王春超 肖艾平 于瀚辰

(1.暨南大學 經(jīng)濟學院，廣州 510632；2.廣東金融學院 保險學院，廣州 510521；3. 哈佛大學 地理分析中心，美國馬薩諸塞州)

一、引 言

2017年底，世界銀行發(fā)布的《2018年世界發(fā)展報告:學習以實現(xiàn)教育的承諾》指出：“目前全球教育系統(tǒng)正面臨‘學習危機’，中低收入國家的基礎教育效果與中高收入國家的差距正在逐步拉大。在中低收入國家平均認知能力排名前25%的學生，還不及中高收入國家排名末尾25%的學生?！盵1]這種在基礎教育階段因“學習危機”所產(chǎn)生的弱勢地位，將會繼續(xù)擴展到兒童成年后的勞動力市場中，進而轉化為“技能危機”。對農(nóng)村基礎教育階段兒童而言，學校教育是其人力資本積累的主要途徑，兒童早期的人力資本投資要比晚期的干預重要得多。[2]然而，我國部分農(nóng)村地區(qū)基礎教育發(fā)展相對滯后，教育產(chǎn)出效率與城市相比，還有著較大差距。[3]因此，提高我國農(nóng)村基礎教育質量，提升兒童人力資本積累的效率，是破解“學習危機”和“技能危機”的基礎工程，對實現(xiàn)城鄉(xiāng)教育公平有重要意義。

現(xiàn)有文獻從學校規(guī)模、師資建設、家庭背景等多方面對教育質量進行了研究[4-5]，科爾曼(Coleman)等人[6]發(fā)現(xiàn)相比學校投入，影響學生成績最主要的因素是家庭背景，其次是同伴效應。然而許多農(nóng)村兒童的父母外出務工，只能將學齡孩子留在家鄉(xiāng)由隔代老人或其他親人代為照管，父母在兒童學習成長中長期缺位。[7]此外，農(nóng)村基礎教育階段的學生年齡偏小，正是各種觀點形成期，同班同學由于絕大部分時間在一起學習生活，因此同伴在兒童成長過程中至關重要。[8-12]

然而，由于班級同伴效應的混合效果較難評估，現(xiàn)有文獻多基于同伴之間知識溢出理論[13-14]，探討如何以最佳知識溢出方式，通過同伴分配和重組來提升整體學業(yè)成績。具體概括為兩類文獻，一類是“近朱者赤”，即將成績差的學生從成績較差的同伴群體轉移到成績較好的同伴群體中，他們的成績可能會提高；[15-16]另一類是“近墨者黑”，成績較差的同伴也可能因其不良行為表現(xiàn)對成績好的學生產(chǎn)生負外部性[17-19]。那么，在同一個同伴群體內(nèi)，高分群體的正溢出效應與低分群體的負溢出效應是否對稱？如果不對稱，兩者綜合博弈后的結果是變大、變小，還是相互抵消？以往研究缺乏對班級同伴進行分配和重組后的總體效應估計。隨著空間計量理論和應用的發(fā)展，大量文獻認為空間距離的鄰近會增加學生網(wǎng)絡之間的互動，進而產(chǎn)生同伴效應[20-21]，但網(wǎng)絡互動固有的內(nèi)生性使同伴效應識別存在困難，空間自回歸模型能較好識別網(wǎng)絡中的情境效應、內(nèi)生效應和相關效應[22-23]，只有當學生相互接近并產(chǎn)生社會互動時，空間鄰近上的同伴效應才會產(chǎn)生[14]。因此，研究學生在班級中的同伴效應，不容忽視的是空間上的鄰近性，而以往文獻較少考慮班級同伴空間距離與同伴效應的關系。

本文的主要貢獻：第一，克服了以往文獻的單向分析視角，重點考慮同伴在班級網(wǎng)絡互動中的雙向特點，為全面理解同伴效應的特征做出了貢獻。第二，用空間計量方法較好解決了同伴效應估計中因自選擇而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，有助于更精準識別同一群體中的非對稱同伴效應。第三，運用了一個學年的跟蹤數(shù)據(jù)，考察班級中非對稱同伴效應的動態(tài)變化，并對比不同學業(yè)水平的同伴在空間模擬排座后的平均成績，擴展了社會網(wǎng)絡中空間距離與學生成績關系的研究。

