張 蓉 高躍光

(1.云南財經(jīng)大學(xué) 財政與公共管理學(xué)院，昆明 650221；2.西南財經(jīng)大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，成都 611130)

一、引 言

教育環(huán)境是影響教育質(zhì)量的重要因素之一。學(xué)者們一般認(rèn)為學(xué)校、班級同學(xué)的能力和特征對學(xué)生個體的成績有影響，而學(xué)生所在群體的能力和特征可以看作同伴群體對個體產(chǎn)生影響的一種潛在投入，即同群效應(yīng)。[1-2]我國很早就有關(guān)于同群效應(yīng)的描述：戰(zhàn)國時期，趙國荀況在《荀子·勸學(xué)》中寫道“蓬生麻中，不扶自直；白沙在涅，與之俱黑?！睍x朝傅玄在《傅鶉觚集·太子少傅箴》提到“近朱者赤，近墨者黑。”這些古文通過事物之間的相互影響比喻人與人之間的互動作用，強(qiáng)調(diào)了環(huán)境對人發(fā)展的重要性?！懊夏溉w”的故事體現(xiàn)了對子女教育環(huán)境的選擇，暗含了教育環(huán)境中的同群者對學(xué)習(xí)成績的重要影響。[3]NELS(National Education Longitudinal Study)關(guān)于父母部分的數(shù)據(jù)顯示，十年級學(xué)生中有65%是與他們最好的朋友一起上學(xué)，94%的學(xué)生至少與三位最親密的朋友中的一位一起上學(xué)；而關(guān)于學(xué)生部分的數(shù)據(jù)顯示，83%的受訪者表示會友是上學(xué)的主要原因。[4]目前的研究表明，在其他條件相同的情況下，越擁有高素質(zhì)的同學(xué)或同學(xué)的父母，其素質(zhì)水平往往就越高，[5-7]其他同學(xué)成績水平的提升對學(xué)生個體成績具有積極的影響[8]。更為重要的是，這種作用可能還會延伸到畢業(yè)后的工資水平；[9]然而同群人的不當(dāng)行為也可能對學(xué)生個體成績產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響[10-11]。拉維和施洛瑟研究發(fā)現(xiàn)，如果在課堂上干擾過多或者女生比例過高而導(dǎo)致男生分心等情況，也不利于學(xué)生成績的提升。[12]

