近朱者赤：優(yōu)秀學(xué)生的同伴效應(yīng)

0引言

促進(jìn)教育公平，提高教育質(zhì)量是我國(guó)未來(lái)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和共同富裕的根基。2020年的“十四五”規(guī)劃建議以“深化教育改革，促進(jìn)教育公平”作為導(dǎo)向，明確了“建設(shè)高質(zhì)量教育體系”的目標(biāo)。近些年，國(guó)家和地方政府出臺(tái)了多項(xiàng)教育政策措施。北京、上海、深圳、成都等城市加快了學(xué)區(qū)改革，如2018年2月，上海市教委公布了《2018年本市義務(wù)教育階段學(xué)校招生入學(xué)工作的實(shí)施意見(jiàn)》，宣布實(shí)施公民辦小學(xué)同步招生；2021年北京市教委印發(fā)《義務(wù)教育階段入學(xué)工作的意見(jiàn)》進(jìn)一步加大多校劃片力度，穩(wěn)妥推進(jìn)以多校劃片為主，單校劃片和多校劃片相結(jié)合的入學(xué)方式。這些去學(xué)區(qū)化、搖號(hào)錄取等新錄取政策必將改變?cè)械膶W(xué)生擇校規(guī)律，使得生源更加均衡化，這必然會(huì)改變學(xué)生的同伴組成，那么，同伴構(gòu)成的改變將如何影響學(xué)生的能力發(fā)展呢？

同伴構(gòu)成不僅影響家長(zhǎng)擇校，也是教師、學(xué)校以及教育政策制定者在制定規(guī)章和政策時(shí)需要重點(diǎn)考慮的因素。同時(shí)，青春期的學(xué)生正處于個(gè)人資質(zhì)、自我評(píng)估、價(jià)值觀和職業(yè)抱負(fù)等人格行為塑造的關(guān)鍵發(fā)展時(shí)期（Wang，2013），這個(gè)階段的青少年與同伴在一起的時(shí)間甚至超過(guò)了父母，也更容易受同伴的影響（Sacerdote，20O1）。很多研究表明同伴構(gòu)成不僅影響青少年短期的認(rèn)知與非認(rèn)知能力水平（Lavyetal.，2012a；王春超和肖艾平，2019;李長(zhǎng)洪和林文煉，2019；Gongetal.，2021），而且長(zhǎng)期也會(huì)改變其成長(zhǎng)軌跡和人生走向（Carrelletal.，2018）。同時(shí)，同伴效應(yīng)具有乘數(shù)效應(yīng)屬性（Glaeseretal.，2003），如果教育政策干預(yù)措施可以提高某些學(xué)生的學(xué)習(xí)效應(yīng)，那么它會(huì)通過(guò)外溢性提高其他學(xué)生的表現(xiàn)。從政策制定者的角度，研究同伴效應(yīng)具有重要的意義。準(zhǔn)確地評(píng)估同伴效應(yīng)，可以幫助決策者科學(xué)地進(jìn)行學(xué)?；蛘甙嗉?jí)的學(xué)生分配，提高教育的效率和干預(yù)的有效性。

優(yōu)秀學(xué)生的同伴效應(yīng)在國(guó)外研究?jī)和奈墨I(xiàn)得到了證實(shí)（Sacerdote，2OOl；Garlick，2018）。從理論上，這種同伴效應(yīng)被稱(chēng)為“閃亮\"模型，即優(yōu)秀學(xué)生（高能力學(xué)生）給其他學(xué)生樹(shù)立了很好的榜樣，提高其他學(xué)生的成績(jī)（HoxbyandWeingarth，2O05）。相反，表現(xiàn)差的學(xué)生也會(huì)帶來(lái)負(fù)面影響，在理論上被稱(chēng)為“壞蘋(píng)果”模型。實(shí)證文獻(xiàn)也證實(shí)了低能力、有破壞性、有家暴經(jīng)歷，或者吸煙、酗酒、吸食毒品、賭博的學(xué)生會(huì)對(duì)同伴產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響（Clark and Lohéac， 2007;Carrell et al.，2018；Huang and Zhu，202O；Xu et al.，2020）。同時(shí)，同伴的影響具有異質(zhì)性，即簡(jiǎn)單交叉模型，是指高能力的學(xué)生可能從同伴的進(jìn)步中受益較多，而低能力的學(xué)生受益較少甚至不受影響（HoxbyandWeingarth，2005；Burkeand Sass，2013）。針對(duì)我國(guó)基礎(chǔ)教育階段兒童同伴效應(yīng)的研究，更多聚焦于低能力學(xué)生對(duì)同伴的影響（Xuetal.，202O；Huangand Zhu，2020），對(duì)高能力學(xué)生的同伴效應(yīng)的研究仍較欠缺。而高能力和低能力同伴的影響未必是對(duì)稱(chēng)的（Lavyetal.，2012b）。其次，同伴效應(yīng)的影響與研究對(duì)象所處的情境和文化特征高度相關(guān)，不同國(guó)家之間存在巨大異質(zhì)性，并且東西方國(guó)家在家庭教育、傳統(tǒng)文化等方面存在較大的差異（Feldand Zolitz，2017）。因此，有必要全面地評(píng)估在我國(guó)義務(wù)教育階段優(yōu)秀學(xué)生的同伴效應(yīng)。

