我國國中學生社交地位的預測

(1)

國立臺灣師範大學教育心理學系教育心理學報，民74 ， 18期， 169-190頁

我國國中學生社交地位的預測

張

_文

哲本研究作者認為班級社交地位的決定因業有其階段性。接此，本研究之目的在探討兩個問題:(1)在一學年期簡單E級互動之初期與末期、是盟和價肉、個人特質期許性、外表、態度相似性、與智力等因素對社妥地位的決定力如何: (2)當學生留在本班時，其社妥地位在一年內之穩定性如何;次年進入新班級時，其社交地位與在舊班級里的社交地位的一致性又如何。本研究為縱貫研究，為期兩年。受試者為臺北市 12 所園中一年級學生，其中男生160人，女生路3人，第二年追矇10所園中里的31名男生和64名女生。復過歸分析的結果顯示:在互動初期，個人特質期許性和主觀外表吸引力對男生而言都是決定社交地位的最重要因素。在後期，此三者對男生仍為最重要因黨;但對女生， Jta個人特質期許性、主觀外表吸引力、智力，典章臣和傾向為最重要因素。在後期，學業成說無論對男生或女生都可增加對社妥地位的預測力。若學生留在同一班級，一學年內初期與末期社交地位的相關在.42至 .62悶。若第三年的新班級包含極少的原來同班的同學，貝IJ這少數學生在兩學年相對應階段上的社交地位的相關在 .55至 .65間。

• 169 •

學生社空地位 (sociometric status) 問題一直為學者所重棍，因為它影響學生的學業成就、自我概念、和對學校的態度 (Schmuck ， 1978) 。在文獻上也有許多研究探討影響社空地位的因素。不過在這些研究裹，學生通常已經認識一段時間。有的研究甚至未提起學生交往的階段。筆者認為社交地位的決定因素有其階段性，因此進行本研究，以便加以澄清。在開係發展的理論中，有兩個層於過濾論 (filter

theory)

的看法與筆者的論點有關。一

是 Murstein 的刺激-價值-角色論 (stimulus-value-role

theory; SVR theory)

，一是 Duck 的人格過濾論 (personality

fil ter

theory) 。

Murstein

(1976

,

1977) 認為關係的發展是由刺激階段進λ 價值階段，最後到達角色階段。在

刺激階歧，個體擾集可能的訊息以決定與對方交往能否帶來愉快的後果，因此外表、聲草等因素影響交往對象的選擇。在價值階段，個體比較彼此的興趣、態度、信念、與需求。在最後階段，個體評鑑自己和對方掛演語個體所設想的角色的情形。此理論強調:關係要能維持甚至有所進展，每階投均有

不同的重要因素。

Duck

(1977) 認為人不斷地透過社會比較歷程進行一致性求誼 (consensual validation) 。

換言之，他不斷檢驗他主觀上的對方，以了解對方與自己人格一致的程度。在 Duck 看來，所謂人格，實已包含個人對於現實 (reality) 和其中的人與事的建構 (constructs) 。聽有能支持自己的人格到某種程度的人才能使關係進展到次一階段。在關係發展的每一階段，個人注意並檢驗更能表示其人格結構的部分。

Duck 及其同僚曾進行若干研究。這些研究均顯示:何種人格相似性是重要的要說交往的階段而定。倒如有一項研究 (Duck

&

Spencer

,

1972) 以大學女生為受試者，實施 Kelly (1955) 的角色建構類自測驗 (Reptest) 。第一次在剛認識時實施，第二次在約六個月之後實施。他們發現:

(2)

在初期，在所有建構的字面相創性 Oiteral similarity) 上，互選為友者高於非朋友配對。但在後期，有差異的是心理建構

(psychological

constructs) 方面字面與概念的相個性(literal

and concept

simiIarity) 。此結果位乎表示:交往一段時間後，覺得對方與自己在心理建構上相

似對友誼的維持是很重要的。另有一研究 (Duck

&

Craig

, 1978) 以 40 名入大學才一個月的學生為

受試者，施以 CPI，

AVSV CA

lI

port-Vernon Study of Values)

，與 Reptest 。他們彼

此不相認識。他們於進大學後一、三、八個月時並實施社會計量測驗。結果發現 CPI 對三時間點之友誼均無預測力。 AVSV 之相倒性僅對第二時間點之交友有預測力，

Reptest

f!lf對第三時間點之交友有預測力。在個人建構方面， Duck 與 Allison (1978) 研究住在通勤宿舍巳 12個月的一軍人，發現願蓋一起搬到關係更為密切的房舍的朋友，其個人建構的相倒性高於不顧再住在一起的人。 Murstein 和 Duck 的理論均以成人為對象。他們並未討論園中階段社交地位的問題。但他們都強調丁在認識的不同階段，其影響友誼的因素應有所不同。在本研究中，筆者想探討親和傾向

(affiliative

tendency) 、個人特質期許性 (personal

trait

desirahility) 、外表吸引力

(p

b.

ysical

attractiveness) 、態度相位桂、與智 11 等因黨對社哇地位的預測站是否因交往階段

而有不同。

所謂親和傾向，意指「對B令人際關係的一種正增強的概括性預期 J

(Mehrabian

,

1970) 。此概

念與 Jackson (1 974) 之彈和需求 (need

for

affiliation) 相近。 Jackson 指出，此需求高者「喜歡和朋友和一般人在一起:較容易接納別人;努力去贏得友誼並和他人維持關係」。從這些概念看來，筆者推翻:高觀和傾向者應有較高的社交地位，而且與他人的互動次數、時間應較多。而從

Zajonc (1968

,

1969

,

1970) 及其他學者 (Hamm，

Baum

,

&

Nike\s

,

1975; Matlin

,

1974;

Perlman & Oskamp

,

1971; Pheterson & Horai

,

1976;

Saege肘，

Swap

,

&

Zajonc

,

1973; Zajonc

,

Mark帥，

&

Wìlson

,

1974) 有關單純接觸妓應 (mere

exposure effect)

的研究看來，互動揖會的增加又有助社交地位的握高。具體言之，檢討 Zajonc 耳其他學者的研究大致可以得到如下結論:當刺激人物為中性或令人喜歡時，出現頻率;愈高;愈被喜歡。但當刺激人物為負性如罪犯時，則被喜歡程度無顯著改變。園中學生的負性特質很少極端到如罪犯者，因此接觸次數增加應有助於吸引的提高。事實上，筆者(民69) 確發現親和傾向高者與同儕互動時間較長。因此，從 Zajonc 等人的研究看來，他們應較受歡迎。不過，筆者進一步認為親和傾向應融在初期有助於社交地位，因為超過此階段，由於互動增加，個人會得到更多有關對方的訊息，並涉及若干歸國歷程，誼和傾向放果說不顯著了 (cf.