如果同群多樣性的投入對提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績和教學(xué)質(zhì)量具有不可估量的作用，那么認(rèn)清這種影響很重要，特別是同群效應(yīng)對學(xué)生成績的影響機(jī)制和依賴條件很重要。然而遺憾的是，現(xiàn)有對同群效應(yīng)的研究，主要以平均類指標(biāo)對同群人行為進(jìn)行表示，如以平均入學(xué)率表示，[13]以班級內(nèi)部女生的比重、黑人學(xué)生的比重、換校生的比重等表示，[14-16]還有考慮同學(xué)間的社會經(jīng)濟(jì)地位、文化交流情況等[17]。平均類指標(biāo)主要是按均勻計算，沒有輕重或多少的分別，在應(yīng)用過程中容易夸大部分相對較弱的那一類指標(biāo)的作用，或是縮小部分相對較強(qiáng)的那一類指標(biāo)的作用。鑒于此，本文引入與個體互動緊密相關(guān)的具有優(yōu)素質(zhì)、劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量，以更加精準(zhǔn)地反映社會互動結(jié)果。并一步檢驗同群效應(yīng)的依賴條件，即近朱者赤、近墨者黑發(fā)生的依賴條件，進(jìn)而探討如何避免近墨者黑以及強(qiáng)化近朱者赤效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)生所在學(xué)校和班級都會構(gòu)成學(xué)生在教育生活中的同伴群體圈子，這個群體的能力、特征和差異性將會對學(xué)生個體的學(xué)業(yè)成績和其他行為結(jié)果產(chǎn)生重要影響，即教育中的同群效應(yīng)，然而關(guān)于教育中是否存在同群效應(yīng)卻沒能在目前的學(xué)術(shù)討論中得到一致答案?，F(xiàn)有探索中，已經(jīng)發(fā)現(xiàn)學(xué)校教育存在正向“同群效應(yīng)”，即在教育中，班級內(nèi)同學(xué)的成績越高，對于某個學(xué)生提高成績越具有顯著正向影響。[5-6]丁和萊爾基于中國數(shù)據(jù)的研究給出了中國城市地區(qū)的基礎(chǔ)教育中確實存在同群效應(yīng)的強(qiáng)有力證據(jù)。[18]側(cè)重于行為結(jié)果的分析中也發(fā)現(xiàn)了同群效應(yīng)的存在，如同群間關(guān)聯(lián)對于吸食大麻的影響，[19]還有對同群人行為的長期影響，包括對IQ分?jǐn)?shù)、青少年生育、教育選擇、成年勞動力市場狀況和收入等；[20]同群人行為的短期影響，如中小學(xué)生的學(xué)習(xí)成績[21-23]。但在大學(xué)生學(xué)習(xí)成績影響的研究中，得出的結(jié)果差異較大，如齊默爾曼研究發(fā)現(xiàn)這種同群效應(yīng)在大學(xué)時期同樣顯著，[14]也有研究認(rèn)為這種效應(yīng)并不明顯或不存在[24-26]。研究教育中的同群效應(yīng)，一個關(guān)鍵是理清同群效應(yīng)存在的機(jī)制。目前的研究也針對同群效應(yīng)存在的原因給出了很多答案。一方面的研究認(rèn)為隨著時間的流逝，這種效應(yīng)的存在是必然的，因為學(xué)生個體一旦步入青春期，他們就會花費大量時間在同學(xué)身上，加上遠(yuǎn)離父母的監(jiān)管，導(dǎo)致同齡群體成為他們最重要的社會參考。[27]其次，同群人行為間的互動導(dǎo)致行為結(jié)果的外溢，如可以通過談話、小組學(xué)習(xí)、互相幫助、間接地通過觀察學(xué)習(xí)產(chǎn)生影響。[17][28]當(dāng)然，不可避免的是自律較差的學(xué)生可能會擾亂班級的這種良性互動，產(chǎn)生行為傳導(dǎo)的負(fù)作用，[13][29]更有甚者，部分學(xué)生受到同群人行為的影響而出現(xiàn)吸煙、加入幫派等惡劣行為而忽視學(xué)業(yè)[30]。最后，年齡相對較大學(xué)生的雙向引導(dǎo)。因為入學(xué)年齡較晚的學(xué)生年齡相對較大，在班級的表現(xiàn)和成績可能更好，而年齡相對較小的同學(xué)可以從前者學(xué)到更多，在其它方面亦是如此，因為后者可能會受到前者行為的影響，[20][31]也就是說，導(dǎo)致部分年齡較大的同群人行為成為了榜樣，被視為傳遞思想、行為、價值觀、規(guī)范和思維方式的有力手段[32]。然而，年齡相對較大的學(xué)生也更有可能參與到冒險行為，年齡相對較小的學(xué)生也可能模仿他們，進(jìn)而產(chǎn)生負(fù)的外部性。[20][33]

對于同群效應(yīng)的研究，還有一個重點內(nèi)容就是固定效應(yīng)的選擇，因為不同的固定效應(yīng)可能影響著學(xué)生個體的同群人選擇結(jié)果。如菲利奧和哈努謝克等利用了學(xué)生個體固定和班級固定，[8][11]還有學(xué)校、教師、個體三者的固定效應(yīng)，[34]更有研究根據(jù)學(xué)校類型的差異而選擇用學(xué)校類型固定和學(xué)校固定，[17]部分研究僅應(yīng)用了學(xué)校固定效應(yīng)，[13][35-36]因為納入學(xué)校固定效應(yīng)有助于緩解因忽略相關(guān)性影響而產(chǎn)生的內(nèi)生性偏差[37]。這些控制極大地限制了“相關(guān)效應(yīng)”的偏倚范圍。[38]

