西部農(nóng)村學校同伴效應對青少年近視的影響

杜 康，黃玨瑢，關宏宇，史耀疆*

(1.陜西師范大學 教育實驗經(jīng)濟研究所,西安 710062；2.中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

一、背景與問題

我國青少年近視的高發(fā)已嚴重威脅我國人力資本水平。半個世紀以來,東亞各國青少年近視率不斷攀升,我國也不例外[1-2]。2018年我國兒童青少年總體近視率為53.6%,其中小學生為36.0%,初中生為71.6%,高中生為81.0%[3]。我國19～22歲的大學生視力不良檢出率更是高達86.4%[4],已嚴重危及航空、國防等對視力有要求專業(yè)的人才供給[5]。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)近一半的中小學生存在近視問題,雖然略低于城鎮(zhèn)地區(qū),但近視問題仍然嚴峻[6]。近視如未矯正,會降低青少年的學業(yè)表現(xiàn),進而影響其人力資本的積累[7]。更為嚴重的是,由于近視具有遺傳性(尤其是高度近視),近視不僅會影響我國當代人口素質(zhì),同樣可能會影響我國未來人口素質(zhì)[8]。

近視問題同樣會帶來不可忽視的社會經(jīng)濟負擔。研究估計,近視問題造成的亞洲國家直接經(jīng)濟損失約為每人每年202美元,且逐年升高[9]。李玲使用統(tǒng)計年鑒等數(shù)據(jù)估算了我國視力問題所致的經(jīng)濟成本,其結果顯示2012年視力問題給我國GDP帶來約1.3%的損失[8]。此外,如果近視程度不斷加深發(fā)展為高度近視,則易引發(fā)青光眼、失明等更嚴重的視力問題,勞動者不得不退出勞動力市場。為此,教育部聯(lián)合八部委發(fā)布《綜合防控兒童青少年近視實施方案》,提出力爭使全國兒童青少年總體近視率在2018年的基礎上每年降低 0.5個百分點以上[10]。

了解近視的成因,有助于更好地防控近視,進而降低近視的危害。關于近視的成因,目前學界認為主要有先天基因遺傳和后天用眼行為不當兩個方面因素。近視先天遺傳是指近視父母的孩子也更可能近視[11]。部分學者已經(jīng)發(fā)現(xiàn)部分近視的基因遺傳點位[12],但是現(xiàn)有技術尚不能從基因?qū)用鎸崿F(xiàn)近視防控,而基因也難以解釋近視率在一代人中的快速上漲。已有研究普遍認為造成青少年近視率快速上漲的主要原因是后天用眼行為習慣等因素[12]。有關研究表明不科學用眼會增加近視發(fā)病率,例如長時間近距離閱讀、寫作等[13]。也有學者研究發(fā)現(xiàn),戶外活動時長會影響近視率,戶外活動時間越少越容易近視[14]。

對于青少年而言,其行為習慣很容易受到同伴的影響[15]。例如,青少年在吸煙、飲酒等健康風險行為方面均存在顯著的同伴效應[16-17]。李強及李磊等人的研究發(fā)現(xiàn),個體的體重水平會受到周圍同伴的影響[18-19]。同樣地,既然行為習慣與近視高度相關,那么近視作為不良行為的結果是否亦存在同伴效應呢?如果存在,可能的作用機制是什么?目前鮮有研究同伴效應對青少年近視影響的文獻,回答這些問題不僅可以厘清近視率快速上漲的原因、豐富同伴效應的應用,同時可以為近視防控工作的開展提供新的抓手。

為此,本文基于我國西部地區(qū)陜西、甘肅2個省9個縣區(qū)163所農(nóng)村學校38 417名中小學生的調(diào)研數(shù)據(jù),實證分析青少年近視是否存在同伴效應,并在此基礎上分析其對于不同群體的異質(zhì)性影響,最后探究近視同伴效應的作用機制。