二、文獻評述

近幾年研究同伴對學生教育結果影響的文獻非常豐富，范圍涉及社區(qū)、學校、年級、宿舍、班級、小組等，研究主題也十分廣泛，從教育中同伴效應的非對稱角度看，可總結為以下三類文獻。

(1)“近朱者赤，近墨者黑”的同伴效應。 “近朱者赤”認為學生處在優(yōu)秀的同伴中，能獲得更好的資源、地位和成就，優(yōu)秀同伴對學生的教育結果有積極影響[12]，影響機制是優(yōu)秀同伴通過課堂互動給其他學生帶來積極的示范[15]?！敖吆凇笨疾炝送椴涣夹袨閷η嗌倌甑呢撁嬗绊?。這種負面影響是差生的破壞性行為和花費教師更多時間維護課堂秩序造成的。[24]卡雷爾(Carrell)的研究表明學生周邊每多一個破壞性同伴，學生的學業(yè)成績會降低1/14個標準差，違規(guī)行為發(fā)生的概率增加17%；兒童與破壞性同伴每多接觸一年，學生未來收入的當前折現(xiàn)價值會減少8萬美元。[18]

(2)能力同伴效應的非對稱性。 能力同伴效應可概括為同質與異質影響兩類文獻?！巴|影響”，即學生傾向與具有相同人口學(種族、年齡、性別等)、文化和行為特征的同齡人建立聯(lián)系。[13]無論對于高能力還是低能力的學生，均受益于與其有類似能力的學生在一起，同質性更強的教室使教師能夠針對特定的學生群體定制教材和學習進度。[25]“異質影響”從學生成績、學科專業(yè)、性別等角度得到了非常不同的結論。如很多學者發(fā)現(xiàn)班級內(nèi)的同伴效應較大，也有部分研究認為教育中的同伴效應很小。[26]因此，在同伴效應對學生的學業(yè)成績影響方面，還需要更多細致而深入的研究。

(3)同伴空間距離與學生成績。 空間距離的鄰近會增加學生之間的互動，而互動會促進同伴效應的產(chǎn)生，但空間上的接近只在社會關系較近的學生之間產(chǎn)生同伴效應。[27-28]座位離得越近的學生交互會更多，認知也越積極，空間距離與學生受歡迎程度存在正相關。[8][29]學生的座位位置和學業(yè)成績、課堂表現(xiàn)、注意力、師生交互等都有很強的相關性[21][30-31]，因此班級座位編排可以作為改善學生關系的工具，但具體怎樣的座位安排與學生間的社會關系有聯(lián)系并不明確。

綜上，目前的文獻空缺主要在三個方面：第一，同一群體中同伴效應的影響是相互的，對同群體學生之間網(wǎng)絡互動的總體效應還缺乏研究；第二，不同特征同伴群體的影響是不同的，而異質性的非對稱同伴效應還有待探究；第三，基于班級學生之間的非對稱同伴效應，如何科學合理地編排座位還不夠清晰。因此，有必要從同伴效應的雙向視角，估計同一群體整體非對稱效應。本文通過構造班級學生隨機排座的空間權重矩陣，采用空間計量模型分別估計了高、低學業(yè)學生的雙向同伴效應；并分性別、年級、同桌等情況對非對稱同伴效應進行異質性分析。此外，本文模擬了三種不同座位編排方式，對不同學業(yè)學生進行座位的最優(yōu)組合，從而達到班級整體學業(yè)成績的帕累托改進。

