文化資本的同伴效應(yīng)研究*

鐘銀貞

（東莞職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財經(jīng)系，廣東 東莞，523808）

一、提出問題

布迪厄在文化再生產(chǎn)理論中提出的文化資本的概念后，①Bourdieu，Pierre.，1984.“Distinction：A Social Critique of the Judgment of Taste.”Harvard University Press，Cambridge，MA（R.Nice，trans.）。文化資本迅速成為社會科學(xué)研究領(lǐng)域的核心概念。文化資本具有代際傳遞的作用。父輩的文化資本存量越高，子女受教育年限越長，越有可能進(jìn)入更高階層，文化資本是社會下層實現(xiàn)向上流動的有效手段。②仇立平，肖日葵.文化資本與社會地位獲得——基于上海市的實證研究[J].中國社會科學(xué)，2011（6）：121-135。在縱向?qū)用?，文化資本可以實現(xiàn)代際傳遞，那么在橫向?qū)用?，文化資本如何實現(xiàn)同伴群體之間影響的呢？本文將以青少年群體為例分析文化資本的同伴效應(yīng)。

依據(jù)布迪厄的理論，文化資本包括具體化文化資本、客觀化文化資本和制度化文化資本，分別指性情傾向的文化慣習(xí)、文化商品的占有和教育文憑。③Bourdieu，P.（1986）.The forms of capital.In Richardson，J.G.（Ed.）.（1986）.Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education（pp.241-258）.New York： Greenwood Publishing Group。對于青少年群體而言，控制學(xué)校、班級等外部變量后，其教育文憑是相同的，即是說制度化文化資本無差別。文化商品的占有和文化慣習(xí)的不同，體現(xiàn)出青少年群體文化資本的核心差異。因而，本文將利用青少年群體在學(xué)習(xí)生活中的行為習(xí)慣考察期文化資本。

學(xué)業(yè)成績是評價青少年發(fā)展現(xiàn)狀和未來潛力的重要指標(biāo)，良好的學(xué)業(yè)成績具有較大的正向效應(yīng)。學(xué)業(yè)成績可作為青少年群體文化資本的重要外在表征。因而本文把學(xué)業(yè)成績作為因變量考察青少年群體文化資本的同伴效應(yīng)。那么本文研究的核心問題操作化為同伴群體的文化資本如何影響青少年群體的學(xué)業(yè)成績。

回顧以往研究，青少年的學(xué)業(yè)成績呈現(xiàn)出較強(qiáng)的同伴效應(yīng)，也即是說同伴群體是影響青少年學(xué)業(yè)成績的重要因素之一。美國心理學(xué)家哈里斯提出的群體社會化理論，將同伴群體的社會化功能提到了非常重要的位置，甚至超越了家庭。④Harris J R.Where is the child's environment? A group socialization theory of development.[J].Psychological Review，1995，102（3）：458-489。同伴群體作為人的社會化過程中重要的影響因素，直接或間接地對的學(xué)習(xí)產(chǎn)生作用。①何芳.同伴群體如何影響學(xué)習(xí)：群體社會化理論視角[J].外國中小學(xué)教育，2005（12）：32-36。梁耀明、何勤英分析大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的宿舍同伴效應(yīng)，認(rèn)為同伴平均標(biāo)準(zhǔn)化GPA 每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，大學(xué)生個體的標(biāo)準(zhǔn)化GPA 大約增加0.03 個標(biāo)準(zhǔn)差。②梁耀明，何勤英.大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的宿舍同伴效應(yīng)分析[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2017（4）：83-88。權(quán)小娟認(rèn)為宿舍同伴、班級同伴的學(xué)習(xí)能力對于個人學(xué)習(xí)成績存在穩(wěn)定且較強(qiáng)的因果效應(yīng)。③權(quán)小娟.大學(xué)成績的同伴影響研究：基于多層次模型的分析[J].清華大學(xué)教育研究，2015（5）：89-90。程誠研究發(fā)現(xiàn)同伴的學(xué)業(yè)能力顯著影響高校學(xué)生的人力資本積累。④程誠.同伴社會資本與學(xué)業(yè)成就——基于隨機(jī)分配自然實驗的案例分析[J].社會學(xué)研究，2017（6）：141-164。楊渝川等研究發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)兒童青少年都有自己的同伴團(tuán)體，這些同伴團(tuán)體在學(xué)業(yè)成就上有很高的同質(zhì)性，證明同伴團(tuán)體在兒童個體發(fā)展中的重要意義。⑤楊渝川，鄭淑杰，陳欣銀等.同伴團(tuán)體對兒童青少年學(xué)業(yè)成就和社會功能關(guān)系的影響[J].心理學(xué)探新，2003（2）：45-50。袁舟航等從班級和個人同伴兩個層面實證檢驗了同伴效應(yīng)對個人標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)成績的影響，證實了農(nóng)村小學(xué)學(xué)生學(xué)業(yè)成績存在顯著的同伴效應(yīng)。⑥袁舟航，閔師，項誠.農(nóng)村小學(xué)同伴效應(yīng)對學(xué)習(xí)成績的影響：近朱者赤乎？[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2018（01）：65-73。