以上文獻(xiàn)觀點與方法對本文研究提供了重要借鑒，然而在固定效應(yīng)選擇方面，鑒于部分研究認(rèn)為班級、學(xué)校對于同群效應(yīng)具有的重要性，如隔離越多，則類似于近朱者赤、近墨者黑的外部性就越少，[39-40]又由于本文涉及同群效應(yīng)的優(yōu)素質(zhì)行為的朋友與劣素質(zhì)行為的朋友統(tǒng)計的來源地主要是班內(nèi)或校內(nèi)。因此，基準(zhǔn)計量回歸模型均采用班級固定來考察教育中的同群效應(yīng)，并進(jìn)一步厘清其依賴條件，為下一步的教育環(huán)境決策提供參考。

三、數(shù)據(jù)、變量與計量模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CEPS)(初中階段)，即2013—2014學(xué)年調(diào)查的七年級與九年級學(xué)生問卷數(shù)據(jù)。CEPS數(shù)據(jù)調(diào)查主體包括學(xué)生、家長、班主任、任課教師和學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)，調(diào)查范圍包括全國28個縣(區(qū))的112所學(xué)校、438個班級的2萬多個學(xué)生樣本，旨在揭示家庭、學(xué)校、社區(qū)以及宏觀社會結(jié)構(gòu)對于個人教育產(chǎn)出的影響。本文主要選取七年級學(xué)生為代表233個班的10 037個樣本，再經(jīng)過對關(guān)鍵指標(biāo)的部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和處理，最終選取9 895個樣本。

(二)變量選取

被解釋變量的選?。航梃b齊默爾曼、薩瑟多特 、布魯內(nèi)羅等研究以GPA(平均成績點數(shù))作為被解釋變量[14][41-42]，根據(jù)問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，選取該學(xué)生的學(xué)習(xí)成績總體評價結(jié)果作為反映學(xué)生成績的指標(biāo)，即目前的成績在班里處于何種狀態(tài)，包括不好、中下、中等、中上、很好五個等級，分別令這五個等級為1、2、3、4、5。

核心解釋變量的選?。焊鶕?jù)該學(xué)生填寫的幾個最好朋友的相關(guān)信息，選取近朱者赤類的變量作為優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量，如好朋友中有沒有或一到兩個這樣的或很多這樣的學(xué)習(xí)成績優(yōu)良、學(xué)習(xí)努力刻苦、想上大學(xué)的。具體地，如果“沒有這樣的”設(shè)為1，“一到兩個這樣的”為2，“很多這樣的”為3，再將這幾類問題的數(shù)字加總就得到反映近朱者赤的變量。類似地，選取近墨者黑類的變量作為劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量，如好朋友中有沒有或一到兩個這樣的或很多這樣的逃課、曠課、逃學(xué)，違反校紀(jì)被批評、處分，打架，抽煙、喝酒，經(jīng)常上網(wǎng)吧、游戲廳，談戀愛，退學(xué)了，如果“沒有這樣的”設(shè)為1，“一到兩個這樣的”為2，“很多這樣的”為3，再將這幾類問題的數(shù)學(xué)加總就得到反映近墨者黑的變量。

控制變量的選?。鸿b于現(xiàn)有研究的一個基本共識，即當(dāng)前的成績不僅受到家庭、學(xué)校和同齡效應(yīng)的影響，還受到過去打下的基礎(chǔ)的影響，[8]我們對控制變量的選取主要基于以下方面。一是包含個人特征的變量，如性別、健康情況、入學(xué)年齡，還有在小學(xué)六年級時的學(xué)習(xí)成績排名，因為過去的成績一直是個人能力的代表；[43-44]另外，考慮到獨生子女政策引發(fā)的少子化，導(dǎo)致對于兄弟姐妹同胞的缺失，孤獨程度相對提高，也會影響到對于社會交往能力的缺失等，[45-46]故選取是否是獨生子女變量進(jìn)行考慮。二是包含家庭特征的變量，如家庭條件、是否是少數(shù)民族。三是包括學(xué)校內(nèi)部特征的變量，如班級大小，即班級人數(shù)，還有教師的負(fù)責(zé)任程度和耐心度。