Harrison

,

1969; Saegert et a

l.

1973) 。筆者(民69) 曾以園中-年級學生為受試者，部發現在第二學期時，男生:行面，親和傾向與社交地位有正相關;女生芳面則無此關係。與上述推論不完全-致，因此有再研究的必要。雖有良好特質的人較具有不良好特質的人為人所喜歡。倒如 Kuhlen 與 Lee (1943) 向六、九、及十二年級學生星現 20個人格特質，並請他們提名。他們發現:不管性別與年級，頗受歡迎的學生常被提名為「在避戲識競賽上活躍j 、「喜歡開玩笑i 、「友善」、 r整潔公「犧快J ，以及「熱心」等等。發國筒茂發(民66) 也會請一畫四年級學生提出選某人為友的理由。最常被提出的理由為主菁、誠實、熱心、興趣相似等。當然，某特質是否為良好，因團體而章。例如 Pope (1953) 就指出 :低社經地位學生尊重抗拒成人，欺負弱小，和不順從的人。在本研究中，個人特質期許性

(per-sonal trait

desirab i1 ity) 被界定為個人擁有所屬團體認為是良好的特質的程度。因此，一個人

的社寶地位應與個人特質期許性有關。

個人特質期許性問題與人格特質相似是否導致吸引有關。根據丈獻，有的學者發現五選為主者，

(3)

我囡囡中學生社交地位的預測

• 171 •

Maier. 1966; Izard. 1963)

0

Stalling

(1970) 的研究頗具啟發性。他根接受試者的問答選縛 12 個形容詞。這些形容詞在「評價」向度上分「愉快」、「不愉快J

(pleasant vs

unpleasant) 兩屬次;在「相似度」向度上分「我有之」、「我無之J

(like vs unlike

me) 兩層次。他利用 2x 2 受試者內設計，以形容詞為 UCS ，以無意義音節為 CS ，進行古典制約實驗。結果發現:受試者

對無音義音節的反應受評價因素的影響，而不受相似度的影響。後來，

Ajzen

(1974) 問認為，喜歡

某人的程度受對方人格特質的期許性的影響，而不受彼此相倒度的影響。他從 MMPI 選出 1∞個題目讀受試者問答，然後告訴他「結果J '其實此「結果 J j事實驗者所杜揖。實驗者並將某一虛構的受試者的「結果J 提供給這個受試者。結果支持 Ajzen 的推測。 Fishbein 與 Ajzen (1975) 根據過去研究，經於提出公式一: a

AEIEbtelo

(1)

在此去式中 'A 代表對某一對象。的態度 b

l

為個體認為₀具有特質 _i的主觀概率 el 為個體為特質 i 的評價 n 為信念數目。此間所謂預期-價值論 (expectancy-value model)。它可以解釋有關相似度-吸引丈獻上不一致的發現。據此，就班級中的社交地位而言，價定我們找出話團體

認為最重要的珊良好特質，則社交地位應咕 M 的商數。在此處， b

_l

為直級其他成員認為

某生O具有特質 i的主觀概率 el 為直級成員對特質 i 的評價。

根按學者的研究，外表吸引力 (physical attractiveness) 愈高，愈容易被喜歡，

Kleck

,

Richardson 與 Ronald (1974) 會研究 9 歲到 14歲的夏令營男生。每六個同齡男生被分為-組。五動兩週之後，研究者邁出最受歡迎和最不受歡迎的學生。一年之後，將照Jt壘現給新來參加夏令營的學生看。每次兩張，一為最受歡迎者，一為最不受歡迎者。判斷者的工作是: (1)選出「最喜歡與之﹒ 為友」者; (2)選出「較好看」的一個。結果，原來受歡迎者也較為鉤斷者所喜歡，並且也被判斷者認為較好看。另有一研究 (Sal

via. Sheare

,

&

Algozzine.

1975) 以三、四、五年級學童(年齡 8 至 10 歲)為對象，發現長得好看的見量比不好看的兒童為同性及異性同儕所喜歡。在此研究裳，好看程度是由一軍研究生來評定。有的學者以更年幼的見畫 (4 歲 4 個月至 6 歲 10 個月)

(Dion

&

Berscheid.

1974) 請更年長的大學生 (Lucker.

Beane

,

&

Helmreich

,

1981;

Walst缸，

Aronson

,

Abrahams. & Rottman.

1966) 為受試者，也有類位發現。以上這些研究所涉及的，包括兒童和大學生，實驗室和田野實驗，祇看照丹和面對面互動，以及同性和異性，可見外表吸引力和喜歡的關係是很強固的。但如同 Huston 和 Levinger (1978) 所說，在第一印象之後，外表的重要性尚待研究。值得注意的是，在簡茂發(民66) 的研究襲，這些見畫並未認為外表為揮主的重要因索。可能是見重尚無法充分了解影響自己揮主的因素，但也可健外表龍在友誼形成的初期較有其影響力。筆者因此推測:外表吸引力與社交地位雖有正相關，但其決定係數在互動初期應高於互動後期。有很多研究探討態度相位度與吸引的關係。這些研究大多發現態度相但有助於吸引(例如 Byrne. 1969 張文哲，民 65) 。並且，吸引為態度相倒比率的直線函數 (Byrne

&

Griffitt.

1劉海;

Byrne

&

London.

1描6;

Byrne

&

Nelson.