如何識(shí)別同伴效應(yīng)在實(shí)證研究中是個(gè)很大的挑戰(zhàn)。Manski（1993）提出同伴影響存在鏡像效應(yīng)，類(lèi)似于某個(gè)人和他在鏡子中的影像運(yùn)動(dòng)是同時(shí)進(jìn)行的。如本文中學(xué)生本身和其同伴的表現(xiàn)或者成績(jī)是同時(shí)被決定的，不能區(qū)分學(xué)生本身對(duì)其同伴影響的因果關(guān)系。Manski把同一群體中不同個(gè)體傾向于表現(xiàn)相似的行為細(xì)分為三個(gè)部分：內(nèi)生效應(yīng)（endogenous effects）、外生效應(yīng)（exogenous（contextual） effects）和相關(guān)效應(yīng)（correlatedeffects）。內(nèi)生效應(yīng)指?jìng)€(gè)體行為傾向隨著群體行為的變化而變化，即同伴效應(yīng)；外生效應(yīng)指?jìng)€(gè)體行為傾向隨著群體的外在特征的變化而變化；相關(guān)效應(yīng)是指?jìng)€(gè)體行為因其所歸屬的相似群體和相似環(huán)境的變化而變化。識(shí)別同伴效應(yīng)的關(guān)鍵是如何將內(nèi)生效應(yīng)與其他兩種效應(yīng)區(qū)分開(kāi)來(lái)。本文利用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”（CEPS）中隨機(jī)分班的數(shù)據(jù)，首先將相關(guān)效應(yīng)中的相似群體因素排除。我們選取問(wèn)卷中無(wú)論是學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)或者老師都回答隨機(jī)分班的學(xué)校，排除了同伴構(gòu)成的自選擇問(wèn)題。因此隨機(jī)分班的樣本中，相同年級(jí)內(nèi)部不同班級(jí)學(xué)生組成的差異是隨機(jī)的。文獻(xiàn)中已有不少研究利用該數(shù)據(jù)的隨機(jī)分班樣本識(shí)別同伴效應(yīng)（Gong et al.，2018，2021；Xu et al.，2020；Huang and Zhu，2020;陳媛媛等， 2021）① 。

其次，為了控制外生效應(yīng)，本文利用在入學(xué)前的成績(jī)作為代理變量來(lái)識(shí)別高能力學(xué)生，這些事前的特征不會(huì)隨著同伴特征的變化而同步變化，可以排除外生效應(yīng)。

實(shí)證結(jié)果表明在小學(xué)學(xué)習(xí)成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生，進(jìn)入初中后，對(duì)其班級(jí)同伴的認(rèn)知成績(jī)和教育期望都具有顯著正向的影響，但對(duì)于學(xué)校融合度和心理健康的影響不顯著。機(jī)制分析顯示，高能力學(xué)生會(huì)在學(xué)習(xí)習(xí)慣上起到正向的同伴效應(yīng)，提高了其同伴的學(xué)習(xí)主動(dòng)性和自主閱讀的時(shí)間，同時(shí)會(huì)改善同學(xué)關(guān)系；但是也增加了其同伴和他們家長(zhǎng)的壓力，“雞娃”的現(xiàn)象有所增加，顯著提高了同伴課外學(xué)科輔導(dǎo)班的參與概率、輔導(dǎo)班上課和作業(yè)的時(shí)間以及家長(zhǎng)的金錢(qián)和時(shí)間的投入。這在一定程度上解釋了優(yōu)秀學(xué)生對(duì)其同伴的學(xué)校融合度和心理健康影響不顯著的原因，一方面他們改善了同學(xué)和師生關(guān)系，另一方面又增加了同伴的壓力，兩者對(duì)其學(xué)校融合度和心理健康的影響相互抵消。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示這些小學(xué)成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生對(duì)初中同伴的正向影響在七年級(jí)顯著，到九年級(jí)該影響有一定程度的下降；且高能力女生的同伴效應(yīng)較高能力男生更為顯著。本文的主要貢獻(xiàn)是：首先，在我國(guó)基礎(chǔ)教育階段兒童同伴效應(yīng)的研究中對(duì)優(yōu)秀學(xué)生的同伴效應(yīng)的研究較少，前期相關(guān)研究主要關(guān)注了學(xué)生在認(rèn)知能力上的同伴效應(yīng)，在非認(rèn)知能力上的同伴效應(yīng)研究尚不足，而本文的研究不僅關(guān)注學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)和教育期望，還關(guān)注了學(xué)校融合度和心理健康。其次，我們利用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”（CEPS）隨機(jī)分班數(shù)據(jù)，基于學(xué)生從小學(xué)教育階段到初中階段的轉(zhuǎn)變，利用學(xué)生小學(xué)教育階段的預(yù)處理特質(zhì)和初中隨機(jī)分班數(shù)據(jù)評(píng)估了優(yōu)秀學(xué)生對(duì)兒童認(rèn)知成績(jī)、教育期望、學(xué)校融合度和心理健康的溢出效應(yīng)的因果關(guān)系。最后，本文從學(xué)生與學(xué)生、學(xué)生與教師的人際關(guān)系、課外學(xué)科輔導(dǎo)等渠道探究了優(yōu)秀同伴溢出效應(yīng)的影響路徑。