一方面，以往的研究中跟注重對班級和宿舍層面同伴效應(yīng)的分析，而較少從個體層面的同伴效應(yīng)進(jìn)行分析。我們認(rèn)為同伴效應(yīng)需要通過青少年與同伴的持續(xù)性互動來發(fā)揮效力，而現(xiàn)實的學(xué)校生活中，與青少年互動最多的是好朋友，也即是個體層面的同伴。另一方面，對同伴效應(yīng)的測量不應(yīng)該僅僅集中于成績這一個變量。而應(yīng)該從同伴的數(shù)量、質(zhì)量、學(xué)習(xí)生活習(xí)慣等多個維度進(jìn)行測量?；谝陨戏治?，本文將以青少年群體為例，分析文化資本的同伴效應(yīng)。同時從數(shù)量和質(zhì)量兩個維度測量青少年同伴群體的文化資本，進(jìn)而深入分析文化資本同伴效應(yīng)的作用機(jī)制。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

本文數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心實施的“中國教育追蹤調(diào)查”項目（China Education Panel Survey，簡稱CEPS）。CEPS 以2013-2014 學(xué)年為基線，以七年級和九年級兩個同期群為調(diào)查起點，根據(jù)人口平均受教育水平和流動人口比例，使用多階段抽樣方法在全國范圍內(nèi)抽取了28 個縣級單位作為調(diào)查點，并在入選的縣級單位中隨機(jī)抽取了112 所學(xué)校中的438 個班級進(jìn)行調(diào)查，被抽中班級的學(xué)生全體入樣。刪除少量無效樣本和變量的缺失值后，本研究分析的有效樣本量為9127 人。

1.因變量。本文研究文化資本的同伴效應(yīng)，并將其操作化為同伴文化資本如何影響青少年群體的學(xué)業(yè)成績，那么學(xué)業(yè)成績就是本文的因變量。對于學(xué)業(yè)成績的測量，包括主觀學(xué)習(xí)成績和客觀學(xué)習(xí)成績兩種不同的方式。主觀學(xué)習(xí)成績一般直接針對調(diào)查對象提問其學(xué)習(xí)成績所在的水平，利用李克特量表測量；客觀學(xué)習(xí)成績則直接利用學(xué)生考試的成績進(jìn)行測量，為方便不同學(xué)校、班級進(jìn)行比較一般進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2.自變量。本文的自變量是同伴群體的文化資本狀況。我們分別從數(shù)量和質(zhì)量兩個方面進(jìn)行考察。同伴群體文化資本的數(shù)量我們直接利用問題“你有幾個最好朋友？”測量。對于同伴群體文化資本的質(zhì)量我們利用問題“上述提到的幾個最好朋友中有沒有‘學(xué)習(xí)成績優(yōu)良、學(xué)習(xí)刻苦努力、想上大學(xué)、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)吧游戲廳等、談戀愛、退學(xué)了？’等情況”共十個問題進(jìn)行測量。