1965; 張丈哲，民自)。在田野研究方面，

Newcomb

(1961)曾以 17名大學男生為受試者進行實驗。他們搬λ 宿舍前後此並不認識。他們在

搬入之前和學期結束時都接受態度方面的測量。他發現:受試者搬入宿舍前(第 0 適)的態度，和研究末期(第 13週)所測得並無重大改變。而認識前的態度一致性與末期喜歡程度有正相闕，但與初期的喜歡程度無關。並且，後朔的態度一致性與後期的喜歡程度有關。此研究顯示:經過互動之後，使

(4)

此了解對方的態度，因此認識誦的態度可以預測將來的吸引。互動初期值此並不十分了解，因此，態度相1t(度對吸引缺乏預測力。另外，

Kandel

(1978) 研究高中的好朋友二人團體 (dyads) 0 (這些二人團體有91%為同性)。他發現:受試者對教師的態度的相倒度達到顯著。根據這些文獻，筆者預測高社交地位者對重要問題的態度可能較低社交地位者接近盟級的「一般性態度 J 並且，在互動初期態度相似度對社交地位無大預測力，但經過一段互動之後，態度相倒度將與社交地位有顯著相關。根攘丈獻，從小學二年級至高中階段，智力與社交地位的相關大多為正，但係數不高。若是利用對照組法，則發現高低智商組闊的社交地位有顯著差異。就中學階段而言，

Thorp

(1955) 研究平均年齡為 12歲 8 個月的中學生，發現在大多數直級裹，智力和社交地位有正相關。 Da

vis

(1959) 以入年級學生為受試者，發現受歡迎程度與 MA 與 IQ 的相關係數分別為 .37 和 .36 0 在英國，

Richards

(1967) 研究綜合中學學生(年齡由 11歲至 16歲) ，發現社交地位與瑞丈民非文字推理測驗立相關在 .21 至 .63 之間。而高社交地位組之能力高於低社交地位組。學業成就與社交地位的相關和智力的情況相位，亦帥，由小學至高中，兩者有正相關。但係數不高。就中學階段言，

Da vis

(1957) 研究入年級學生，發現閱讀方面之成就與社交地位的相關為 .24

(P< .01)

0

Richards

(1967) 以 11歲至 16歲之綜合中學學生為受試者，發現相關係數在 .30 至 .68 之間。並且高社交地位組的成就高於低社交地位組。另外，

Muma

(1描5) 也研究七年級至 12' 年級學生。他發現:就學期成績言，受歡迎組分別高於受拒組、受忽略組，與控制組。而在後面三組之中，以安拒組為最低。很少有資料解釋智力和成說與社交地位的關係 o Schmuck 與 Schmuck (1979) 認為， r智力對社會接納的影響主要不在智力本身，而在伴隨智力而來的社會行為J

(p.

124) 。他們也指出，成就與社會接納互為因果。筆者認為，除上述解釋之外，高智力和高成就也常被認為是有價值的特質，因而有助於社會接納。不管中介歷程如何，智力和成就對社會接納的影響應在彼此認識一段時間之後才會明顯起來，因為在互動初期，智力和成就的訊息常不清楚，而且伴隨智力和成就而來的行為也常不清楚。前述文獻並未明確指出互動的階段。因此，在互動初期和末期均加研究，應有助於我們對此領域的了解。在本研究中，成就變項紙在債期才加以考慮，因為在初期很難得到這個資料。在社交地位的縱貫研究里，有一值得探討的問題，間社交地位的種定性問題。根據文獻，社空地位是很穩定的。例如，

Feinberg

(1 964) 會研究 13歲至 15歲的男生。間隔五個月，社交地位的相關為 .69 0 另有研究(J ennings， 1643) 以 12至 16歲的女生為對象。經過八個月，接納分數之相關為

.65

'拒斥分數之相關為 .66 0

Singer

(1951)研究男生和女生，從七年級追綜至八年級。結果

顯示，有 72.1彤的受試者，其最要好的朋友是同一個。關於這些研究，有的並未指出社空地世測量

的階段，有的則在彼此熟悉之後才測量。在團體組成方面，則成員在前後兩個時期保持不變或僅有少許變動，因此，有兩個問題需要澄清: (1)若第一次測量是在認識之後的第二、三遍，且成員不變，社交地位穩定性如何? (2)若團組成改變， ~jf有少數成員進入新車級，則這些少數成員的穩定性又是如何 ?本研究設法解答這兩個問題。本研究進行兩年，從國中一年級第一學期至二年級第二學期。為方便討論，底下將用 T

_l1表示

第一學年的第三、四週， T12 表示第一學年末期， T

21

表示第二學年第三、四遍， T

22

表示第二學

年末期。

本研究所探討的問題如下: 1.在 Tl1所測得的觀和傾向、個人特質期許性、外表吸引力、態度相倒廈、與智力的線性組合對

T

l1社空地位的預測力如何?各變項對

_T

l1社交地位變異量的相對貢獻如何? 2.在 T12 所測得的事臣和傾向、個人特質期許性、外表吸引力、態度相個度、與智力的線性組合

(5)

貧困園中學生社交地位的預測

_{• 173}

‘

明 -T

₁₃

社交地位的預測力如何?各變項對 T

₁

2 社交地位變異量的相對貢獻如何? 3.在一T

₁₁

_{與 T}

筒，親和傾向、個人特質期許性、外表吸引力、態度相位廈、與智力和社空地位的相關是否為正?這些關相係數是否因互動階段而有不同? 4.在 T 此，學業成就是否有助於社交地位的預測? 5.若直級成員大致維持不變，則初期社交地位對末期社交地位的預測力如何?亦帥， T

₁₁

與

T

_u

社交地位分別對

T

13 與 T 22

社交地位的預測力如何? 6.若誼級成員改變，以致新班級僅包括少數原來成員，則這些成員在原來直級之社交地位能預測他們在新班級之社空地位到什麼程度?亦帥，就原來成員而言:

(1)

T

₁₁

與 T

₁₂

之社交地位對 T21 社交地位的預測力如何?(2)

T

11 與 T12 之社交地位對 T

22

社交地位的預測力如何? 本研究各重要術語之

_{2Ê:聽如下:}

1.社實地位仰的一學生為車上其他同學所喜歡的程度。在本研究中，它係利用人際判斷量表之第二、三兩題加以測量。具體言之，一個人喜歡某生 i 的程度 A

1

= (8- 第二題分數)

+

(第三題

11-1

分數)。因此，某生之 ss= 是 AJ(N-

1)

，其中 N= 該宜之學生人數。 2.親和傾向 (AFF) 認為他人具有正增強性質之一般性預期 (Mehrabian ， 1970) 。在本研究中以個人事實量表之親和傾向量表測量之。在該量表上的分數愈高，表示輯和傾向愈高。 N 3個人特質量要值如 1) 某個人特質被國中學生認為是好特質的程度。 ei=EXiJ/N ，其中 X 為某生 i 對特質 i 的評價 'N 為樣本大小。 4.個人特質期許世 (PTD) 某生被同盟同學認為擁有 10個良好特質的程度，以個人特質評定量

表測量之。 PTD=主 b肉，其中 b

j

為某生被認為擁有特質

i

的程度

， el 為特質 i 的量表值。

11-1

b

l

= 是X

1J

/(N-1) ，其中 XIJ 為學生 j 認為目標學生具特質 i 的程度 'N 為該班人數。 5.外聖賢吸引力 (PhyA) 某生外表被同班同學認為好看的程度，以人際判斷量表之第一題測量