1數(shù)據(jù)描述與實(shí)證模型

1.1 數(shù)據(jù)及變量定義

本文使用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”（CEPS）2013—2014 學(xué)年七年級(jí)和九年級(jí)的數(shù)據(jù)。該調(diào)查在全國(guó)范圍內(nèi)采用PPS的抽樣方法隨機(jī)抽取28個(gè)縣（區(qū)），每個(gè)縣（區(qū)）抽取4所學(xué)校，每個(gè)學(xué)校在七、九年級(jí)各抽取2個(gè)班級(jí)，共包括112所學(xué)校、438個(gè)班、19487名學(xué)生。調(diào)查內(nèi)容包括學(xué)生、學(xué)生家長(zhǎng)、班主任、任課老師以及學(xué)校層面的問(wèn)卷，涉及學(xué)校和學(xué)習(xí)環(huán)境的各個(gè)方面，本文主要關(guān)注學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)、教育期望、學(xué)校融合度和心理健康。

在樣本篩選方面，首先，本文篩選出了新生入學(xué)時(shí)隨機(jī)分班，并且之后沒(méi)有重新分班，班主任匯報(bào)也沒(méi)有按照任何科目成績(jī)?cè)僦匦路职嗟膶W(xué)校樣本。最終有效的回歸樣本中包括90個(gè)學(xué)校、265個(gè)班級(jí)、9832名學(xué)生，其中普通學(xué)生8545人，高能力學(xué)生1287人，占比13.09% 。為排除優(yōu)秀學(xué)生自身的影響，本文回歸模型中所使用的樣本僅包括普通學(xué)生（8545人）。

本文的核心解釋變量是班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例。高能力學(xué)生定義是從學(xué)生問(wèn)卷里“小學(xué)六年級(jí)時(shí)你的成績(jī)是班里第幾名？”中提取的，如果學(xué)生小學(xué)六年級(jí)時(shí)班級(jí)排名前3，則該變量取值為1，否則為0。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們將改變高能力學(xué)生的定義。在我國(guó)大部分初中學(xué)區(qū)都同時(shí)對(duì)應(yīng)多個(gè)小學(xué)，可以合理地假設(shè)小學(xué)和初中同學(xué)有相當(dāng)大數(shù)量的重新整合（Carmanand Zhang，2Ol2），小學(xué)和中學(xué)同學(xué)很少有重疊，高能力學(xué)生與其初中同伴在小學(xué)階段互動(dòng)的非常少，因此這個(gè)變量的定義不受初中同伴的影響。

圖1刻畫(huà)了學(xué)生六年級(jí)時(shí)在班級(jí)排名變量的分布，排名在第5、10、15等節(jié)點(diǎn)上頻次較高，因?yàn)樵撆琶嗍菍W(xué)生自己的估算范圍，且排名越靠后的數(shù)字與班級(jí)規(guī)模越有關(guān)，測(cè)量的誤差可能也越大。圖2刻畫(huà)了樣本中六年級(jí)時(shí)班級(jí)排名前3、前5和前10的高能力學(xué)生比例的分布圖。六年級(jí)時(shí)班級(jí)排名前3的高能力學(xué)生平均比例為 13.09% ；排名前5和前10的高能力學(xué)生比例分別為 22.29% 和 42.54% 。可以看出，自我匯報(bào)的排名存在一定程度上高報(bào)的測(cè)量誤差，這種誤差的存在會(huì)在一定程度上導(dǎo)致本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果被低估。

被解釋變量包括認(rèn)知能力、教育期望、學(xué)校融合度和心理健康。其中認(rèn)知能力使用全國(guó)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)化認(rèn)知能力測(cè)試成績(jī)，該成績(jī)反映了學(xué)生的邏輯思維與問(wèn)題解決能力，同時(shí)可以避免由于學(xué)校或地區(qū)試卷差異導(dǎo)致的成績(jī)不可比的問(wèn)題。教育期望用學(xué)生回答“希望自己讀到什么程度？”的問(wèn)題來(lái)衡量，并參照吳愈曉和黃超（2016）將選項(xiàng)中的教育階段轉(zhuǎn)為教育年限的連續(xù)變量。學(xué)校融合度使用學(xué)生問(wèn)卷里“關(guān)于學(xué)校生活，你是否同意下列說(shuō)法：1、我經(jīng)常遲到2、我經(jīng)常逃課3、我在這個(gè)學(xué)校里感到很無(wú)聊4、希望能去另外一個(gè)學(xué)校5、我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)6、我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親近”的問(wèn)題，每個(gè)問(wèn)題都對(duì)應(yīng)完全不同意、不太同意、比較同意、完全同意四個(gè)選項(xiàng)，分別取值1、2、3、4。我們把前4個(gè)問(wèn)題通過(guò)轉(zhuǎn)換成正面變量再加總這6個(gè)問(wèn)題來(lái)測(cè)量學(xué)校融合度。心理健康是通過(guò)學(xué)生問(wèn)卷里“在過(guò)去的七天內(nèi)，你是否有以下感覺(jué)：沮喪、抑郁、不快樂(lè)、生活沒(méi)有意思、悲傷”問(wèn)題測(cè)量的，每個(gè)問(wèn)題都對(duì)應(yīng)從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、總是五個(gè)選項(xiàng)，分別取值1、2、3、4、5，把這5個(gè)問(wèn)題轉(zhuǎn)換成正向變量再加總來(lái)測(cè)量心理健康。由于篇幅限制，描述性統(tǒng)計(jì)不做匯報(bào)。