三、實驗設計

本文使用的數(shù)據(jù)來自課題組與湖北省Q縣教育局開展的聯(lián)合實地調(diào)查實驗。我們從全縣農(nóng)村小學中隨機抽取了三所小學，選擇3～5年級的學生為研究對象(1)由于本實驗要求學生填寫問卷，對學生的識字和理解能力有一定要求，考慮到實驗的有效性，故沒有包含1～2年級學生；6年級學生一般面臨升學問題，不容易跟蹤，故也沒有包含這部分學生。，樣本共抽取了21個班級共計1 005名學生參與實驗，其中男生564人，占比56.12%，女生441人，占比43.88%(2)男生比例過高可能有兩個原因。首先，我們選擇實驗的縣，進城務工人員的比例非常高。出于安全考慮，他們更可能帶上女兒。其次，受傳統(tǒng)觀念影響，農(nóng)村地區(qū)男孩出生性別比要高于女孩。。實驗時間從2015年秋季學期開始，到2016年春季學期結束，持續(xù)了近40周。實驗之初，我們要求參與實驗的各班班主任提供學生上學期期末成績、學生花名冊及學生身高信息等。第一學期開學前兩周，我們對學生進行隨機排座并開展第一輪問卷調(diào)查。隨機排座的方法是：首先，將班級學生按身高從低到高排序(3)按身高分配可避免視線遮擋問題。為消除身高可能與成績有關的疑慮，本文除了在回歸時控制身高外，還用固定效應模型驗證了身高與成績的關系，發(fā)現(xiàn)身高對成績沒有顯著影響。，再分成若干組，每組占兩排座位；如果班級出現(xiàn)奇數(shù)排，則第一排同學為第一組，后面每兩排為一組。其次，每組學生依次在組內(nèi)自由抽簽確定座位，學生座位保持不變直到期中考試?？紤]到學生視力均衡需要，期中考試后每隔兩周以兩列座位為單位“捆綁式”水平輪換直到期末考試(4)各組之間座位“捆綁式”水平輪換方式具體為：每兩周換一次，每兩列為一大組，以一個典型教室有四大組為例，第一大組整體換到第二大組，第二大組整體換到第三大組，第三大組整體換到第四大組，第四大組整體換到第一大組，兩周后依次類推換座。。整個實驗過程中學生在組內(nèi)的相對座位固定，沒有更換座位的報告。圖1是典型班級的座位安排。

圖1 典型班級的座位安排

第二學期開學前兩周內(nèi)，對學生進行第二次隨機排座并開展第二輪問卷調(diào)查(5)為減弱慣性思維對問卷結果的影響，第二輪問卷在結構上與第一輪相同，但部分內(nèi)容和問題順序有差別。。問卷利用學生課堂時間集中填寫，由班主任回收后錄入到網(wǎng)上問卷系統(tǒng)，信息不完整的問卷需交由學生補充完整后再次錄入。整個過程都有研究人員的全程指導與監(jiān)督，確保數(shù)據(jù)收集的準確性與有效性。實驗流程如圖2所示。

圖2 實驗流程圖

四、數(shù)據(jù)與計量模型

(一)數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自湖北省Q縣共計1 005名學生的樣本，主要包括三所學校3～5年級(共21個班級)的兩輪調(diào)查問卷、5次考試成績和兩次隨機座位表信息。由于研究對象沒有變化，所以兩輪調(diào)查問卷的問題具有很高的一致性，覆蓋了本文研究的變量數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)及變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)空間計量模型

1.座位周邊同伴的界定

由于班級學生在互動時，更多存在于座位周圍，尤其是座位鄰近的同學[12]，因此考慮學生座位周邊的同伴效應意義更大。本文把學生i的座位周邊定義為前后+左右+斜前斜后的同學，因此，學生i座位周邊的同學最大值為5人，最小值為3人(6)若學生i坐在最后或者最前排且沒有同桌，即一個人單桌，則座位周邊同伴為2人。，座位周邊學生數(shù)如圖1所示。若某一學生i的座位坐標是1-1，圖1標注五角星形的位置，則他(她)的座位周邊同學共有3人，分別為1-2、2-1、2-2；若某一學生i的座位坐標是3-3，圖1標注三角形的位置，則座位周邊同學共有5人，座位坐標分別為2-3、2-4、3-4、4-3、4-4；同理，若某一學生i的座位坐標是5-7，圖1圓形的位置，則座位周邊分別是5-7、4-8、5-8這三人了，隔著走道的不計算為周邊(7)由于考慮到學生視力均衡的需要，本實驗在學生期中考試后以兩列為一組，每兩周一次的頻率，各組之間進行座位“捆綁式”水平輪換直到期末考試，所以期中考試后每大組的位置是不斷變換的，學生在隔著走道之間進行固定交流的機會較少，而大組內(nèi)的成員則相對穩(wěn)定。。

2.空間自相關分析

本文使用空間計量方法估計同伴對學生學習結果的作用。采用空間模型分析同伴效應前，需檢驗模型最小二乘回歸殘差中(學生平均成績)是否存在空間自相關性。若存在，說明OLS回歸不是最優(yōu)線性無偏估計量，可通過建立空間計量模型消除空間自相關，同時對同伴溢出效應進行估計?？臻g相關性的檢驗，采用空間自相關指數(shù)Moran’s I[32]，定義為：

(1)

(2)