二、研究述評

同伴效應作為社會互動的主要形式之一,具有社會乘數(shù)效應,即個人行為的小幅變動可能引起社會整體的大幅變動[20]。以往同伴效應的文獻多集中于考察學生的學業(yè)表現(xiàn),發(fā)現(xiàn)同伴對學生的學習成績存在顯著影響[21-22]。近年來,學者逐漸開始關注同伴效應在健康領域的影響。例如,謝東虹等人的研究發(fā)現(xiàn)個體健康水平會受到所在社區(qū)健康水平的影響[23];權小娟等人也發(fā)現(xiàn)同伴的體重對青少年自身體重有顯著正影響[24]。國外也有研究者考察了同伴效應,對青少年抽煙、酗酒、犯罪等行為的影響[17,25]?，F(xiàn)有文獻中鮮有研究近視同伴效應的文章。

(一)同伴效應

Manski的機會理論指出,個體是否采取某種行為與其所在群體這種行為的比例相關[26]。類似地,Crane和Durlauf等均提出了傳染性效應[27-28]。在同伴效應中,個體以某種方式行事的可能性在很大程度上取決于同齡人中這種行為的普遍程度。青少年在校期間長時間與同齡人在一起,更可能模仿周圍同伴的行為。青少年可能會因為模仿學習周圍近視同伴的不良用眼行為(如長時間近距離閱讀、長時間使用電子設備、瞇眼視物等)。按照Manski的機會理論,隨著班級近視同伴比例的增加,青少年模仿周圍近視同伴行為的可能性增大,進而更可能近視。

(二)同伴效應的異質(zhì)性

諸多關于同伴效應的相關研究均發(fā)現(xiàn)同伴效應在不同群體中存在異質(zhì)性[19,29-31]。李磊等人的研究發(fā)現(xiàn),肥胖的同伴效應對于胖的人影響更大,會使得原本肥胖的人體重進一步增加,陷入惡性循環(huán)[19]。如果近視同伴效應存在,那么對于視力正常和近視的個體而言,其影響大小是否會存在差異?是否近視也存在肥胖同伴效應中類似的惡性循環(huán)?此外,聶景春等人對配鏡行為的同伴效應研究中發(fā)現(xiàn)，當班級配鏡比例較低時,同伴效應并未產(chǎn)生顯著影響,只有當同伴配鏡比例達到一定水平后,同伴配鏡才會提高個體配鏡率[31]。若近視同伴效應存在,其影響是否也會因為不同群體近視比例的不同而不同呢?基于此,本研究同樣對于近視同伴效應對不同群體影響的異質(zhì)性進行分析。

(三)同伴效應作用機制

社會學習理論指出，個體會在社交的過程中學習并接受他人的行為以及態(tài)度[32]。同伴效應作為社會互動的主要形式,其作用機制也可分為影響行為以及態(tài)度兩個方面。無論關系如何,個體對他人行為的單次觀察都可能產(chǎn)生對他人行為的模仿[33]。權小娟等人的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)同伴效應會顯著影響青少年的鍛煉時間[34]。因此,青少年可能會模仿周圍近視同伴的行為進而影響其視力水平。

不同于行為的直接模仿,同伴效應中態(tài)度的作用往往被學者視為中介變量來進行分析[32]。具體到本研究中,人們對近視存在負面評價以及認知誤區(qū),不希望且害怕自己近視[35]。當觀察到同伴近視,個體因害怕近視可能會采取一定的措施避免自己近視(警示作用)。但另一方面,隨著某一負面評價行為在群體中的占比增多,個體對于該種行為的負面評價可能會趨于中立[36]。在本研究中,隨著班級同伴近視比例升高,個體對近視的害怕程度可能會降低,使得警示作用變小,進而增大其近視的可能性。這意味著,近視同伴的影響會通過影響個體對于近視的態(tài)度間接影響其行為。盡管理論上已經(jīng)指出基于同伴效應中態(tài)度中介效應的分析框架,但相關的實證研究仍較少,本研究希望在此方面做出一些貢獻。

需要明確的是,本文并未假設近視同伴效應主要通過影響個體態(tài)度而產(chǎn)生,僅是探究這一作用機制是否存在。圖1描述了同伴效應通過影響青少年對近視的態(tài)度進而影響其近視的作用路徑。