為簡化分析，我們將測量同伴群體質(zhì)量的十個變量通過因子主成分法進(jìn)行分析，并旋轉(zhuǎn)因子載荷，得到兩個公因子（見表1）。因子分子通過巴特利特球形檢驗，且在置信區(qū)間99%上顯著（P=0.000＜0.001）。第一個公因子包括抽煙喝酒、打架、逃課曠課逃學(xué)、違反校紀(jì)被批評處分、經(jīng)常上網(wǎng)吧游戲廳等、談戀愛、退學(xué)了七個變量，命名為低文化資本同伴群體；第二個公因子包括學(xué)習(xí)刻苦努力、學(xué)習(xí)成績優(yōu)良、想上大學(xué)三個變量，命名為高文化資本同伴群體。其中低文化資本同伴群體因子方差貢獻(xiàn)率為39.075%，高文化資本同伴群體因子方差貢獻(xiàn)率為21.936%，兩個因子方差累計貢獻(xiàn)率為61.011%。

3.控制變量。我們還將性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年紀(jì)、健康狀況、住宿、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親教育狀況、父親教育狀況作為控制變量納入其中。其中性別、民族、城鄉(xiāng)、年級、住宿五個定類變量處理為虛擬變量進(jìn)行分析；健康狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、母親教育狀況、父親教育狀況四個定序變量直接進(jìn)入分析；年齡、兄弟姐妹數(shù)量兩個定距變量直接進(jìn)入分析。

本文因變量是青少年的學(xué)業(yè)成績，其主觀成績?yōu)槲宥壤羁颂亓勘碜兞?，其客觀成績?yōu)閿?shù)值變量，因此我們選擇利用OLS 回歸模型進(jìn)行分析。模型具體如下：

其中yi是因變量青少年的學(xué)業(yè)成績；xi1是自變量包括同伴群體數(shù)量和同伴群體文化資本質(zhì)量（低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體）變量；xi2是控制變量，包括性別、年齡、民族等個體及家庭特征變量。aio、βi1和βi2是待估參數(shù)，其中aio表示常數(shù)項，βi1和βi2分別表示自變量和控制變量對因變量的影響狀況，如果為負(fù)值則為負(fù)向影響，正值則為正向影響。εi為隨機(jī)誤差。

三、結(jié)果分析

第一，將主觀成績作為因變量，性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度十一個變量作為自變量納入分析，得到模型1。模型F 值為42.009，R2 為0.048，且模型在置信區(qū)間99%上顯著，說明該模型成立。模型結(jié)果顯示，性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度十一個變量對青少年的主觀成績都產(chǎn)生顯著影響。具體而言，性別方面，男生的主觀成績比女生低；年齡方面，年齡越大則主觀成績越低；民族方面，漢族學(xué)生的主觀成績比其他民族學(xué)生的主觀成績更高；城鄉(xiāng)方面，農(nóng)村學(xué)生的主觀成績比城市學(xué)生的主觀成績高；年級方面，九年級學(xué)生的主觀成績比七年級學(xué)生的主觀成績高；健康狀況方面，身體越健康其主觀成績越高；住宿方面，在校生的主觀成績比走讀生的主觀成績高；家庭經(jīng)濟(jì)狀況方面，家庭經(jīng)濟(jì)狀況好的學(xué)生自我感知成績比家庭經(jīng)濟(jì)狀況差的學(xué)生好；兄弟姐妹數(shù)量方面，兄弟姐妹數(shù)量越多其主觀成績越低；母親受教育程度方面，母親受教育程度越高，其主觀成績越好；父親受教育程度方面，父親受教育程度越高，其主觀成績越好。