(三)描述性統(tǒng)計

根據(jù)上述變量選取的結(jié)果，列示出主要變量的描述性統(tǒng)計(見表1)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(四)計量模型

1.基準(zhǔn)模型的設(shè)定

根據(jù)選取的相關(guān)變量，借鑒霍克斯比和帕塔基尼的研究，[9][47]設(shè)定反映近朱者赤、近墨者黑的計量模型，分別反映同群效應(yīng)對學(xué)生學(xué)習(xí)成績的影響，并根據(jù)布萊克等的研究方法進(jìn)行回歸[20]。具體如下：

(1)

(2)

2.交互模型的設(shè)定

進(jìn)一步，引入影響近朱者赤、近墨者黑的交互項，以檢驗同群效應(yīng)作用的產(chǎn)生依賴于何種機(jī)制，主要包括父母教育期望的壓力、父母的監(jiān)管程度，以及父母與其朋友的父母熟識情況，用以探討如何擴(kuò)大近朱者赤的影響或減少近墨者黑的影響。具體如下：

(3)

(4)

其中：ΘXi分別表示父母教育期望的壓力、父母的監(jiān)管程度，以及父母與其朋友的父母熟識情況，βx表示該交互變量的影響系數(shù)，βy表示交互后的影響系數(shù)，有i=1,2,3。

四、實證檢驗

(一)基準(zhǔn)回歸檢驗

擁有較好的學(xué)習(xí)同伴可能會對個體的學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生積極影響，反之，如果擁有較差的學(xué)習(xí)同伴則可能會對個體的學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生消極影響，表2顯示了該實證檢驗結(jié)果。所有回歸均控制了班級的固定效應(yīng)。表2的第(1)列與第(4)列分別顯示了近朱者赤與近墨者黑的檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)前者的回歸系數(shù)為0.1576，且在1%的置信水平下顯著為正，這就意味著擁有較好的學(xué)習(xí)同伴能夠?qū)€體的學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生積極影響，證實了近朱者赤的存在性；同時，發(fā)現(xiàn)后者的回歸系數(shù)為-0.0443，且在1%的置信水平下顯著為負(fù)，也就意味著擁有較差的學(xué)習(xí)同伴能夠?qū)€體的學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生消極影響，即證實了近墨者黑的存在性。當(dāng)然，不包含個體其它層面的控制變量，可能會高估近朱者赤或近墨者黑的影響程度。于是，我們分別在第(2)列與第(5)列加入控制變量，發(fā)現(xiàn)二者的回歸系數(shù)分別穩(wěn)定在0.1018與-0.0283，且均在1%的置信水平下顯著，進(jìn)一步證實了近朱者赤與近墨者黑的存在性。這就說明如果身邊優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量中具有學(xué)習(xí)成績優(yōu)良、學(xué)習(xí)努力刻苦以及想上大學(xué)的較多，那么對提升自身學(xué)習(xí)成績的概率較大；相反，如果身邊朋友多為劣素質(zhì)行為的朋友，那么對降低自身學(xué)習(xí)成績的概率也較大?？偟膩碚f，近朱者赤、近墨者黑的存在主要歸因于同群效應(yīng)中的互動作用所產(chǎn)生的外部性，就是當(dāng)較好的學(xué)習(xí)同伴較多時，個體能夠受益于學(xué)習(xí)同伴的優(yōu)點并吸收其較好的外部性；當(dāng)較差的學(xué)習(xí)同伴較多時，個體會受制于學(xué)習(xí)同伴的缺點并吸收其較差的外部性。另外，從整體上來看，近朱者赤的回歸系數(shù)在各方程中均大于近墨者黑的回歸系數(shù)，這說明同群效應(yīng)中優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量產(chǎn)生的近朱者赤的作用占據(jù)著主導(dǎo)地位，意味著擁有較好的學(xué)習(xí)同伴的積極效應(yīng)遠(yuǎn)大于擁有較差的學(xué)習(xí)同伴的消極效應(yīng)。

