide timely and constructive feedback that helps students monitor their learning progress and adjust their strategies accordingly to foster students’ sense of intrinsic motivation. Additionally, teachers should understand the pressures students face in the learning process and provide appropriate support and strategies, such as offering flexible deadlines and providing alternative assignments. To enhance learning engagement, teachers should strive to gain a deeper understanding of teenagers’ needs and employ tactics and skills that strengthen their commitment to learning through meaningful classroom activities. Additionally, emotional support should be provided to help prevent learning fatigue and promote a positive attitude toward the learning process.

This study contributes to the literature in two ways. Firstly, it investigates the complex relationships among peer relationships, learning motivation, learning
engagement, and academic achievement utilizing the self-system model of motivational development, which may provide insights for future research in other countries. Secondly, it explores the mediating mechanism between peer relationships and junior high school students’ academic achievement through examining the roles of learning motivation and learning engagement. The novel perspective can enrich our understanding of the link between peer relationships and academic achievement among junior high school students.

There are some limitations that should be acknowledged. Firstly, the study was carried out in a cross-sectional manner, making it difficult to establish a causal relationship between variables. Therefore, future longitudinal research is needed to investigate the association between peer relationships and academic achievement more conclusively. Secondly, this study was conducted within the context of China’s test-oriented learning environment, which may limit the generalizability of the findings to other educational settings. To enhance the external validity of the study, future research should be conducted in different countries. Thirdly, the study did not account for potential confounding factors such as academic pressure and self-evaluation, which may also influence academic achievement. Future research should consider these factors within a comprehensive theoretical framework. Finally, apart from academic achievement, all other variables were self-reported by participants, which may introduce potential bias. Future studies could benefit from incorporating observational data from parents, teachers, and classmates to provide a more objective perspective.

YS designed the study, performed the statistical analysis, and contributed to writing the manuscript. QL also contributed to writing the manuscript. SK supervised all aspects of the study’s implementation, and reviewed the manuscript. CZ proofread the English expression and reviewed the manuscript. RL collected the data and performed the statistical analysis. All authors have read and approved the final manuscript.

This work was supported by the International Chinese Language Education Research Program [Grant no. 23YH82C].

The datasets generated and/or analysed during the current study are not publicly available due to ethical issues but are available from the corresponding author on reasonable request.

This manuscript is not under review elsewhere and the results have not been published previously or accepted for publication. This manuscript has been
seen and approved by all authors. All methods were performed in accordance with the relevant guidelines and regulations. The questionnaire and methodology for this study was approved by the research ethics committee of the College of Education at Qufu Normal University before data collection.

Not applicable.

The authors declare no competing interests.

Informed consent was obtained from all participants included in the study. And their parents provided their written informed consent to participate in this study.

Published online: 16 May 2024

Publisher’s Note
Springer Nature remains neutral with regard to jurisdictional claims in published maps and institutional affiliations.