圖1 同伴近視與青少年近視的中介效應模型

三、研究設計

(一)樣本數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來源于2018-2019年陜西師范大學教育實驗經(jīng)濟研究所農(nóng)村學生視力保護項目的一手調(diào)研數(shù)據(jù)。該調(diào)查樣本分布于陜西省7個縣及甘肅省2個縣。2019年,陜西省和甘肅省家庭人均可支配收入分別比全國平均水平低19.7%和37.7%[37]。調(diào)研共普查了163所農(nóng)村學校(122所小學,41所初中)的所有四至九年級學生,共計38 417名學生(其中小學生28 934名,初中生9 483名)。

本研究數(shù)據(jù)收集包括兩部分。第一部分使用問卷調(diào)查進行信息收集。學生調(diào)查問卷收集了包括學生年級、性別、是否住校、班級規(guī)模、父母受教育程度、父母配鏡情況、父母外出務工情況等信息。其中2018年在陜西省3個縣調(diào)研的樣本額外收集了學生是否害怕近視以及是否害怕戴眼鏡兩個變量,作用機制分析時將使用該部分樣本驗證態(tài)度在同伴效應中的中介效應。第二部分是在問卷調(diào)查后,對所有樣本學生逐個進行視力篩查,視力篩查采用國際通用的ETDRS(early treatment diabeic retinopathy study)視力表[38]。本研究基于該視力表篩查數(shù)據(jù),構造了兩類結果變量:是否近視和視力水平。是否近視的定義依據(jù)ETDRS視力表篩查結果,雙眼裸眼視力均小于或等于0.5定義為近視(1)青少年視力問題主要是由于近視造成的[39]。即使是散光斜視等問題也可能是行為習慣帶來的結果,因此亦會通過行為產(chǎn)生同伴效應。為了簡化,本研究統(tǒng)一使用近視這一定義。。本文未使用任一眼視力低于0.5定義近視進行分析的原因是基于以下兩點考慮：首先,單眼近視可能更多的是因為后天行為習慣的作用,父母遺傳的作用可能較小,會削弱本文后續(xù)研究中采用工具變量的有效性。其次,因為本研究所使用數(shù)據(jù)為視力篩查數(shù)據(jù)并非散瞳驗光的結果,其余類似散光斜視等因素也可能造成視力低于0.5,使用雙眼更有可能是近視帶來的視力下降(2)作者同樣分析了將近視定義更換為任一眼視力低于0.5后的結果。結果顯示,OLS回歸與主要展示結果一致,但使用工具變量時第一階段F值小于10,證實了使用該定義時確實存在弱工具變量問題。因此,本研究后續(xù)分析中近視的定義均指雙眼裸眼視力都小于等于0.5。。

除了是否近視這一虛擬變量外,考慮到近視的形成需要一定的時間,本文進一步考察了同伴效應對于視力水平的影響。由于視力篩查結果為非連續(xù)多值變量,為便于后續(xù)分析,本文將該視力篩查結果轉換為眼科研究中常用的LogMAR(logarithm of the minimal angle of resolution)連續(xù)變量[40]。計算方法為LogMAR=log10(1/VA),即對ETDRS視力表篩查出的視力(VA)的倒數(shù)取對數(shù)。LogMAR的值每變化0.1,對應的ETDRS視力表變化一行;LogMAR的值越高,表示視力情況越差。本文后續(xù)的視力水平將使用視力表數(shù)值轉換后的LogMAR數(shù)據(jù)。

(二)模型與方法

1.同伴效應模型。本文旨在考察班級層面青少年近視的同伴效應，并設定如下經(jīng)濟計量模型：

(1)