在部分控制變量的回歸結(jié)果中，發(fā)現(xiàn)性別變量的系數(shù)顯著為負(fù)，即說明在初等教育階段女生的成績相對更好，與大學(xué)階段的情況完全相反，[42]這也與大多數(shù)研究保持一致。個體健康狀況與其學(xué)習(xí)成績具有緊密關(guān)聯(lián)，回歸結(jié)果也顯示身體健康程度高的個體其學(xué)習(xí)成績也相對較好。在入學(xué)年齡方面，兩類回歸均未發(fā)現(xiàn)入學(xué)年齡對個體學(xué)習(xí)成績的影響，其原因可能在于：本文研究的是短期效應(yīng)，并未涉及長期效應(yīng)，而入學(xué)年齡對學(xué)習(xí)成績的影響可能涉及長期效應(yīng)。在小學(xué)六年級的排名方面，發(fā)現(xiàn)該回歸系數(shù)基本顯著為負(fù)，說明小學(xué)階段學(xué)習(xí)稟賦具有明顯的持續(xù)性，即排名越靠前，越對當(dāng)前的學(xué)習(xí)成績具有積極影響。在教師的因素方面，發(fā)現(xiàn)教師對學(xué)生的耐心程度是影響個體學(xué)習(xí)成績的重要因素。個體是否屬于少數(shù)民族、班級大小以及教師的負(fù)責(zé)任程度等回歸結(jié)果在統(tǒng)計上均不顯著，可能原因在于本文使用的七年級數(shù)據(jù)尚觀測不到上述差異的影響作用。此外，在個體家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及是否獨生子女方面，發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的確能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)成績的提升，一個明顯原因就是經(jīng)濟(jì)條件越好，使得父母在教育資金投入與教育參與的優(yōu)勢越明顯，獨生子女可能更能獲得良好的家庭教育支持，并且良好的營養(yǎng)與健康狀態(tài)，都顯著地促進(jìn)了學(xué)習(xí)成績的提升。

(二)內(nèi)生性檢驗

回歸中雖然控制了個人特征、家庭特征、學(xué)校內(nèi)在特征以及班級的固定效應(yīng)，但仍可能存在變量遺漏等問題而帶來的估計有偏，因此，需要引入工具變量解決這一內(nèi)生性問題。這里以112所學(xué)校為單位，在樣本中選擇校內(nèi)除自己以外其他同學(xué)的父親、母親的受教育年限，然后再用自己父母的受教育年限與前者作除，反映的是當(dāng)自己父母的受教育年限高于平均值時，可能會獲得更多優(yōu)素質(zhì)行為的朋友資源。這樣考慮的原因如下：第一，由于上一代人的教育情況會影響當(dāng)代人的行為，比如通過提供良好的教育環(huán)境或樹立一個好榜樣使子女受益，也就是存在家庭內(nèi)部人力資本的外部性，使得父母的受教育年限與子女素質(zhì)水平緊密相關(guān)；第二，其他同學(xué)父母的受教育年限顯然不能直接影響受訪者的學(xué)習(xí)成績水平，而只能通過同學(xué)進(jìn)行傳導(dǎo)影響。

表2 近朱者赤與近墨者黑檢驗

表2顯示了工具變量的檢驗結(jié)果，需要說明的是原有的2SLS回歸方法容易忽略被解釋變量的有序離散特征，借鑒羅德曼關(guān)于混合回歸的方法，[48]在表2的第(3)列和第(6)列引入了IV-Oprobit方法進(jìn)行回歸。發(fā)現(xiàn)二者的回歸系數(shù)分別為0.4916與-0.4786，均在1%的置信水平下顯著，雖然回歸系數(shù)均明顯大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，但回歸系數(shù)符號并未發(fā)生變化，故依然支持本文的研究結(jié)論，進(jìn)一步驗證了上述研究結(jié)果。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.固定效應(yīng)變換