第二，將主觀成績作為因變量，將朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體作為自變量，同時控制性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度變量，進(jìn)入分析后得到模型2。模型F 值為76.635，R2 為，0.105，且模型在置信區(qū)間99%上顯著，說明該模型成立。控制變量中，母親受教育程度對青少年的主觀成績不產(chǎn)生顯著影響。性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度十個變量對青少年的主觀成績產(chǎn)生顯著影響。具體而言，性別方面，男生的主觀成績比女生低；年齡方面，年齡越大則主觀成績越低；民族方面，漢族學(xué)生的主觀成績比其他民族學(xué)生的主觀成績更高；城鄉(xiāng)方面，農(nóng)村學(xué)生的主觀成績比城市學(xué)生的主觀成績高；年級方面，九年級學(xué)生的主觀成績比七年級學(xué)生的主觀成績高；健康狀況方面，身體越健康其主觀成績越高；住宿方面，在校生的主觀成績比走讀生的主觀成績高；家庭經(jīng)濟(jì)狀況方面，家庭經(jīng)濟(jì)狀況好的學(xué)生自我感知成績比家庭經(jīng)濟(jì)狀況差的學(xué)生好；兄弟姐妹數(shù)量方面，兄弟姐妹數(shù)量越多其主觀成績越低父親受教育程度方面，父親受教育程度越高，其主觀成績越好。自變量中，朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體都對青少年的主觀成績產(chǎn)生顯著影響。具體而言，朋友數(shù)量越多，其感知的主觀成績越差；低文化資本同伴群體越多，其主觀成績越差；高文化資本同伴群體越多，其主觀成績越好。

第三，將客觀成績作為因變量，性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度十一個變量作為自變量納入分析，得到模型3。模型F 值為72.054，R2 為0.082，且模型在置信區(qū)間99%上顯著，說明該模型成立。模型結(jié)果顯示，性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度九個變量對青少年的客觀成績都產(chǎn)生顯著影響。健康狀況和家庭經(jīng)濟(jì)狀況對青少年的客觀成績不產(chǎn)生顯著影響。具體而言，性別方面，男生的客觀成績比女生低；年齡方面，年齡越大則客觀成績越低；民族方面，其他民族學(xué)生的客觀成績比漢族學(xué)生的客觀成績更好；城鄉(xiāng)方面，農(nóng)村學(xué)生的客觀成績比城市學(xué)生的客觀成績好；年級方面，九年級學(xué)生的客觀成績比七年級學(xué)生的客觀成績高；住宿方面，在校生的客觀成績比走讀生的客觀成績高；兄弟姐妹數(shù)量方面，兄弟姐妹數(shù)量越多其客觀成績越低；母親受教育程度方面，母親受教育程度越高，其客觀成績越差；父親受教育程度方面，父親受教育程度越高，其客觀成績越好。

第四，將客觀成績作為因變量，將朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體作為自變量，同時控制性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度變量，得到模型4。模型F 值為87.856，R2 為0.122，且模型在置信區(qū)間99%上顯著，說明該模型成立?？刂谱兞恐校詣e、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度十個變量對青少年的客觀成績產(chǎn)生顯著影響。健康狀況對青少年的客觀成績不產(chǎn)生顯著影響。具體而言，性別方面，男生的客觀成績比女生低；年齡方面，年齡越大則客觀成績越低；民族方面，其他民族學(xué)生的客觀成績比漢族學(xué)生的客觀成績更好；城鄉(xiāng)方面，農(nóng)村學(xué)生的客觀成績比城市學(xué)生的客觀成績好；年級方面，九年級學(xué)生的客觀成績比七年級學(xué)生的客觀成績高；住宿方面，在校生的客觀成績比走讀生的客觀成績高；家庭經(jīng)濟(jì)狀況方面，家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，其客觀成績越低；兄弟姐妹數(shù)量方面，兄弟姐妹數(shù)量越多其客觀成績越低；母親受教育程度方面，母親受教育程度越高，其客觀成績越差；父親受教育程度方面，父親受教育程度越高，其客觀成績越好。自變量中，朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體都對青少年的客觀成績產(chǎn)生顯著影響。具體而言，朋友數(shù)量越多，其客觀成績越差；低文化資本同伴群體越多，其客觀成績越差；高文化資本同伴群體越多，其客觀成績越好。