11-1

之。 PhyA= 且 XJ/(N

-1)

，其中 X

_J

為學生 j 認為目標學生好看的程度。

6.醋度相似度 (AttS) 與態度相具度 (At tD) AttS 為某生對有關學校事物的態度與同班同

20 哲

學相蝕的程度。 AttD 為其反面。 AttD= 互 IX1-

X

d '且 X

1 = 互 X1J/N ，其中 X

1 為某生

在態度問卷第 i題的反應， X

1

為全班在第 i

題的平均反應

， X1J 為學生 j 在第 i 題的反應， N為該班人數。 Y 智力 (IT) 某生在普通分類測驗上的分數。 8.學當成前 (ACH) 某生在第→學年第一學期國丈、英文、數學三科之學期成績分別轉換為 z 分數後的總合。

方法

一、曼試者本研究受試者取自臺北市 12所園中。從每所園中的一年級中隨機抽取一宜。這些國中均無暑期輔導，故每砸在 T

_ll

均厲新組成盟級。班級數及受試者人數見表一。根據第一學年開學第一天的調查，每直認識_{10個以上同班同學的，其人數百分比在.∞至 .30 之間。當學生進 λ二年級時} ，各校重新編涯。新組成直級符合下列兩條件者才列入追掠對象~ (1)1比薩級包含原來樣本之學生;

(2)

(6)

庸包含據來樣本之學生人數在 7 人以下。原來樣本之學生稱為「目標學生」。根據調查，在第二學年開學時，有許多學生〈其百分比每直由 .03 至-1.∞， M=.45) 認為認議該車之目標學生，但曾與目標學生「打招呼或談過話」的，其人數百分比每直在 .03 至1.∞之間 (M=

.31

,

SD=

.22) 。要一班級敵興安誼賽人數

T

l l

T

12

T

Z1

Tza

班級受試者班級受試者班級妥試者 _班級受試者男生

4

160

4

156

9

31

9

30

女生

8

353

8

339

18

64

16

52

一 A口、計

12

513

12

495

27

95

25

82

二、測量工具本研究所使用之測量工具如下:

L人陳判斷.~賢 (Revised

IJS)

本暈表係修改 Byrne (1971) 之人際判斷量表(I nter

personal Judgment

Scale) 而來。共有四題，均為七點量表。第一題用來評目標人物的外表。第

二、三兩題分別間受試者喜歡目標人物和願意把他當作親密朋友的程度。最後一題間受試者目標人物實際上是否為他的好朋友。第二、三題用來決定某生在m級中的社妥地位。實施本量表時應使用答案紙。在答案紙上，第一行為全盟同學之姓名，每個姓名之後有四行。四行之每一行頂端為題號。本量表必須一題一題傲。同答某一問題時，學生依序站起來受評。本量表大的需時間分鐘。計算重測信度時係間隔兩週。蝶用原始分數時，外表量表、社空地位量表、與友誼量表之信度分別稱 .67

(N=7918)

,

.74 (N=7918)

,

.67

(N=7917) 。若採轉換分數(翻個人總分/(全宜人數-1)) ，則三量表之信度均為 .95

(N=183

,

P<.∞1) 。社交地位量表之 α 係數為 .84 。社交

地位分數與友誼量表分數之相關為 .92

(N =314

,

P<.∞1)及 .93

(N = 183)

(利用兩個不同樣

本)。

2個人事實量喜慶本量表包括毅和傾向量表 (Measure

of Affiliative

Tendency) 和拒絕敏感性量表 (Measure

of Sensitivity to

Rejection) 。兩者之原編製者為 Mehrabian 與

Ksionzky

(1974) 。因為親和傾向量表的第 17題不適合我國園中學生的情況，故擬新題代之 r我儘量和朋友們在→起。」根按原緝製者的建議，將兩量表合併'並以隨機方式決定其順序。不過，在本研究中僅用觀和傾向分數。觀和傾向量表有26題，拒絕敏感性量表有24題。每題為九點量衰，自

+4

(極為同意〉至 o (談不上同意或不同意〉至一 4 (極不同意〉。根據我國園中學生據本，親和傾向量表之 α 係數為 .70 (N=256) 。經過三週，兩量表之重測信度均為 .77

(N =177

,

P<. ∞1)。在重測信度研究襄，兩量表之相關為 .23 (N=1駒，

P<.OOl)

N. .27 (N=181

,

p<.∞1) 。筆者(民69) 曾以園中學生為受試者，發現:高觀和傾向者在學校襄比低讀和傾向者花較多的時間與人聊天及討論功課。女生方面還發現:下課時，高親和傾向者和他人一起玩的時間比低費和傾向者多。 3.個人轉賣價值量要 =*量表之目的在決定10個個人特質的量表值。首先，為了要決定採用那些個人特賀，所以從畫北市兩所國中的→年級中選取四盟男生 (N=302) 及四 m女生 (N=324) 。請每位學生描述一個他最喜歡和一個最不喜歡的同儕，然後將所提到的個人特質加以劃記。男女生資料合。于處理。這些特質有正面的，也有負面的。但最後在價值量表上係以正面的型式出現。最常出現的 11個特質依序為:和藹可讀、謙虛不驕傲、樂於助人、誠實，用功背上進，功課好，不喜歡隨意說人壞話、整潔、長得好看、慷瓶、韓吐丈雅。其中「長得好看J 因已由人際判斷量表倒量，且在過歸分

(7)