鑒于前文關(guān)于固定效應(yīng)在分析同群效應(yīng)中的作用，參照伯克和薩斯的研究，[16]即加入不同層級的固定效應(yīng)，同群效應(yīng)的結(jié)果也具有明顯的差異。因此，這里分別引入無固定、學(xué)校固定以及縣(區(qū))固定，分別檢驗在不同固定效應(yīng)條件下的近朱者赤、近墨者黑的影響結(jié)果。表3結(jié)果顯示出，回歸系數(shù)的符號均未發(fā)生改變，與初步回歸結(jié)果保持一致；其他變量的回歸結(jié)果也基本保持一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗：固定效應(yīng)變換

2.變換計量估計方法

由于Oprobit模型與Ologit模型的差別主要是關(guān)于殘差的假設(shè)不同，即前者假設(shè)是正態(tài)分布，后者是Logistic分布，為保證回歸的穩(wěn)定性與確定性，引入Ordered-logit模型進(jìn)行再回歸。表4的第(1)-(2)列與第(5)-(6)列的檢驗結(jié)果顯示，分別引入班級固定與學(xué)校固效應(yīng)后的回歸系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，雖然系數(shù)符號與基準(zhǔn)回歸結(jié)果略有差異，但系數(shù)符號并未發(fā)生改變。即變化換計量估計方法，并未改變近朱者赤與近墨者黑的效應(yīng)的存在性。同樣，該回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)近朱者赤的效應(yīng)仍然強(qiáng)于近墨者黑的效應(yīng)，其它控制變量的檢驗也與前文基本保持一致。

3.基于城鄉(xiāng)分組的檢驗

1958年，全國人大常委會通過并公布了《中華人民共和國戶口登記條例》，使戶口登記有了全國統(tǒng)一完整的法律依據(jù)，城鄉(xiāng)二元戶籍制度確立。隨著城鄉(xiāng)二元分割，城鄉(xiāng)居民受益的教育公共服務(wù)也具有明顯的不同，突出表現(xiàn)在農(nóng)村地區(qū)的教育公共服務(wù)相對較差，即分屬于不同戶籍的個體其教育表現(xiàn)可能也存在差異。表4的第(3)-(4)列與第(7)-(8)列分別表示了近朱者赤與近墨者黑在城鄉(xiāng)間的分布差異，檢驗發(fā)現(xiàn)二者的回歸系數(shù)符號仍與初步回歸結(jié)果保持一致；還可以看出，城鎮(zhèn)地區(qū)的回歸系數(shù)無論是在近朱者赤還是近墨者黑中，都顯示出更為敏感的結(jié)果，即城鎮(zhèn)地區(qū)的學(xué)生成績更容易受到同群效應(yīng)的影響，城鎮(zhèn)地區(qū)的學(xué)生成績變化彈性更大，一個可能的原因是城鎮(zhèn)地區(qū)的多樣化程度更高，導(dǎo)致受影響的概率更高。更為重要的是，城鎮(zhèn)地區(qū)的回歸系數(shù)均明顯大于農(nóng)村地區(qū)的回歸系數(shù)，說明城鎮(zhèn)地區(qū)的回歸系數(shù)與顯著度均強(qiáng)于農(nóng)村地區(qū)。