1.2 實(shí)證模型

本文基準(zhǔn)回歸估計(jì)班級(jí)中高能力學(xué)生比例對(duì)普通學(xué)生認(rèn)知和非認(rèn)知能力的同伴影響，具體模型設(shè)定如下：

Y_icgs=β₀+β₁highpeer_cgs+β₂X_icgs+β₃C_cgs+G_gs+e_icgs

其中 表示來(lái)自 s 學(xué)校 g 年級(jí) Ψ_c 班級(jí)的普通學(xué)生 i 的認(rèn)知成績(jī)、教育期望、學(xué)校融合度或心理健康。 highpeer_cgs 表示班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例?；貧w系數(shù) β₁ 表示小學(xué)高能力學(xué)生比例對(duì)普通學(xué)生認(rèn)知和非認(rèn)知能力的影響。由于學(xué)生成績(jī)不僅受同伴的影響，也與學(xué)生的個(gè)人、家庭、班級(jí)與學(xué)校的特征有關(guān)，模型中控制了學(xué)生特征和家庭背景變量 X_icgs ，包括性別、民族、年齡、獨(dú)生子女、本地兒童、農(nóng)業(yè)戶(hù)口、是否上過(guò)幼兒園、小學(xué)留過(guò)級(jí)、小學(xué)跳過(guò)級(jí)、父母學(xué)歷、家庭經(jīng)濟(jì)狀況；同時(shí)，學(xué)生能力也受班級(jí)特征的影響，模型中進(jìn)一步控制了班級(jí)特征變量 C_cgs ，包括班級(jí)規(guī)模、班主任的教齡、性別、年齡和學(xué)歷；最后，為避免學(xué)校之間的自選擇偏差并控制學(xué)校共同環(huán)境因素的影響，模型中加入學(xué)校年級(jí)固定效應(yīng) G_gs ，通過(guò)比較相同學(xué)校年級(jí)內(nèi)部，班級(jí)之間的高能力學(xué)生比例的差異來(lái)識(shí)別同伴效應(yīng)。 ε_ic，s 為誤差項(xiàng)，考慮到班級(jí)內(nèi)部學(xué)生成績(jī)的相關(guān)性，模型使用班級(jí)層面的聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)差。①

2隨機(jī)分班的有效性

本文同伴效應(yīng)識(shí)別的有效性取決于班級(jí)是否真正是隨機(jī)分班的。為檢驗(yàn)隨機(jī)分班，需要判斷學(xué)校內(nèi)部分班是否與學(xué)生先決的特征無(wú)關(guān)。首先，我們要找到影響學(xué)生認(rèn)知與非認(rèn)知能力的重要先決變量，表1分別用基準(zhǔn)回歸的被解釋變量對(duì)每個(gè)學(xué)生個(gè)體、家庭背景特征和班主任特征的先決變量進(jìn)行回歸，同時(shí)控制學(xué)校年級(jí)的固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果表明學(xué)生的戶(hù)口狀態(tài)、性別、是否為獨(dú)生子女、父母的教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、學(xué)習(xí)經(jīng)歷以及班主任的特征等變量都會(huì)顯著影響學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)、教育期望、學(xué)校融合度和心理健康。接著，借鑒Xuetal.（202O）的檢驗(yàn)方法，表1第（5）列使用班級(jí)高能力學(xué)生比例作為因變量，對(duì)這些先決變量進(jìn)行回歸。如果隨機(jī)分班被嚴(yán)格執(zhí)行了，那么這些先決變量應(yīng)該與班級(jí)中高能力學(xué)生比例不相關(guān)，回歸系數(shù)應(yīng)該不顯著。結(jié)果顯示，20個(gè)變量中僅有3個(gè)變量顯著，其他變量的系數(shù)都很小且不顯著。其中，男生的系數(shù)為負(fù)，這可能是因?yàn)樾W(xué)期間學(xué)習(xí)成績(jī)排名靠前的女生更多的緣故。低能力學(xué)生比例顯著，這可能是班級(jí)內(nèi)低能力學(xué)生比例與班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例存在固有的負(fù)向關(guān)系所致。總體上，我們并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)非隨機(jī)分班的證據(jù)。