2.工具變量模型。在識別同伴效應時,可能存在三類內(nèi)生性問題導致估計偏誤[26]。第一，選擇效應。個體會根據(jù)自己的偏好選擇同伴，例如喜歡戶外運動的學生更可能和喜歡戶外活動的學生做朋友。由于個體可能基于一些不可觀測的因素選擇同伴，這會導致對式(1)β1的估計存在偏差，該問題也常被稱為“自選擇問題”。本文使用近視同伴比例衡量同伴特征，是班級層面的同伴特征。個體選擇一個近視人數(shù)較少或較多的班級的可能性很小，可以認為個體面對的班級近視同伴比例是隨機的。第二，反身問題。個體A影響個體B，個體B也會反過來影響個體A，他們之間的相互影響很難分離出其中A對B(或B對A)的單獨影響。第三，相關效應。青少年同伴表現(xiàn)出相同的行為可能由于他們處于共同環(huán)境所致，例如相同的班級規(guī)模、相同的學習設施等，這些“環(huán)境”若沒有被觀測和控制，可能被識別為同伴效應，因此可能高估β1。對于同伴效應估計中出現(xiàn)的反身問題以及遺漏變量導致的“相關效應”估計偏誤，本研究借鑒已有同伴效應研究[18,41]，使用其他同伴父母近視比例作為同伴近視比例的工具變量進行研究。

(2)

3.穩(wěn)健性檢驗?？紤]到估計結果的穩(wěn)健性,以及很多近視青少年并未及時配鏡矯正,相較于同伴近視,同伴配鏡對青少年而言是一個同伴近視與否更明顯的信號。這種信號可能會產(chǎn)生一定的警示作用,進而可能導致同伴效應的結果不同。因此,本研究在穩(wěn)健性檢驗時將核心自變量同伴近視比例替換為同伴配鏡比例來進行分析。與此同時,本研究也嘗試了將近視的定義更換為任一只眼低于0.5來考察同伴效應的影響。

4.機制檢驗。為驗證同伴近視是否通過影響個體對近視的態(tài)度進而影響其近視可能性,本研究引入如下模型:

(3)

本研究中將個體對近視的害怕分別定義為：是否害怕近視以及是否害怕戴眼鏡，均為虛擬變量，當取值為1時表示害怕近視或者害怕戴眼鏡。式(3)中變量T即為個體是否害怕近視的代理變量，α2衡量了個體是否害怕近視對其的視力健康(是否近視和視力水平)的影響。其余變量的定義與式(2)相同，ui為隨機誤差項。為了克服可能存在的異方差問題，本文所報告的估計系數(shù)均使用學校層面聚類估計來調(diào)整標準差。

(三)樣本描述

表1描述本研究樣本數(shù)據(jù)中的變量基本特征。四年級到九年級學生的總體近視率為23.9%(雙眼裸眼視力≤0.5),其中小學生為20.3%、初中生為35.1%。因為樣本數(shù)據(jù)來源于西部農(nóng)村地區(qū),并未涉及城市樣本學生的數(shù)據(jù),因此樣本近視率低于全國平均水平。樣本學生的配鏡率為20.5%,這說明部分近視學生未通過配鏡對近視進行矯正。班級中同伴近視比例平均為23.8%,同伴配鏡比例為19.8%。在全樣本的學生中,男生占比略高于50%,住校生占23.0%。家庭特征方面,父親外出務工的占比為30.8%,母親外出務工的占比為16.5%;約60%以上的父母為初中以上學歷。在用于機制分析的樣本中,23.8%的學生害怕近視,35.4%的學生害怕戴眼鏡,相較于近視,學生對戴眼鏡的害怕比例更高。

表1 樣本描述性分析

四、數(shù)據(jù)分析

(一)同伴效應對青少年近視以及視力的影響

1.OLS估計結果。在計量模型的基礎上,本文對近視的同伴效應進行實證研究。表2報告了兩組變量的OLS估計結果。其中(1)(3)列報告了同伴效應對青少年是否近視的回歸結果,(4)(6)列報告了同伴效應對青少年視力水平的回歸結果。每組回歸中首先納入了學生個體層面的控制變量,并在此基礎上進一步加入了家庭層面的控制變量。以上所有回歸均控制了縣級固定效應。實證結果顯示,同伴近視比例與青少年近視以及視力水平之間始終保持著顯著且穩(wěn)健的正相關關系?；诘?3)列以及第(6)列的估計結果,本文發(fā)現(xiàn)同伴近視比例每提高1個百分點,個體近視概率顯著提高0.6個百分點,視力會下降0.4個單位。