表4 穩(wěn)健性檢驗：方法變換與城鄉(xiāng)分組

(四)作用機(jī)制分析

前文驗證了同群效應(yīng)的近朱者赤與近墨者黑的存在性，那么這種存在性具體是通過何種機(jī)制傳導(dǎo)的？擁有較好的學(xué)習(xí)同伴即擁有優(yōu)素質(zhì)行為的同伴數(shù)量越多，個體越會受益于同伴的行為表現(xiàn)，甚至?xí)纬梢环N羊群效應(yīng)。也就是說，優(yōu)素質(zhì)行為的同伴往往投入較多資源用于學(xué)習(xí)方面，如果學(xué)習(xí)同伴大多都參加了補(bǔ)習(xí)，則個體也可能會參加補(bǔ)習(xí)，以致于左右父母的教育決策。于是，我們尋找了是否參加了寒暑假補(bǔ)習(xí)這一變量，如在寒暑假參加補(bǔ)習(xí)不但可以彌補(bǔ)正常上課時間學(xué)習(xí)的不足，而且能夠集中時間強(qiáng)化學(xué)習(xí)效果與學(xué)習(xí)狀態(tài)的保持。同樣，一個良好的學(xué)習(xí)態(tài)度對于學(xué)習(xí)成績的提升至關(guān)重要。如果優(yōu)素質(zhì)行為的同伴數(shù)量較多，其端正的學(xué)習(xí)態(tài)度也會外溢到相關(guān)個體，進(jìn)而作用于受影響的個體。認(rèn)知是人最基本的心理過程，優(yōu)素質(zhì)行為的同伴數(shù)量越多，其所表現(xiàn)出的優(yōu)素質(zhì)行為，會潛移默化影響著同群效應(yīng)向積極方向發(fā)展，進(jìn)而有利于相關(guān)個體認(rèn)知能力的提升，而認(rèn)知能力的提升對于學(xué)習(xí)進(jìn)步具有積極影響。此外，身邊優(yōu)素質(zhì)行為的朋友與劣素質(zhì)行為的朋友還可能會影響教育期望，如果優(yōu)素質(zhì)行為的同伴具有崇高理想，對未來發(fā)展具有較高期待，則這種期待也會在同伴中進(jìn)行傳播。顯然，這種期望越高，努力程度相對越大，越有利于成績提升。

于是，我們以上述幾個因素作為優(yōu)素質(zhì)行為同伴與劣素質(zhì)行為同伴對個體學(xué)習(xí)成績的影響機(jī)制。表5顯示了影響機(jī)制的回歸結(jié)果。第(1)列與第(5)列分別顯示了是否參加寒暑假補(bǔ)習(xí)班的作用，發(fā)現(xiàn)該因素僅在近朱者赤這一效應(yīng)中顯著為正，說明優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量越多，參加寒暑假補(bǔ)習(xí)班的幾率越大，而劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量對這一影響不顯著，一個可能的原因是參加寒暑假補(bǔ)習(xí)班還部分取決于父母因素，或者說如果劣素質(zhì)行為的同伴數(shù)量越多則參加補(bǔ)習(xí)班的可能性越小。第(2)列與第(6)列分別顯示了學(xué)習(xí)態(tài)度這一因素的作用，發(fā)現(xiàn)該因素在近朱者赤中顯著為正，近墨者黑中顯著為負(fù)，且均在1%的置信水平下顯著，說明優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量越多越有利于學(xué)習(xí)態(tài)度的培養(yǎng)，而劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量降低了學(xué)習(xí)態(tài)度培養(yǎng)的概率。第(3)列與第(7)列分別顯示了對認(rèn)知因素的作用，也發(fā)現(xiàn)該因素在近朱者赤中顯著為正，近墨者黑中顯著為負(fù)，證實了同群效應(yīng)對于個體認(rèn)知方面的積極或消極影響。最后，第(4)列與第(8)列分別顯示了對教育期望的影響，同樣證實了優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量有助于獲得高教育期望的概率。

表5 作用機(jī)制的檢驗結(jié)果

(五)進(jìn)一步的依賴條件分析

進(jìn)一步，探討近朱者赤與近墨者黑二者作用存在的依賴條件，目的在于尋求破解同群效應(yīng)的依賴條件機(jī)制，即什么因素可以促進(jìn)同群效應(yīng)中近朱者赤的作用，什么因素可以遏制同群效應(yīng)中近墨者黑的作用。能夠影響同群效應(yīng)的作用方向，還是來自于個體層面與家庭層面，如果父母給予個體的學(xué)習(xí)壓力越大，則有可能會影響其學(xué)習(xí)同伴的選擇問題，即選擇那些學(xué)習(xí)努力程度高的優(yōu)素質(zhì)行為的同伴；同時，如果父母的監(jiān)管相對較為嚴(yán)格，也會制約其交往劣素質(zhì)行為的同伴，進(jìn)而影響其學(xué)習(xí)成績的提升。當(dāng)然，這種同群效應(yīng)還與學(xué)校、教師等存在著緊密關(guān)聯(lián)。如果學(xué)校或教師層面布置的作業(yè)較多，則個體會花費較多的時間用以完成作業(yè)，也會制約其交往優(yōu)素質(zhì)行為或劣素質(zhì)行為同伴的能力。