我國園中學生社交地位的預測

• 175 •

析中本身即為一預測變項，故從個人特質中剔驗。個人特質價值量表包括 10個七點量衰，其兩極為「非常好」及「非常不好」。實施時無時間限制，但學生通常在30分鐘之內完成。 4.個人特質評是量要本量表之目的在了解某生被同車同學認為擁有 10個特質的程度，亦閉個人特質期許性。本量表共 10題。每題都間受試者這樣的問題 r你覺得這位同學怎樣 ?J 在問題之後是 →個兩極的七點量表，讓受試者表示他覺得該生具有某特質的程度。每問題研間的特質師是個人特質量表中各分量表上的特賀。實施本量表時應使用答案紙。在答案紙上，第一行為全盟同學之姓名，每個姓名之後有 10行。 10行的每一行頂端寫出某→特質的名稱。本量表必領→題一題傲。岡答某→問題時，學生依序站起來受評。本量表大約需時95分鐘。 5. 團中學生蟬度問卷本問卷之目的在了解某生對某些事物的態度與同盟同學相異的程度。共有別個敘述，每→敘述之後為一四點暈衰，從「非常不同意」到「非常同意」。為編製本問卷，筆者先調查另一畫畫學生(男生 302 人，女生 324 人) ，以了解國中一年級學生關心，認為重要，經常討論，而又有爭論的問題。根據學生的岡答，初步擬訂46題 o 從兩所國中各抽取兩個→年級 m級(合計男女生各88人) ，實施初步問卷。然後選出標準差最高的20題構成本問卷。本問卷需時約 15分鐘。 6.普通 57觀測融本測驗用來了解學生的智力，為路君幼與黃堅厚(民62) 根攘 AGCT 修訂編製而成。它有 1印題，分語文理解、算術推理，與方塊計算三大類。本測驗為紙筆式測驗，時限40 分鐘。本測驗之折半信度為 .86(N=108) ，間隔三個月的重測信度為 .75

,

K-R 信度為 .85

(N

=150) 。本測驗與學業成就之相闕，男生為 .50 (N=叩) ，女生為 .45 (N=50) 。叉，本測驗與中學智慧測驗之相關為 .54

(N =10

1)

，與修訂歐姐思測驗之相關為 .61

(N =359)

三、研究程序本研究進行兩年。在第→學年第-學期開學時，各單進行簡短調查，以了解學生認識同班同學的程度。第一學年的第三、四適，亦即民國69年 9 月 15 日至27 日，稱 T

_ll

。在第三週，各盟先寅施人際判斷量表，然後實施個人事實量表。前者約需50分鐘，後者的需40分鐘，兩者之間有簡短休息。第四遍實施個人特質評定量表及國中學生態度問卷。前者約需時95分鐘，後者約需時 15分鐘，兩者之問亦有簡短休息。在第三、四週期間另安排一段時間實施普通分類測驗。第→學年第二學期末，亦即民國70年 6 月 8 日至 20 日，稱為 T泊，再次實施上述各測量工具。在第二學年，軾有合乎要求的學生方被迫縣(見受試者→節)。在第一學期開學時，各班進行簡短調查，以了解各班對該 m 目標學生認識的程度。在第三適，即民國70年 9 月 14 日至 19 日，亦即 T

_Z1

，有目標學生的直級實施人際判斷量表。同樣地?約需時即分齒。在第三學期末，在

_E

民國71年 6 月 7 日至 19 日，亦間 T 妞，各單再實施→次人際判斷量表。

結果

一、在 T

_ll

各預湖費項之合餅及相對貢獻各預測變項與SS 的平均數與標車差如表二。各變項間的相關見表三及表四。去日表五所示，所有變項合併後，對男生可解釋 SS 變異的 .85

(F (5

,

148)=16

1.

13 ,

P<. ∞1)，對女生可解釋 SS 變異的 .84

(F (5

,

337)

=341.駒， P<.∞1) 。男女生充足模式 (full model)的姐歸方程式分別如下:

男生:

SS=.016 PTD+.915 PhyA+.OO3 AFF+.Oll

AttD 一.∞2IT 十1. 260

(2)

女生:

SS=.019 PTD+

1. 095 PhyA-.OOl

AFF 一 .005

AttD+

.000

IT 一 .960

(3)

從表三可以算出 r2 _{0 就男生而言， PTD 和 PhyA 各可以解釋 SS 變異的 .78 。其他變項} 能解釋的變異少得很多，依序為 IT

(.10)

,

AFF

(.08) ，與 AttD (.∞)。就女生言(表四)

,

(8)

PTD 和 PhyA 分別解釋 SS .69 和 .68 的變異。其他變項同樣地解釋較少的變異，依序為 IT

(.16)

,

AFF

(.0 1)，與 AttD (.01)。各變項與 SS 的相關，除男生的 AttD 外，均為顯著。各變項之相對貢獻可用半淨 R2 (即 R2 Change) 表示(表五)。就男生而言， PTD 和 AttD 之半淨 R2 分別為 .06 與 .05 。其他變項不顯著 (P>.05) 。就女生而言， PhyA 與 PTD 之半淨 R2 分別為 .15 及 .13 。其他變項之貢獻甚小且不顯著 (P>.05) 。若將 PTD 與 PhyA 合{jf(去除其他變項) ，就男生而言，可以解釋 S5 變異的 .84

(F (

2 ,

151)=394.26

,

P<. ∞1) 。就女生而言，二者亦可解釋 .84 的變異 (F (2 ， 340)=859. 鉤，

P<

.∞1) 。如前所述，若用充足模式，則 5S 變異可以被解釋的部份分別為.閱(男生)和 .84 (女生 )。因此可以了解:不管男生孩女生，在 PTD 及 PhyA 合併之後增加其他變項，預測力並沒有很大的增加。變項

SS

AFF

PTD

PhyA

At

tD

IT

ss

SS

1.

000 AFF

PTD

PhyA

AttD

IT

註:

N=154

*p

<

.01

**p< .001

接二在 T

_ll

SS 輿各預測變環的平均數和標準聲女

CN=男

154)

(N =343)

M

SD

M

9.72

1.

07

10.11

33.50

20.15

39.09

274.74

33.86

316.55

4.43 .53

4.62

13 .4

9

4.33

12.15

90.13

2

1.

53

97.76

費三在 T

_ll

SS 與各預測變項的相關梧陣(男)

AFF

.280**

1.

000 PTD

.883**

.212*

PhyA

.883**

.291**

1.

000 .875**

1.

000 AttD

.035

-.045

一 .017 一 .006 1.∞o

SD

1.

07

2

1.

46

27.64 .4

9

4.24

19.30 IT

.309**

.225*

.394**

.325**

一 .138

1.

000

(9)

ss

SS

1.

000 AFF

PTD

PhyA

AttD

IT

註:

N=343

*p< .05

**p < .01

***p < .001

預測變項男 (N

=154)

AFF

PTD

PhyA

At

tD

IT

(Constant)

女 (N

=343)

AFF

PTD

PhyA

AttD

IT

(Constant)

*P<.01

**p < .001

主全國圈中學生社交地位的預測賽因在 T

_u

SS 與各預測變項的相關矩陣(女)

AFF

PTD

PhyA

At

tD

.120*

.829***

.823***

-.117*

1.

000 .136*

.123*

一 .073

1.

000 .652***

一 .147料

1.

000

一 .051

1.