表2 同伴效應對青少年近視影響的回歸分析(OLS模型) n=38 417

2.工具變量估計結果。表3報告了使用工具變量的回歸結果。第一階段回歸結果顯示,在控制其他變量后,同伴父母近視比例與同伴近視比例在1%水平上顯著相關,這表明工具變量與自變量之間存在強相關性,滿足工具變量有效性的第一個條件。這種相關性可能是因為近視遺傳性的存在。學界關于父母近視與子女近視之間的相關性也已形成廣泛共識[12]，而這種近視的遺傳性并不會遺傳給其子女的同伴,這保證了該工具變量的外生性。此外,視力的變化及近視的形成均需要一定時間的積累,而不同學生與其同伴的父母處于不同的家庭環(huán)境中,彼此之間接觸的機會有限,因此個體是否近視受到其同伴父母影響的可能性很小。

表3 同伴效應對青少年近視影響的回歸分析(工具變量模型)

工具變量的結果顯示,在其他情況均相同條件下,同伴近視比例每增加1百分點,個體的近視概率將增加0.6個百分點, 視力下降約0.56個單位。與OLS結果相比,青少年近視與否與普通最小二乘估計的結果基本吻合,證實近視存在同伴效應這一結論是穩(wěn)健的。與OLS相比,工具變量的結果顯示個體視力下降的更多,這說明OLS回歸低估了同伴近視對青少年視力水平的影響。

3.穩(wěn)健性檢驗結果。上述OLS以及IV的回歸結果均證實了近視同伴效應的存在,但是考慮到相較于同伴近視,同伴配鏡對青少年而言是一個同伴近視與否更明顯的信號。這一信號下,同伴近視的影響是否依然穩(wěn)健呢?基于此,本研究將自變量替換為同伴配鏡比例來分析同伴配鏡對青少年近視的影響。

表4的結果顯示,同伴配鏡比例對于青少年近視以及視力水平均存在一個正向且顯著的影響,并且該影響無論在普通最小二乘法還是工具變量模型下均是穩(wěn)健的,進一步證實了近視同伴效應的存在。與前述同伴近視比例的結果相比,同伴配眼鏡對近視以及視力水平的影響系數(shù)更小,這可能有兩方面原因：其一,同伴配眼鏡比例低于同伴近視比例(19.8%相對于23.8%),因此戴鏡同伴對青少年的影響相對較小。因為班級眼鏡擁有率低,個體模仿其配鏡同伴行為的可能性較小。其二,如表1中描述的那樣,學生對于戴鏡的害怕比例高于對近視的害怕。因此同伴戴鏡會產(chǎn)生更大的警示作用,個體可能會更注重保護自己的視力,因而更不可能近視。

表4 穩(wěn)健性檢驗:同伴配鏡對青少年近視的影響

(二)近視同伴效應對視力的異質(zhì)性影響

1.近視同伴效應對不同視力狀態(tài)學生的影響。根據(jù)上述分析,已經(jīng)發(fā)現(xiàn)同伴近視能夠影響青少年的視力水平。那么對于視力正常和近視的學生,其影響是否會存在差異?為此,本研究分樣本進行了分組回歸分析。表5回歸結果的(1)(2)列分別報告了同伴近視對視力正常學生以及近視學生的回歸結果。結果發(fā)現(xiàn),班級近視同伴效應對近視學生的視力影響更大,其系數(shù)比視力正常學生約大10倍。如果所在班級的近視比例不斷升高,近視學生會受近視同伴的影響視力下降更快,陷入一個惡性循環(huán),進而可能從輕度近視發(fā)展為高度近視。不過一旦近視學生通過配鏡對其視力進行矯正以后,同伴效應對其視力下降的影響減小1倍以上,這意味著及時矯正可以一定程度抵消近視同伴效應對視力水平帶來的負面影響,表5的(3)(4)列展示了這一結果。