另一種驗(yàn)證隨機(jī)分班的方法是對(duì)學(xué)生和教師特征做平衡性檢驗(yàn)（balancingtests）（Gongetal.，2018，2021）。如果隨機(jī)分班的假設(shè)成立，班級(jí)中高能力學(xué)生比例應(yīng)該與普通學(xué)生個(gè)體特征和教師特征先決變量無(wú)關(guān)。表2列出了控制學(xué)校年級(jí)固定效應(yīng)之后，以學(xué)生的個(gè)體特征或教師特征為因變量，對(duì)班級(jí)高能力學(xué)生比例單獨(dú)回歸的系數(shù)。第（1）、（2）列的結(jié)果顯示，除了性別、上過(guò)幼兒園和小學(xué)留過(guò)級(jí)變量以外，高能力學(xué)生比例與學(xué)生個(gè)體和家庭背景的大部分特征都沒(méi)有顯著的關(guān)系①。第（3）、（4）列的結(jié)果顯示，教師特征變量的回歸系數(shù)均不顯著，表明在隨機(jī)分班的學(xué)校樣本中，可以排除學(xué)校把好老師分配給高能力學(xué)生更多班級(jí)的可能性。以上結(jié)果驗(yàn)證了樣本學(xué)校隨機(jī)分班的可靠性。

3研究結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸

表3匯報(bào)了模型（1）的回歸結(jié)果。在控制學(xué)校年級(jí)固定效應(yīng)后，班內(nèi)高能力學(xué)生對(duì)普通學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)和教育期望產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)。具體來(lái)講，班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例每提高1個(gè)百分點(diǎn)，普通學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)提高0.0099個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，教育期望年限顯著提高

0.025年。文獻(xiàn)也驗(yàn)證了高能力學(xué)生會(huì)影響同伴的認(rèn)知能力（Burkeand Sass，2O13）。高能力學(xué)生對(duì)同伴學(xué)校融合度和心理健康的影響不顯著，這可能存在兩種相互抵消的影響渠道，一方面優(yōu)秀學(xué)生會(huì)改善學(xué)校的環(huán)境，另一方面優(yōu)秀學(xué)生也會(huì)給同伴造成一定的心理壓力，這兩方面的影響將在機(jī)制分析中進(jìn)行具體論證。

為進(jìn)一步分析同伴效應(yīng)的大小，我們將高能力學(xué)生比例的系數(shù)與基準(zhǔn)回歸中其他系數(shù)進(jìn)行比較。其中父親教育在高中以上的系數(shù)為0.095，班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)10年以上的系數(shù)為0.133。也就是，當(dāng)班級(jí)優(yōu)秀學(xué)生比例增加 1% 時(shí)，相當(dāng)于父親學(xué)歷在高中以上影響的10.5% ，相當(dāng)于班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)10年以上影響的 7.5% 。同時(shí)，根據(jù)Xuetal.（2020）和Huang and Zhu（2020） 研究的低能力學(xué)生比例對(duì)普通學(xué)生同伴效應(yīng)影響的大小，Xuetal.（2020）發(fā)現(xiàn)低能力學(xué)生比例提高 1% ，普通學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)顯著降低0.023個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，教育期望降低O.O03，但不顯著。Huangand Zhu（2020） 發(fā)現(xiàn)低能力學(xué)生比例提高 1% ，普通學(xué)生語(yǔ)數(shù)英平均成績(jī)提高 1.2% 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。因此，在認(rèn)知成績(jī)方面，優(yōu)秀學(xué)生的“領(lǐng)頭羊\"效應(yīng)要小于差生的“壞蘋(píng)果\"效應(yīng)；但在教育期望方面，“領(lǐng)頭羊”效應(yīng)要大于“壞蘋(píng)果”效應(yīng)。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然本文選取了使用隨機(jī)分班的樣本。但是，這些樣本學(xué)校中仍可能存在實(shí)際操作中不嚴(yán)格進(jìn)行隨機(jī)分班的情況。我們分兩步檢驗(yàn)如果樣本中存在非隨機(jī)分班可能造成的估計(jì)偏差。第一步，借鑒Gongetal.（2018）的檢驗(yàn)方法，使用非隨機(jī)分班的樣本進(jìn)行估計(jì)（學(xué)校、班主任或任課老師只要有一方報(bào)告非隨機(jī)分班的樣本）。由于非隨機(jī)分班的情況下，通常學(xué)校會(huì)將相似的學(xué)生分配到一起，因此可以預(yù)見(jiàn)非隨機(jī)分班中高能力學(xué)生比例的系數(shù)會(huì)被高估。表4的結(jié)果與預(yù)期相符，四個(gè)因變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)值都比基準(zhǔn)回歸值大幅增加。

第二步，借鑒Huangand Zhu（202O）的方法，從樣本中隨機(jī)地刪去學(xué)校，觀察回歸結(jié)果是否有明顯變化。如果隨機(jī)分班的樣本中存在非隨機(jī)分班的學(xué)校，那么這些學(xué)校被刪除時(shí)，系數(shù)會(huì)發(fā)生很大的變化。為了保證樣本的規(guī)模，我們每次隨機(jī)刪除 5% 的學(xué)校，進(jìn)行了1000次回歸估計(jì)的系數(shù)值集中分布在基準(zhǔn)回歸的系數(shù)值附近。因此即使樣本中摻雜了個(gè)別非隨機(jī)分班的學(xué)校，也不足以改變基準(zhǔn)回歸的系數(shù)。