000

表且在 T

_ll

SS 的讀過歸分析 b

SE.

t

b

Rl

Change

.003

.002

1.

560 .003

.016

.002

7.703**

.062**

.915

.131

6.960**

.050**

.011

.008

1.

332 .002

-.002

.002

一1. 135

.001

1.

260 .326

3.871**

-.001

.001

一 .523

.000

.019

.001

16.120**

.127**

1.

095 .064

17.232**

.145**

一 .005

.006

一 .839

.000

.001

.289

.000

一 .960

.297

一 3.231* 二、在 T

12

各預測變環之合僻及相對貢獻

• 177 •

IT

.4

02***

.180**

.4

34***

.356*牌一 .115*

1.

000 RI

.845**

.835**

各預測變項與55 的平均數與標準差如表六。各蠻項間的相關見表七及表八。如表八所示，所有變項合併後，對男生可解釋 55 變異的 .80

(F (5

,

147) =118.99

,

P<.001)

，對女生也可解釋 55 變異的 .80

(F (5

,

326) =262.50

,

P<.OOl) 。與 T

ll

相較 T

12

充足模式所能解釋的變異較少。男女生充足模式的旭歸方程式分別如下:

(10)

男生:

SS=.0

2O

PTD+.782

PhyA+.∞2 AFF 一.∞6 AttD 一.∞2

IT+ .911

(4)

女生:

SS=.024

PTD+.的6 PhyA+. ∞'4 AFF一 .011 AttD 一 .OO7IT 一 .027

(5)

從表七可以算出戶。就男生而言， PTD 和 PhyA 分別解釋 SS 變異的 .77 和 .72 0 IT 可以解釋.詣。其他變項解釋較少的變異，依次為 AttD

(.03)

,

AFF

(.03) 。就女生而言(表八)

,

PTD 與 PhyA 卦別解釋 .75 和 .58 的變異。其他變項解釋較少的變異，依序為 IT

( .12)

,

AttD

(.07) ，與 AFF (.02) 。無論男女生，各變與 SS 的相關均顯著。各費項之相對貢獻以半淨 RB 表示(表九)。說男生而言， PTD 和 PhyA 的貢獻分別為 .08 和 .03 。其他變項的貢獻不顯著 (P>.05) 。就女生而言，各變項之貢獻依序為 PTD

(.2

1),

PhyA (.04)

,

IT (.01)

,

AFF

(.01)，與 AttD (.∞)。除 AttD 外，這些半淨 RB 均顯著。

男生方面，將 PTD 與 PhyA 合併之後 (去除其他變項) ，可以解釋 SS 變異的 .80

(F

(2 ， 150)= 故沁.肘， P<.OOl)。就女生而言，

PTD

,

PhyA

,

IT ，與 AFF 亦可解釋.帥的變

異 (F

(4

,

327) =326.82

,

P<. ∞1) 。由此可知，無論男女生，這盤限制模式所能解釋的變異和充

足模式梅等，均為 .80 。

若將 T

_u

與

T

₁

2 相較，可以發現:在 T

₁₂

'充足模式和限制模式昕能解釋的變異均較 T

_u

低。這個現象男女生皆然。變項

SS

AFF

PTD

PhyA

At

tD

IT

ss

SS

1.

000 AFF

PTD

PhyA

AttD

IT

註:

N=153

*P<.05

**P<.Ol

*紳 P<

.001

費六在 T

_u

SS 與各預測費項的平均數租.$聲

(N=男

153)

(N=女

332)

M

SD

M

SD

9.24

1.

32

9.08

1.

27

34.16

22.38

36.87

24.67

249.27

37.65

282.28

36.76

4.47 .59

4.49 .53

14.33

4.42

12.26

3.95

106.05

17.54

108.55

17.26

聖賢七在 T

₁₂

SS 與各預測聖頂的相關矩陣(男)

AFF

PTD

PhyA

At

tD

IT

.175*

.878***

.850***

一 .186*

.504***

1.

000 .168*

.160*

.051

.202*

1.

000 .872***

一 .164*

.577***

1.

000

一 .224料

_.539***

1.

000

一 .209*

1.

000

(11)

說囡囡中學生社交地位的預測

• 179 •

要八在 T

_1S

SS 輿各預測賽項的祖聞組陣(女)

55 AFF

PTD

PhyA

AttD

IT

55

1.

000 .124*

.868**

.761**

一 .262紳

.351**

AFF

1.

000 .039

.104

-.071

.080

PTD

1.

000 .729**

一 .249輛

.442**

PhyA

1.

000

一 .219料 .4

44**

AttD

1.

000

一 .135*

IT

1.

000

註:

N-=332

*p < .05

**P<.OOl

要丸在 T

_u

SS 的碰過歸分析預測變項 b

SEb

t

b

R2

Change

R2

男 (N=153)

.802**

AFF

.002

.761

.001

PTD

.020

.003

7

.4

78**

.075**

PhyA

.782

.171

4.567**

.028**

AttD

-.006

.011

一 .528

.000

IT

一 .002

.003

一 .670

.001

(Constant)

.911

.4

71

1.

934

女 (N

=332)

.801**

AFF

.004

.001

2.919*

.005*

PTD

.024

.001

18.586**

.211**

PhyA

.686

.090

7.630**

.036**

AttD

-.011

.008

一1. 357

.001

IT

一 .007

.002

一 3.224*

.006*

(Constant)

-.027

.338

一 .080

*P<.Ol

**p< .001

三、社寶地位與各預測變頂之簡單相關很接丈獻探討，筆者曾預測:(1)除 At tD外，各變項在 T

_u

_與

T

₁₂

_均廳和

55 有正相關，而 AttD 和 55 在 T

₁₂

有負相關 _;

₍₂₎

_{PTD 和 S5 的相關應保持恆定。} _{AFF 與 PhyA 兩變項} 分別和 55 的相關廳隨時間而下降。 AttD 與 IT 分別和 S5 的相關則應隨時間而提高。

(12)

二看來，除 AttD 外，各費項在 Tl1和 T

₁₈

都和 _{5S 有正相闕，且 AttD 在 T12 與 SS 有負} 相關。這現象男女生一致。因此第一個值設撞得支持。筆者進一步利用 Fisher z 來考驗各相關係數在 T

l1與

T

₁₂

間的差異(表十二〉。結果顯示 :不論男生或女生， PTD 在兩階段間無差異。無論男生或女生， AttD 與 SS 的相關有顯著的增加。這兩項發現與值設-致。但是，不管男生或女生， AFF 與 S5 的相關未增加。 PhyA 與 SS 的相關祇在女生方面有降低現象。至於 IT ，則抵在男生方面，其相關提高。因此，第二位設部份撞得支持。安+ 各階段所有變環的平均數與曹準聾(男) 變項

N

M

8D

T

u

88

159

9.73

1.