表5 同伴近視對不同視力狀態(tài)學生的影響

2.近視同伴效應的其他異質(zhì)性影響。近視同伴對青少年的影響同樣可能與其個人特征相關。假如個體受到同伴近視影響的可能性更大,那么同伴效應有可能也會更大。為驗證該假設,本文根據(jù)學生是否初中生以及住宿生分別進行了分組回歸(見表6),結果顯示同伴效應確實對于初中生和住校生產(chǎn)生了較大的影響。本研究中初中生近視比例比小學生高出15個百分點,而當同伴近視比例更高時,個體模仿近視同伴不良用眼行為的可能性更高,即同伴效應影響更大,這與Zimmerman等人對藥物濫用的研究發(fā)現(xiàn)的結論類似[25]。近視同伴效應對住校生影響更大,其原因可能是相比于非住校生,住校生與同伴接觸的時間更長,更可能產(chǎn)生相同的行為習慣,因此近視的同伴效應更大。

已有文獻表明同伴效應的影響存在性別差異,因此本研究同樣考察了同伴近視對于不同性別學生的影響(見表6)。結果發(fā)現(xiàn)同伴近視對于女生的影響更大,這可能是因為女生群體戶外活動時間更短、戶外活動項目選擇更少[42]。值得注意的是,在一個分組條件下,同伴近視比例升高均會顯著降低個體視力水平。同伴近視比例每增加1個百分點,視力就下降0.49～0.70個單位。

表6 同伴近視對不同特征學生的影響

(三)近視同伴效應的機制分析

上文的分析表明,在克服了內(nèi)生性問題后,近視的同伴效應依然存在。不論性別、住校與否還是初中生、小學生,近視同伴效應均會顯著降低青少年的視力水平。那么同伴效應的作用機制是怎樣呢?本文使用分階段中介效應方法驗證近視同伴效應是否通過改變個體對近視態(tài)度而影響其用眼行為導致增大近視可能性(見表7)。由于本研究中僅有三個縣的學生對于近視態(tài)度的樣本數(shù)據(jù),因此機制分析僅使用該三個縣的子樣本,納入態(tài)度以分析近視同伴效應的間接影響。學生對于近視的態(tài)度通過學生是否害怕近視以及是否害怕戴眼鏡兩個變量來衡量。

表7 近視同伴效應機制分析

表7中的第(2)列和第(4)列回歸結果與表3使用全部樣本的結果一致,即同伴近視會增大個體近視可能性,降低其視力水平。在此基礎上進行中介效應檢驗[43],結果發(fā)現(xiàn),雖然如本文預期，同伴近視比例對于個體是否害怕近視的影響是負的,即同伴近視比例升高,個體對近視的害怕程度會減弱,但是該結果不顯著[表7第(1)列]。進一步地,把個體對近視的態(tài)度納入回歸中后,同伴近視比例的影響僅有輕微的下降[表7第(3)(5)列]。其中,納入“是否害怕戴眼鏡”這一態(tài)度變量后,其對于視力的影響在5%水平上顯著,但通過Sobel檢驗后P值為0.459[44]。也就是說,總體上近視同伴通過態(tài)度影響個體近視的中介效應在本研究中不顯著。因此,近視同伴效應可能主要通過行為習慣等其他渠道影響青少年的視力健康。上文中同伴效應對于住宿生的影響更大也間接說明行為習慣可能起更加主要的作用(住宿生相處時間更長,更易模仿同伴的行為)。之前一些學者對態(tài)度的中介效應研究也發(fā)現(xiàn),其影響要么很小,要么根本不存在[45]。例如,Zimmerman等人對個體藥物濫用的研究發(fā)現(xiàn),同伴通過影響個體對于藥物使用態(tài)度的間接影響僅占全部影響的7%[25],且并不顯著。

五、結論與討論

鑒于青少年的行為習慣很容易受到周圍同伴的影響,如果近視存在同伴效應,青少年近視可能會存在“傳染”的風險?？梢岳眠@一傳染性提倡正確的用眼行為習慣,這將為我國的近視防控政策提供新的抓手。因此準確地估計和理解近視的同伴效應有助于我國應對青少年近視防控帶來的挑戰(zhàn)。