殘差Moran’s I統(tǒng)計量是漸進正態(tài)分布的。[33]若Moran’s I 顯著，則表示模型中存在顯著的空間自相關性，需要使用空間計量方法進行消除。表2是兩輪隨機排座后的Moran指數(shù)檢驗值，Moran’I的檢驗均通過1%顯著水平的檢驗，表明兩輪隨機排座后，模型中存在顯著的正向空間相關性，需要使用空間計量模型。

表2 兩輪隨機排座后Moran指數(shù)檢驗值

3.空間回歸模型

空間計量技術在估計社會互動中的應用被認為提供了改進的識別，特別是空間自回歸模型提供了足夠的信息來識別內(nèi)生和外生效應[32][34]，因此避免了反向選擇的問題。同伴效應在空間上的表現(xiàn)一般為因變量(成績)的空間溢出效應，為了分別量化高、低學業(yè)同伴的非對稱同伴效應，本文選擇因變量空間滯后模型進行分析，模型設定如下：

Y=ρ1*W1*Y+ρ2*W2*Y+X*b+e

(3)

式(3)Y代表所有學生隨機排座后的平均標準成績；X為控制變量，包括平均基準成績和學生個體和家庭特征；e為誤差項，ρ1、ρ2、b為回歸系數(shù)。W1、W2為空間權重矩陣，W1中的每個元素設定為：wij=1，表示第i個同學與第j個同學相鄰, 并且i同學成績低于相鄰同學平均成績；wij=0，代表其它情況。W2中的每個元素設定為：wij=1，表示第i個同學與第j個同學相鄰, 并且i同學成績高于相鄰同學平均成績；wij=0，代表其它情況。如果將W1與W2求和即為經(jīng)典的鄰接權重矩陣。本文將經(jīng)典的鄰接權重矩陣分解為W1、W2兩部分,W1用于識別高學業(yè)同伴溢出效應,W2用于識別低學業(yè)同伴溢出效應，W1、W2同時放入一個模型中，即可識別出高、低學業(yè)同伴之間的非對稱效應。模型采用空間兩階段最小二乘估計(Spatial Two Stage Least Squares,S2SLS)。

五、計量結果與討論

(一)學生座位周邊的非對稱同伴效應

本文把學生座位周邊所有同學成績高于本人界定為高分群體，反之座位周邊同學成績低于本人的界定為低分群體。表3是兩輪隨機排座后，分別處于高(低)分同伴群體中學生成績雙向同伴效應結果。其中，第1-3列是空間計量模型估計的結果，第4-5列是普通OLS回歸的結果。空間計量結果表明，學生成績會受到周邊同伴的顯著影響，處于不同同伴群體中的空間效應不同。具體來看，學生處于高分群體中會使本人的成績顯著提高0.155個標準分；若周邊都是低學業(yè)成績的同伴，會使本人的成績顯著降低0.427個標準分，即學生座位周邊低學業(yè)同伴的負向溢出效應大于高學業(yè)同伴的正向溢出效應。從兩輪隨機排座的結果來看，學生座位周邊的高學業(yè)同伴的正向溢出效應分別為0.076、0.139，而低學業(yè)同伴的負向溢出效應分別為0.130、0.172，結果均顯著。

表3 座位周邊的同伴效應

續(xù)表

這說明學生成績會受到周圍同學平均成績的影響，但處于高學業(yè)群體和低學業(yè)群體的影響存在差異。無論處于高學業(yè)還是低學業(yè)群體中，當周邊同伴成績越高時，會顯著正向影響本人的成績，而周邊同伴成績越低時，會顯著負向影響本人的成績，且存在負向溢出大于正向溢出的非對稱同伴效應。

(二)非對稱同伴效應的異質性分析

1.不同性別學生的非對稱同伴效應

本文控制了學生個體特征、家庭特征和學校特征后，對學生性別的同伴效應進行了空間計量估計。表4的(1)、(2)列是兩輪隨機排座后男女學生成績的非對稱結果。與表1結果類似，無論是男生還是女生，周邊同學的成績對本人都有顯著影響，且低分同伴的負向影響大于高分同伴的正向影響，但不同性別具有異質性。周邊同伴的成績對男生有顯著的影響(P1=0.139；P2=0.156)；周邊同伴成績高能顯著提高男生成績，周邊同伴成績低對男生有顯著負向影響，且負影響大于正影響。對女生而言，女生顯著受到座位周邊低分同伴的負向影響(P1=0.119；P2=0.194)；而如果座位周邊是高分同伴，女生成績會有所提高，但提高程度不同。在第二輪排座中，女生的成績因座位周邊高分同伴而顯著提高。這也說明，與男生相比，女生更容易受到周邊高分同伴的影響。其中可能的解釋是女生融入與成功參與學校環(huán)境的程度更高，對環(huán)境的主觀評價度更高。[35]