07 AFF

158

33.42

19.94 PTD

159

275.18

33.47 PhyA

159

4

.4

3 .52

At

tD

159

13.57

4.37 IT

157

89.80

22.12 T

u

88

156

9.23

1.

33 AFF

153

34.16

22.38 PTD

156

248.80

37.75 PhyA

156

4

.4

6 .59

At

tD

155

14.36

4

.4

3 IT

155

105.86

17.76 ACH

154 .00

2.80 T

21

88

31

9.50

1.

15 T

22

88

30

9.16

1.

06

註 :M與 SD 的計算係根據成對選擇而來。

(13)

• 181 •

費十- ~階揖所有費項的平均數與樣準聾〈女) 變項

_N

_M

_SD

T

u

ss

352

10.09

1.09 AFF

349

38.93

2

1.

55 PTD

351

316.12

28.26 PhyA

352

4.62 .51

At

tD

348

12.09

4.25 IT

350

97.53

19.51 T

12

ss

339

9.07

1.

28 AFF

334

36.72

24.67 PTD

339

28

1.

94

36.91 PhyA

339

4.48 .53

At

tD

337

12.26

3~93

IT

335

108.49

17.20 ACH

337 .00

2.77 T

21

ss

64

9.36 .73

T

22

-ss

52

8.77 .85

-註 :M與 SD 的計算係根撮成對選擇而來。喜慶+三視攝JíIì;對過揮 ss 與各變頂的簡單相關

組

'iJ

IJ

AFF

PTD

PhyA

At

tD

IT

男

T

l1

₍₁

.28**

₅₈₎

₍₁

.88***

₅₈₎

₍₁₅₉₎

.88***

₍₁₅₈₎

.04

₍₁

.33***

₅₆₎

T n

₍₁₅₃₎

.18*

(1

.88***

56)

(156)

.86***

一 .17*

(155)

.52***

z&

.92

.00

.73

1. 85*

一 2.04* 女

T

l l

₍₃₄₉₎

.13**

₍₃₅₀₎

.83**

₍₃₅₂₎

.83***

一 .10*

₍₃₄₇₎

₍₃₄₉₎

.4

1***

T

12

.12*

.87***

.77***

一 .26*神

.35***

(334)

(339)

(337)

(335)

z'

‘

.13

一1. 89

2.20*

2.16*

.91

註:括弧中數字為受試老人數。 a 除 PTD 外，各比較係利用車側考驗。

*p< .05

**P<.Ol

***P<.OOl

(14)

四、學輯成就對社寶地位預測力的貢獻如表十三所示，學業成就與 55 有顧著相閱 (P<.∞1) 。利用逐步姐歸程序，先選擇若干變項，然後強制「學業成就」進入姐歸方程式。結果發現:在 RS 上，男女生分別提高 .01 和 .02 ，且此增加為顯著(分別為 P<.OI 與 p<.∞1) (見衰十四)。要+三 ..成就走平均數、標掌聲、及與 ss 的相關男 (N=152) 女(N=332)

M

.03

一 .00 設 :M與 SD 的計算係根據 z 分數。

*p < .001

SD

2.79

2.77

要+回投入 ACH 之摘要費

Step

Variabl

_Selected

e'

R2

F

R2

Change

男

(N =152)

1 PTD

.772

506.384紳

.772

2 PhyA

.801

298.93~*

.029

3 ACH

.811

211.502**

.010

女

(N =332)

1 PTD

.754

1009.595**

.754

2 PhyA

.789

614.047**

.035

3 IT

.794

422

.4

85**

.006

4 AFF

.800

326.822**

.∞6

5 ACH

.816

289.089**

.016

a 除 ACH 外，各變項之選擇係根攘逐步程序。

*p< .01

**p< .001

五、班級成員不變時社實地位的種史性 r

.59*

.48*

F Change

506.384**

2

1.

676**

8.111*

1009.595**

54.579**

9.105*

8.983*

28.444**

根據成對選擇所求得的平均數和標準差見表十、表十一。如表十五所示，前後兩階段間社安地位的相關在 .42 和 .62 間，且為顯著。根據 z 考驗，此穩定性並無性別差異 (P>.05) 。

(15)

我囡囡中學生社交地位的預測要+五在同-班級內自初期之 ss 預測來期之 ss 男女 a

z

註:括弧中數字為受試者人數。 a 所有差異之考驗為單側。

*p< .05

**P<.Ol

***p< .001

r

(T

ll

,

T

12)

.62***

(1

55)

.50***

(338)

1.

80

六、班級JilUI故費時社實施恆的種建性

•

"1閏﹒ r

(T

ll

,

T

u )

.61***

(30)

.42**

(52)

1.

09

根接成對選擇所求得的平均數和標準差見表十、表十→。如表十六所示，兩學年期間各階段間社空地位的相關均為顯著。值得注意的是，就相對廳的階段而言，社空地位的相關在 .55 和 .65 間，約略和盟級成員不變時的穩定性相當。 z 考驗的結果顧，各相關係數無性別差異 (P>.05) 。要+六自先前班級之 ss 預測後來班級的 ss r

(T

ll

, T

21) 男

₍₃₁₎

.62***

女

₍₆₄₎

.60***

z&

.14

註:括弧中數字為受試者人數 o a 所有差異之考驗為雙側。

*p< .05

**p< .01

***p< .001

r

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,

T:扭)

.55**

(30)

.65***

(52)

一 .65 就我國園中一年級學生來說，在五動初期，週歸方程式的充足模式大約可以解釋男女生社空地位的84% 。進一步分析的結果發現:不管男女生， PTO 和 PhyA 合併(去除其他賽項)也可解釋

84%的變異，所以 PTO 和 PhyA 二者有相當的預測力。而其他各變項，像 AFF

,

AttD

,

與 IT ，預測力較小，有的且與 PTO 和 PhyA 重疊 (redundant)

從半淨 RZ 看來，不管男女生， PTO 和 PhyA 是最重要的預測變項。部分由於兩者有高的相

閱 (P<.∞1) ，因此任何一個變項的單獨貢獻都變小了很多。因兩者有高相關，因此苦未去除其他

(16)