西部農(nóng)村地區(qū)青少年近視問題同樣嚴峻,而關注同伴效應對青少年近視的影響有助于更深入地理解近視問題的高發(fā)原因,有針對性地開展近視防控工作,助力農(nóng)村教育發(fā)展。為此,本研究使用2018-2019年期間38 417名西部農(nóng)村地區(qū)中小學生的調(diào)查數(shù)據(jù)估計了同伴效應對于青少年視力健康的影響。不同于主要基于朋友網(wǎng)絡的研究,本研究基于班級網(wǎng)絡構建同伴近視比例,較好地避免了個體層面的自選擇對估計結果的影響。與此同時,本研究使用同伴父母配鏡這一工具變量解決了估計中可能存在的“反身問題”以及“關聯(lián)效應”。研究發(fā)現(xiàn)同伴效應對青少年視力以及是否近視均有顯著的影響。具體體現(xiàn)為,班級近視同伴比例越高,青少年近視的可能性越大,視力水平更差。這一結果在不同回歸模型、不同變量定義以及不同樣本下均是穩(wěn)健的。考慮到本研究樣本所關注的西部農(nóng)村地區(qū)近視率比全國平均水平更低,同伴效應對其他地區(qū)近視的影響可能更大，因此進一步對不同特征群體進行異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),近視學生、初中生、住校生、女生受到同伴近視影響更大。值得注意是,如果近視學生通過配鏡矯正后,同伴近視對其影響將不再顯著。這啟示我們,對于已經(jīng)出現(xiàn)視力問題的青少年,及時矯正很有必要,可以減緩其視力下降的速度。最后本研究檢驗了基于態(tài)度的中介效應在近視同伴效應中的影響,發(fā)現(xiàn)態(tài)度的中介效應在本研究中并不顯著,同伴近視對青少年視力健康的影響可能主要為態(tài)度以外的其他渠道,例如相同的行為習慣等。

近視同伴效應的發(fā)現(xiàn)對近視防控政策有重要啟示。首先,近視可能會通過社交網(wǎng)絡通過改變他人的行為等方式進行“傳染”,而利用這一傳染性實施近視防控政策,可以讓同伴效應產(chǎn)生正面影響。通過防止一個青少年近視減緩其他青少年的近視發(fā)展,可以讓近視防控工作產(chǎn)生社會乘數(shù)效應。例如:從班級層面入手,開展近視健康教育、不良用眼行為習慣糾偏、糾正認識誤區(qū)等。其次,在醫(yī)療和公共設施等資源的分配過程中,也要充分考慮同伴效應對不同性別、不同學段、住校與否的異質(zhì)性影響,最大化防控近視。另外一旦發(fā)生近視問題應該及時進行矯正，避免陷入因同伴近視導致自身視力不斷下降的惡性循環(huán)之中。

現(xiàn)有研究青少年近視同伴效應的文獻很少,本研究在該領域做了初步的嘗試,為近年來近視率持續(xù)攀升提供了新的解釋,為近視防控工作的開展提供了新的抓手,同時豐富了同伴效應在健康領域的研究。但是本研究可能存在以下幾點不足:第一,本研究所使用工具變量“同伴父母配鏡比例”為學生自我報告的結果,可能低估父母的近視水平,因此如果收集到父母真實近視水平,可以進一步提高本研究的有效性；第二,本文使用的是截面數(shù)據(jù),不能動態(tài)分析同伴效應的歷時性效果以及潛在的年齡累積影響和時期差異;第三,本研究雖然使用計量方法以及微觀樣本數(shù)據(jù)討論同伴效應對青少年近視的影響,但受限于樣本數(shù)量,本文僅對近視同伴效應的影響機制做出較為初步的探究,無法分析近視同伴效應的直接影響的具體作用形式(如戶外活動時間、近距離用眼、瞇眼視物、電子設備使用等),這些有待進一步深入研究。