2.高(低)分同桌的非對稱同伴效應

在隨機排座后，同桌需保持不變，由于同桌之間的互動更為頻繁，因此，相比座位周邊其他同伴，同桌對學生成績的影響會更大。鑒于此，我們考察了高分同桌與低分同桌的非對稱效應。表4的(3)、(4)列分別代表兩輪隨機排座后同桌的同伴效應。結果表明，當同桌成績高于本人時，對其沒有正向的溢出效應(P1=-0.01；P1=-0.014)，當同桌成績低于本人時對其有負向溢出效應(P2=0.023；P2=0.019)。同桌的這種空間效應小于座位周邊的所有同學的平均效應。原因可能是一個學生的成績不僅受到同桌的影響，也會受到座位周圍其他同學的影響，因此可能導致同桌的影響識別存在一定的偏誤。

表4 不同類型的同伴效應

3.不同年級的非對稱同伴效應

在控制學生個體、家庭和學校的基本特征后，加入了年級和高低分群體的交互項，具體的回歸結果如表4的(5)、(6)列所示。整體上看，三、四、五這3個年級的學生均會受到座位周邊同伴成績的顯著影響，兩輪隨機排座共12個回歸系數(shù)的顯著水平最低都是5%，且周邊低分同伴群體的負向溢出效應大于高分同伴的正向溢出效應。這與表3中的整體樣本回歸結果一致。從3個年級內(nèi)部來看，三年級學生的負向效應更大，即對低年級的學生而言，座位周邊是低分同伴的負向影響會顯著大于高分同伴所帶來的正向影響。一般而言，低年級的學生正處在學習習慣形成的關鍵期，而低分同伴大多有些不良的學習習慣，因此負向的同伴溢出效應會更大。

六、穩(wěn)健性檢驗與排座策略

(一)安慰劑檢驗

為進一步證實學生i的成績與鄰座周邊學生之間存在顯著的正向空間相關性，驗證學生受到座位周邊不同能力學生的非對稱影響，本文借鑒安慰劑檢驗(placebo test)思想[36]，假定學生i與鄰座周邊以外的學生(任意不相鄰的學生)均存在空間依賴性，并隨機生成空間權重矩陣后，把隨機的空間權重矩陣納入原模型中求解。

表5 隨機空間權重矩陣的估計結果

續(xù)表

(二)空間模擬排座

在上文的分析中，我們發(fā)現(xiàn)學生會受到周邊同伴的影響，處于高分同伴群體與處于低分同伴群體的效應不對稱，周邊同伴成績的提高會帶動學生本人成績的提高；同時，周邊同伴成績的下降也會降低學生的成績，低分同伴的負向效應大于處于高分同伴的正向效應，即 “近墨者黑”的負外部性大于“近朱者赤”的正外部性。由于空間效應存在非對稱性，不同的座位分配將會帶來差異性的影響。那么，在學生特征既定的情況下，如何對班級座位進行最優(yōu)分配，才能最大限度地提高班級整體學業(yè)成績呢？

1.高分與低分學生相間排座

如何在學生特征一定的條件下，優(yōu)化班級整體學業(yè)成績呢？現(xiàn)實中常見的做法是讓低分學生與高分學生搭配在一起成為同桌，充分發(fā)揮高分學生的正外部性，使其通過良好的學習習慣對低分學生起到榜樣和激勵作用，進而提高低分學生的學業(yè)成績，達到班級整體成績的最優(yōu)化。

本文在這種高低配對的思路下，把班級學生的成績按從高到低的順序進行排座，從左邊第1列開始排座，第一排的座位座標1-1排第1名，1-3排第2名，1-5排第3名，1-7排第4名；然后第二排的座位座標2-2排第5名，2-4排第6名，2-6排第7名，2-8排第8名，后面均按前述規(guī)律進行相間排座。高分學生排好座位后，然后配對同桌，座標1-2排倒數(shù)第1名，1-4排倒數(shù)第2名，1-6排倒數(shù)第3名，1-8排倒數(shù)第4名，第二排與前面一樣進行相間排座。具體排座見圖3。