別為 .78 和 .69 PhyA 的預測力對男女生卦別為 .78 和 .68 。醒過大約一學年的互動，翹歸方程式充足摸式所能解釋的變異減少，但不管男女生，能解釋的變異部分仍達80佑。從半淨 R8 來分析，就男生而言， PTD 和 PhyA 仍為最重要的預測變項，兩者合併(去除其他賽項〉可以解釋的彩。就女生而言，除 PTD 和 PhyA 外， IT 和 AFF 也是重要預測變項，四者合併(去除其他變項)也可解釋 80% 。但 PTD 和 PhyA 仍為最重要的預測變項。和互動初期一樣，不管男女生， PTD 和 PhyA 任一變項本身也很有預測力(未去除其他費項)。具體而言， PTD 的預測力對男女生分別為 .77 和 .75

;

PhyA 的預測力對男女生分別為 .72 和 .58 0 如前所述，不論互動初期或末期， PTD 和 PhyA 都是重要預測變項。 PhyA 其實是受試者對同班同學外表的主觀評定，因此可視為一種個人特質。 Fishbein 與 Ajzen (1975) 的預期價值論認為，一個人對某對象的態度主要決定於他認為對方據有那些特質，以及他對這些特質的評價。從 PTD 和 PhyA 可以解釋相當多的社交地位變異量這事實看來，預期價值論在解釋社空地位的決定因素上，確實很有用。從本研究的結果看來， r社交地位的決定因素因互動階段不同而有差異」的假設得到部分支持。除了互動初期男生的 AttD 外，各預測變項和社交地位都有顯著的簡單相關。不過，有些變項的預測力確因互動階段而不同。這些變項，在男生方面，是 At tD (提高)和 IT (揖高)在女生方面 4 是 PhyA (降低)和 AttD (提高)。由於許多賽項和 PTD 及 PhyA 有相關，因此在接翹歸的分析中發現，不論是五動初期或末期，二者都是重要的決定因素，而和簡單相關時的情說不同。在將來的研究里，若能利用彼此較為獨立的預測變項，也許可以使社交地位決定因素的階設性更為清楚。

在這些簡單相關里，值得一捷的是，在初期和末期，不管男生或女生， AFF 和社交地位均有正相關。這個結果和 Atkinson ， Heyns，與 Veroff (1954) 及 Groesbeck (1958) 等人利用 TAT 去測量 nAff (親和需求〉時不同。他們發現由 TAT 所測得的 nAff 和社交地位有負相關。筆者認為可能是測量工具不同，所涉及的人格特質實際也不同所致。不管男生或女生，在互動末期加入 ACH ，都有助於社交地位的預測。其原因可能是: (1)高學業成就為一種良好特質，因此根攘 Fishbein 和 Ajzen 的預期價值論，它應有助於人際吸引;

(2)

如同 Schmuck (1979) 所建議的，成就和社會接納可能互為因果。亦間，低成就者在與同儕交往時可能表現恐懼和困惑，因而受到韓斥。另一方面，一學生苦受排斥，就會產生焦慮，因而不利於學業的學習。本研究探討兩種社交地位的種定性，間直級成員不變及班級成員改變這兩種情誼。當成員不變時，互動初期和末期的相關在 .42與 .62之間，此相關並為顯著。此結果表示互動末期的社交地位可以從互動初期來預測。如前面所述，丈獻上關於種定性的研究古或未提及互動階段，或在熟識之後測量，因此沒有顛倒資料可以和本研究的結果相比較。若受試者在第二學年開學時進入新班級，其社交地位與前一學年相對應階段社交地位的相關在 .55 至 .65 間。此結果表示，一學生在某團體受歡迎的，在新團體也傾向於如此;不受歡迎的，在新團體也傾向於不受歡迎。這也做乎表示，一學生在類倒情況(節剛認識的情境或熟識和情境) ，其行為組型傾向於一致，以致受歡迎的程度也趨向於一致 o 另一可能為，部分學生對新成員已有某種 r' 了解 J ，因而有某種預期，而使其人際行為組型穩定起。無論如何，筆者認為此發現在教育上有其重← 要意義，因此有進一步研究的必要。本研究發現個人特質期許性和主觀的外表吸引力與社交地位有密切關係。因此強調良好個人特質 (如友善、樂於助人、用功等)之培養，學業成就與外表之改進的教育措施應有助於社空地位的提高，

(17)

• 185 •

。但因為本研究為相關研究，所以此種因果關係的敘述祇是一種推測。然而，有一些研究者利用實驗法，確曾發現良好的個人特質 (Ajzen ，

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THE PREDICTION OF

SOCIOl\直ETRIC

STATUS

AMONG JUNIOR BIGB SCHOOL STUDENTS

WEN-JER CHANG

ABSTRACT

• 189 •

A two-year longitudinal investigation was conducted. The purposes of

this study were to ìnvestigate the relative importance of affiliative

tend-ency

,

personal trait desirability. physical attractiveness. attitude similarity

,

and intelligence in determìnation of sociometric status at two different

times in one academic year

,

and to determine the stability of sociometric

status when the students remain in the same class over the academic year

and when they enter a relatively new class in the following year.

The subjects were 160 male and 353 female 7th-graders from 12 junior

high schools in

Taip剖，

Taiwan. In the second year

,

31 males and 64 females

in 10 schools were followed-up.

During the 3rd through 4th week of the first year

,

the subjects were

gìven a serìes of instruments that included the Revised Interpersonal

Judg-ment Scale

,

Personal Facts Scale

,

Personal Trait Rating Scale

,

the Attitude

Questionnaire for Junior High School Students. and the Revised AGCT.

The same procedure was repeated at the end of the academic year. In the

second year

,

the Revised Interpersonal Judgment Scale was administered

during the 3rd through 4th week

,

and again at the end of the academic

year. Multiple regression methods were the principle forms of analysis.

The results indicate that

,

at the early stage of acquaintance

,

personal

trait desirability and subjective physical attractiveness are the most

important determinants of sociometric status for both males and females.

At the later stage. those two variables continue to be the most important

determinants for males

,

while for females

,

personal trait desirability

,

subjective physical attractiveness

,

inte

lIi

gence

,

and affiliative tendency are

the most important ones. Scholastic achievement increases predictìon at

the later. stage for both males and females.

If

the membership of a class

remains constant

,

the correlations between the sociometric status measured

(22)

at the early stage and the late stage range from .42 to .62.

If

the membership

changes so that only a small proportion of the original sample remains in

the new group

,

the correlations of sociometric status at the corresponding

stages of the two academic years range from .55 to .65.