表3 同伴群體文化資本對青少年學(xué)業(yè)成績影響的回歸分析

最后，對主客觀成績影響因素進(jìn)行橫向比較。性別、年齡、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、兄弟姐妹數(shù)量、父親教育程度對青少年主客觀成績的影響方向具有一致性；在影響效力方向，性別、年齡、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、兄弟姐妹數(shù)量、父親教育程度對青少年客觀成績的影響力均大于主觀成績。民族、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、健康狀況、母親受教育程度對青少年主客觀成績的影響具有差異性，民族、家庭經(jīng)濟(jì)狀況對青少年主觀成績的影響具有正向性，而對青少年客觀成績的影響具有負(fù)向性；健康狀況對青少年主觀成績的影響具有正向性，而對青少年客觀成績并不產(chǎn)生顯著影響；母親受教育程度對青少年主觀成績不產(chǎn)生顯著影響，而對青少年的客觀成績產(chǎn)生負(fù)向影響。在自變量中，朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體對青少年主客觀成績的影響具有高度一致性。在影響效力方面，朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體對青少年客觀成績的影響均大于主觀成績。

四、結(jié)論與討論

文化資本具有顯著的同伴效應(yīng)，包括班級層面的同伴效應(yīng)（同班同學(xué)的影響）和宿舍層面的同伴效應(yīng)（同宿舍舍友）?；谶@一思路將文化資本同伴效應(yīng)的研究擴(kuò)展到個體層面，即分析好朋友群體（同伴群體）的特征對青少年學(xué)業(yè)成績的影響。利用全國性微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運用定量研究方法，本文從數(shù)量和質(zhì)量兩個維度分析同伴群體文化資本對親少年學(xué)業(yè)成績的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，個體及家庭特征對青少年的主觀和客觀成績均產(chǎn)生影響。具體來說，性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、健康狀況、住宿狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度對青少年的主觀成績均產(chǎn)生顯著影響。性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、兄弟姐妹數(shù)量、母親受教育程度、父親受教育程度對青少年的客觀成績產(chǎn)生顯著影響。

第二，個體及家庭特征對青少年的主觀和客觀成績的影響具有差異性。其中，性別、年齡、城鄉(xiāng)、年級、住宿狀況、兄弟姐妹數(shù)量、父親教育程度對青少年主、客觀成績的影響方向具有一致性；民族、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、健康狀況、母親受教育程度對青少年主客觀成績的影響具有差異性。

第三，朋友數(shù)量、低文化資本同伴群體、高文化資本同伴群體對青少年主客觀成績均具有顯著影響，且影響方向具有高度一致性。具體而言，朋友數(shù)量越多，其主、客觀成績越差；低文化資本同伴群體越多，其主、客觀成績越差；高文化資本同伴群體越多，其主、客觀成績越好。

本文證實了青少年群體中文化資本在個體層面上的同伴效應(yīng)，即好朋友文化資本狀況對其學(xué)業(yè)成績的顯著影響。從數(shù)量來講，同伴群體數(shù)量越多，對其學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)；從質(zhì)量來講，高文化資本同伴群體對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生促進(jìn)作用，而低文化資本同伴群體對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生阻礙作用?！敖煺叱啵吆凇笔瞧渥饔脵C(jī)制。其政策意義在于倡導(dǎo)青少年群體采取“內(nèi)向型”的交友策略，同時多交積極的良師益友，少交消極的玩樂型朋友。