此外，為進(jìn)一步驗(yàn)證隨機(jī)分班的假設(shè)，表5用將同班普通學(xué)生六年級(jí)學(xué)習(xí)表現(xiàn)為因變量進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)（placebotests）。如果高能力學(xué)生更容易與高能力的同伴分到一個(gè)班級(jí)，那么高能力學(xué)生比例的系數(shù)應(yīng)該顯著，表5的回歸系數(shù)均不顯著。這從側(cè)面反映優(yōu)秀學(xué)生比例更高的班級(jí)，學(xué)生在六年級(jí)學(xué)習(xí)態(tài)度并沒(méi)有更好，為驗(yàn)證隨機(jī)分班提供了一定的證據(jù)。

注：上學(xué)態(tài)度、課程態(tài)度、功課態(tài)度使用學(xué)生問(wèn)卷的問(wèn)題“回憶六年級(jí)時(shí)期，你是否同意下列對(duì)你自己的描述：就算身體有點(diǎn)不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會(huì)盡量去上學(xué)；就算是我不喜歡的功課，我也會(huì)盡全力去做；就算功課需要花好長(zhǎng)時(shí)間才能做完，我仍然會(huì)不斷地盡力去做”，每個(gè)問(wèn)題都對(duì)應(yīng)完全不同意、不太同意、比較同意、完全同意四個(gè)選項(xiàng)分別取值1、2、3、4，把這四個(gè)問(wèn)題的取值加總。

為檢驗(yàn)班級(jí)中高能力學(xué)生比例是否與班級(jí)其他特征相關(guān)，表6使用班級(jí)層面的一階差分進(jìn)行估計(jì)，并進(jìn)一步增加控制了班級(jí)層面的變量，即班級(jí)低能力學(xué)生比例、班主任能力（教學(xué)獎(jiǎng)勵(lì)、師范專(zhuān)業(yè)、職稱(chēng)、優(yōu)秀班主任稱(chēng)號(hào)）以及班主任婚姻狀態(tài)、任教經(jīng)歷、是否事業(yè)編制和是否取得教師資格證。結(jié)果顯示，班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例提高，班級(jí)內(nèi)學(xué)生的平均認(rèn)知能力和教育期望顯著提高，但對(duì)平均學(xué)校融合度和心理健康的影響不顯著，與基準(zhǔn)結(jié)果保持一致。

為進(jìn)一步排除外生效應(yīng)和相關(guān)環(huán)境因素，本文控制更多的父母背景、學(xué)生個(gè)體特征和班主任特征，以及班級(jí)中女生、貧困生、流動(dòng)兒童、留守兒童或者留級(jí)學(xué)生的比例，結(jié)果穩(wěn)健。為檢驗(yàn)對(duì)于高能力學(xué)生的定義可能帶來(lái)的測(cè)量誤差，我們重新定義高能力學(xué)生（放寬排名標(biāo)準(zhǔn)到前5或者前10名，或者結(jié)合課程吃力程度），結(jié)果穩(wěn)健，并且顯示“領(lǐng)頭羊”效應(yīng)隨著高能力學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)的放寬而減弱。同時(shí)，為檢驗(yàn)由于高能力學(xué)生測(cè)量的誤差，導(dǎo)致普通學(xué)生樣本組成差異帶來(lái)的偏差，我們使用所有學(xué)生的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果仍保持一致①。

3.3 機(jī)制分析

HoxbyandWeingarth（2005）提出的“閃亮\"模型（ShiningLight）指出優(yōu)秀學(xué)生可以激勵(lì)其他同伴并提高他們的成就。這種同伴效應(yīng)的溢出作用具有乘數(shù)效應(yīng)的屬性，可以使教育政策干預(yù)措施事半功倍。文獻(xiàn)中發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)主動(dòng)性和動(dòng)機(jī)會(huì)顯著提升學(xué)習(xí)成績(jī)（Heckmanetal.，2013）。由于基準(zhǔn)回歸中同伴效應(yīng)主要影響認(rèn)知成績(jī)和教育期望，從學(xué)生之間相互影響的角度，這可能與優(yōu)秀學(xué)生在學(xué)習(xí)習(xí)慣方面的同伴效應(yīng)有關(guān)。表7前3列使用高能力學(xué)生比例對(duì)普通學(xué)生周末讀課外書(shū)的時(shí)間、家里書(shū)籍的數(shù)量和學(xué)習(xí)態(tài)度進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)高能力學(xué)生比例的提高可以顯著提升同伴閱讀時(shí)間和學(xué)習(xí)態(tài)度，系數(shù)在 5% 水平下顯著。這與Lavyand Sand（2019）發(fā)現(xiàn)擁有更多高質(zhì)量的朋友會(huì)增加學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提高教育成就的結(jié)論一致。第（4）列分析高能力學(xué)生對(duì)同伴自信心的影響，系數(shù)不顯著，這可能一方面由于高能力學(xué)生提高了普通同伴的學(xué)習(xí)成績(jī)，提高了他們的自信心，另一方面又使他們面臨更大的壓力，兩方面的影響可能存在相互抵消的效應(yīng)，這與基準(zhǔn)回歸中對(duì)學(xué)校融合度和心理健康的影響結(jié)果一致。