圖3 相間排座座位圖

2.按高—低分從班級中心到邊緣位置的環(huán)形排座

圖4 環(huán)形排座座位圖

3.按低—高分從班級中心到邊緣位置的環(huán)形排座

綜上分析，本文模擬了三種座位后班級整體平均成績。表6列出了模擬排座與原始排座后學生平均成績對比。我們發(fā)現(xiàn)，模擬排座后，高低分環(huán)形排座的效果比原始隨機排座的要好，而高低分相間排座的學生平均成績低于原始隨機排座后的成績。按成績低-高升序環(huán)形排座后，學生平均成績是最高的。但在現(xiàn)實排座中，班主任一般會傾向把表現(xiàn)不好的低分學生排在邊緣靠后的位置，以避免他們影響到其他學生的學習。而本文通過模擬發(fā)現(xiàn)，把低分學生排在班級中心位置，學生的總體平均成績會更高。可能是一方面低分學生坐到教室中心位置后，周圍都是成績相對比自己好的同學，因此會受到周邊高學業(yè)同伴的正向溢出效應。另一方面從座位在班級內(nèi)空間位置的角度看，中心位置將受到來自更多目光的注視，無形中坐在中心位置的學生可能受到的監(jiān)督更多，因而傾向表現(xiàn)出更好的學習效果。當然，在現(xiàn)實中班主任不可能完全按學生成績排座，本文結果也只是對不同排座方式的模擬，因此，實際結果還需要現(xiàn)實的檢驗。

表6 模擬排座與原始排座學生平均成績對比

七、結論與討論

本文采用空間自回歸模型，定量估計了因座位空間距離的隨機變化，學生周邊分別是高學業(yè)與低學業(yè)群體的非對稱同伴效應。具體而言，學生周邊的高學業(yè)同伴成績每提高1個標準分，本人成績會提高0.076～0.155個標準分；而低學業(yè)同伴的成績每降低1個標準分，本人成績會降低0.130～0.427個標準分。在異質性方面，學生的性別、同桌成績、年級也受到同伴的非對稱影響。座位周邊高學業(yè)同伴使男生成績提高0.102～0.139個標準分，使女生成績提高0.065～0.207個標準分；而周邊是低學業(yè)同伴，使男生成績降低0.121～0.156個標準分，使女生成績降低0.119～0.194個標準分。無論男生還是女生，周邊是低學業(yè)同伴的負向影響均大于正向影響，相比男生，女生受到周邊高學業(yè)同伴的平均正向影響更大。此外，我們發(fā)現(xiàn)高學業(yè)同桌沒有正向溢出效應，而低學業(yè)同桌有負向溢出效應。從不同年級看，三個年級均表現(xiàn)出了一致的非對稱同伴效應，其中，三年級低學業(yè)同伴的影響更大。

總體來看，本文發(fā)現(xiàn)學生會受到座位周邊同伴的非對稱影響，低學業(yè)同伴的負向溢出效應比高學業(yè)同伴的正向溢出效應更大，即“近朱者赤，近墨者更黑”。這是因為學生與鄰座周邊同伴存在空間依賴性，班級座位的鄰近會增加同伴之間交流的機會與頻率。因此，建議通過優(yōu)化學生班級座位分配，有效發(fā)揮高學業(yè)學生的正向知識溢出效應。同時，需多關注低學業(yè)學生，適當把他們安排在教室中心位置，使其感受到集體的關注，提高內(nèi)在學習動力，提升班級整體學業(yè)表現(xiàn)，進一步提高農(nóng)村學生人力資本的投入產(chǎn)出效率。

由于實驗條件所限，本文實驗得到的結論是隨機排座后非對稱的同伴效應。為了與原始方案對比，本文分別模擬了按成績排名進行高低分相間排座、高低分降序環(huán)形排座和高低分升序環(huán)形排座三種方案。雖然模擬的結果中，高低分升序環(huán)形排座，學生的整體平均成績最優(yōu)，但還需進行實踐的檢驗。在既定的班級社會網(wǎng)絡中，如何對學生進行座位的分配與重組，使同伴之間充分發(fā)揮正向的溢出效應，進而使整體學業(yè)成績達到最優(yōu)，這既是同伴效應研究中的一個難點，也是學校管理者及班主任的現(xiàn)實困惑。本文對比了幾種排座方案的結果，在這方面進行了先行探索。研究排座的現(xiàn)實效果，并將研究場景擴展至高等教育乃至成年勞動力的工作場所，將是進一步研究的方向。