于是，我們在表6分別引入了自身因素與父母因素的變量，如對父母教育期望的壓力、父母監(jiān)管，還有每天的作業(yè)花費時間，結(jié)果顯示近朱者赤與近墨者黑的效應(yīng)均未發(fā)生改變。具體地：第(1)列與第(4)列的結(jié)果顯示，期望壓力與優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量的交互項系數(shù)顯著為負(fù)，與劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量的交互項系數(shù)顯著為正，說明如果優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量相對較多時，適當(dāng)?shù)販p少期望壓力對于提升學(xué)習(xí)成績的概率是有益的，而對于劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量相對較多時，適當(dāng)?shù)卦黾悠谕麎毫?，即進(jìn)一步加大受教育程度的要求可以倒逼學(xué)習(xí)成績提

表6 依賴條件的檢驗結(jié)果(Oprobit)

升的概率。在第(2)列與第(5)中，父母強(qiáng)化監(jiān)管力度與優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量的交互項，系數(shù)顯著為負(fù)，說明當(dāng)好朋友數(shù)量多時，適當(dāng)放松監(jiān)管有可能促進(jìn)近朱者赤效應(yīng)的發(fā)揮；但與劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量的交互項不顯著，說明直接的監(jiān)管可能作用不明顯，可能還需要通過其自身學(xué)習(xí)意識的提升才能實現(xiàn)。在第(3)列與第(6)列中，作業(yè)花費時間與優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量交互項為負(fù)且不顯著，而與劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量交互項顯著為正，說明前者可能受到近朱者赤的影響獲得學(xué)習(xí)效率的提升，而后者如果要達(dá)到這種效果，需要加大作業(yè)花費時間，一方面可以減少受到劣素質(zhì)行為的朋友影響，另一方面也可以通過下苦功而努力趕上。

五、研究結(jié)論與建議

當(dāng)一個人的行為受到一個或多個其他人互動的影響時，就產(chǎn)生了同群效應(yīng)。本文采用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(七年級)的學(xué)生數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：(1)無論是基于班級固定、學(xué)校固定，還是地區(qū)固定效應(yīng)，同群效應(yīng)的近朱者赤與近墨者黑現(xiàn)象都顯著地存在；(2)寒暑假補(bǔ)習(xí)、學(xué)習(xí)態(tài)度、認(rèn)知得分與教育期望產(chǎn)生重要的機(jī)制作用，優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量對上述均具有顯著正向影響，而劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量對上述不顯著或顯著為負(fù)；(3)進(jìn)一步的依賴條件檢驗發(fā)現(xiàn)，通過減壓與放松管制均有利于近朱者赤作用的更好發(fā)揮；在擁有劣素質(zhì)行為的朋友較多時，通過強(qiáng)化期望壓力與增加有效作業(yè)花費時間，均有利于有效遏制近墨者黑的作用存在。

綜合上述研究分析結(jié)果，提出如下三點政策建議：第一，在學(xué)校之間、班級之間抑或是同學(xué)之間，組成“學(xué)習(xí)聯(lián)盟”通過學(xué)習(xí)交流，相互學(xué)習(xí)，形成學(xué)習(xí)的激勵效應(yīng)，提高相互的學(xué)習(xí)成績；第二，對于“近朱者赤”環(huán)境中的同學(xué)，家庭、學(xué)校應(yīng)該適當(dāng)減壓，通過適當(dāng)減壓來達(dá)到更好學(xué)習(xí)成績的目的；第三，對于“近墨者黑”環(huán)境中的同學(xué)，家庭、學(xué)校應(yīng)該適當(dāng)加壓，通過適當(dāng)加壓，激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)的動力，達(dá)到提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績的目的。