注：學(xué)習(xí)態(tài)度變量基于家長(zhǎng)問(wèn)卷的問(wèn)題“整體而言，您覺(jué)得這個(gè)孩子的學(xué)習(xí)態(tài)度如何？”（選項(xiàng)為1.很不認(rèn)真2.不太認(rèn)真3.一般4.比較認(rèn)真5.很認(rèn)真）。自信心變量是基于學(xué)生問(wèn)卷的問(wèn)題“你對(duì)自已的未來(lái)有沒(méi)有信心？”（選項(xiàng)為1.根本沒(méi)有信心2.不太有信心3.比較有信心4.很有信心）。括號(hào)內(nèi)為班級(jí)層面的聚類(lèi)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。*、**和*分別表示在 1% 、5% 和 10% 水平上顯著。班級(jí)特征包括班級(jí)規(guī)模、班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)超過(guò)10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學(xué)歷。

其次，高能力學(xué)生也許可以通過(guò)改善同伴的互動(dòng)方式，提高他們的成就。人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的改善，有助于同伴的成長(zhǎng)（Jackson，201O）。文獻(xiàn)中也發(fā)現(xiàn)朋友的“數(shù)量”和“質(zhì)量”是影響學(xué)業(yè)成績(jī)的重要渠道（LavyandSand，2O19），來(lái)自同伴的幫助可以顯著提高低能力學(xué)生的成績(jī)（吳賈等，202O；Kimbroughetal.，2022）。表8顯示，班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例越高，普通學(xué)生的朋友中成績(jī)優(yōu)秀的好朋友數(shù)量和學(xué)習(xí)勤奮的好朋友數(shù)量都顯著增加，學(xué)生之間越友好、親近并且容易相處，學(xué)生之間的互動(dòng)關(guān)系越融洽，班級(jí)的班風(fēng)也更好。因此高能力學(xué)生比例的增加可以顯著改善同伴關(guān)系，進(jìn)而提高同伴的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

注：成績(jī)優(yōu)秀的好朋友和學(xué)習(xí)勤奮的好朋友變量是基于學(xué)生問(wèn)卷里“上面提到的幾個(gè)好朋友有沒(méi)有以下情況？學(xué)習(xí)成績(jī)優(yōu)良，學(xué)習(xí)努力刻苦”（選項(xiàng)為1.沒(méi)有這樣的2.一二個(gè)這樣的3.很多這樣的）；同學(xué)友好：班里大多數(shù)同學(xué)對(duì)我很友好；同學(xué)親近：我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親近；容易相處：我認(rèn)為自己很容易與人相處；班風(fēng)：我所在的班級(jí)班風(fēng)良好，這四個(gè)變量均有四個(gè)選項(xiàng)（完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意），虛擬變量的設(shè)定為完全不同意和比較不同意為0，比較同意和完全同意為1。括號(hào)內(nèi)為班級(jí)層面的聚類(lèi)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**和*分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級(jí)特征包括班級(jí)規(guī)模、班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)超過(guò)10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學(xué)歷。

再次，由于本文的數(shù)據(jù)選自2013—2014年，課外輔導(dǎo)非常普遍。當(dāng)班級(jí)的優(yōu)秀同伴增加時(shí)，無(wú)論學(xué)生和家長(zhǎng)都會(huì)在一定程度上感到壓力，因此會(huì)促使他們?cè)黾诱n外輔導(dǎo)的時(shí)間。表9的估計(jì)結(jié)果顯示，高能力學(xué)生比例會(huì)顯著增加同伴課外學(xué)科輔導(dǎo)班，以及語(yǔ)數(shù)外三門(mén)輔導(dǎo)班的參與，和輔導(dǎo)班的補(bǔ)課費(fèi)用。同時(shí)，高能力學(xué)生比例也會(huì)顯著增加同伴平時(shí)和周末輔導(dǎo)班的上課時(shí)間和做作業(yè)時(shí)間，及其家長(zhǎng)的時(shí)間投入。這說(shuō)明班級(jí)內(nèi)高能力學(xué)生比例越高，普通學(xué)生的家長(zhǎng)越會(huì)“雞娃”，也會(huì)導(dǎo)致教育的“內(nèi)卷”現(xiàn)象。

注：課外學(xué)科輔導(dǎo)班的參與行為來(lái)自學(xué)生問(wèn)卷的“你參加了哪些興趣班/課外輔導(dǎo)班？答案包括：沒(méi)參加、普通數(shù)學(xué)（不包括奧數(shù)）、語(yǔ)文/作文、英語(yǔ)\"（選項(xiàng)為0否1是）；寫(xiě)輔導(dǎo)班作業(yè)時(shí)間和上輔導(dǎo)班課程時(shí)間出自學(xué)生問(wèn)卷里“上周一到上周五（上周末），你平均每天在‘寫(xiě)家長(zhǎng)、補(bǔ)習(xí)班布置的作業(yè)’（‘上校外輔導(dǎo)班（與課業(yè)有關(guān)）’的時(shí)間）”。輔導(dǎo)班費(fèi)用支出為本學(xué)期孩子上校外輔導(dǎo)班或?qū)W習(xí)興趣班所需要的費(fèi)用；父母時(shí)間投入為平均每天直接花在孩子身上的時(shí)間（生活照料、學(xué)習(xí)輔導(dǎo)、娛樂(lè)玩耍）的小時(shí)數(shù)，參加輔導(dǎo)班匯報(bào)的是probit模型的邊際效應(yīng)，費(fèi)用支出和時(shí)間投入使用 Tobit模型。括號(hào)內(nèi)為班級(jí)層面的聚類(lèi)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**和*分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級(jí)特征包括班級(jí)規(guī)模、班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)超過(guò)10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學(xué)歷。

最后，當(dāng)班級(jí)中優(yōu)秀學(xué)生增加時(shí)，也可能改變老師的授課方式，增加老師的正面情緒，進(jìn)而對(duì)普通學(xué)生也能產(chǎn)生積極的影響。表10檢驗(yàn)了班主任的教學(xué)方式，結(jié)果顯示，僅傳統(tǒng)授課方式的系數(shù)為負(fù)在 10% 的水平下顯著，其他變量系數(shù)不顯著。整體上看，高能力學(xué)生比例增加使得老師在一定程度上減少了傳統(tǒng)授課的方式，但是在師生互動(dòng)討論和班主任態(tài)度上的影響并不顯著。因此，并沒(méi)有充足的證據(jù)顯示優(yōu)秀學(xué)生的比例會(huì)顯著改變班主任的教學(xué)方式。

注：班主任教學(xué)方法：您在給所調(diào)查班級(jí)教學(xué)的時(shí)候，是否采取下列教學(xué)方式？老師授課、分組討論、師生討論互動(dòng)，這三種方式的教學(xué)頻率有五個(gè)選項(xiàng)（從不、偶爾、有時(shí)、經(jīng)常、總是），當(dāng)選擇從不、偶爾和有時(shí)虛擬變量取值為0，選擇經(jīng)常和總是時(shí)，取值為1。括號(hào)內(nèi)為班級(jí)層面的聚類(lèi)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**和 分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級(jí)特征包括班級(jí)規(guī)模、班主任教學(xué)經(jīng)驗(yàn)超過(guò)10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學(xué)歷。

3.4 異質(zhì)性分析

這一節(jié)從三個(gè)方面考察同伴效應(yīng)的異質(zhì)性。第一，文獻(xiàn)中比較關(guān)注同伴效應(yīng)對(duì)不同能力學(xué)生影響的差異，即簡(jiǎn)單交叉模型。由于學(xué)生自身能力的差異，有可能并不是每個(gè)學(xué)生都能夠受到高能力同伴同等程度的正面影響（HoxbyandWeingarth，2OO5；Gibbonsand Telhaj，2016;FeldandZolitz，2O17）。為檢驗(yàn)學(xué)生能力方面的異質(zhì)性，表11將學(xué)生以小學(xué)六年級(jí)班級(jí)排名前10、排名后20分為高、低能力組，介于排名前10與排名后20之間的作為參照組，分別構(gòu)造高能力和低能力同伴的虛擬變量，并與高能力學(xué)生比例作交互項(xiàng)放入回歸方程。結(jié)果顯示，高能力學(xué)生比例與組別的交互項(xiàng)均不顯著，表明同伴效應(yīng)在不同組別的學(xué)生中沒(méi)有顯著差異。高能力學(xué)生比例的系數(shù)不顯著，表明同伴效應(yīng)在中間學(xué)生中不顯著。同時(shí)，前10學(xué)生受高能力同伴影響的大小是交互項(xiàng)加上高能力學(xué)生比例的系數(shù)，即 X1+X3 ；排名后20學(xué)生的同伴效應(yīng)是 X2+X3 。表11展示了對(duì)于這兩組系數(shù)和顯著性 F 檢驗(yàn)的 P 值，結(jié)果顯示在認(rèn)知成績(jī)中兩組的 P 值均小于0.05，即高能力學(xué)生比例對(duì)排名前10和排名后20的學(xué)生均存在“領(lǐng)頭羊”效應(yīng)。但教育期望、學(xué)校融合度和心理健康受到高能力學(xué)生比例的影響不顯著。

第二，我們檢驗(yàn)高能力學(xué)生的影響是否因同伴的性別不同有差異。如表12的PanelA和B所示，總體上，高能力同伴對(duì)男學(xué)生和女學(xué)生的影響沒(méi)有明顯差異。PanelC和D分別檢驗(yàn)了班級(jí)內(nèi)優(yōu)秀男生的比例和優(yōu)秀女生的比例對(duì)普通同伴的影響，結(jié)果顯示，優(yōu)秀女生比例對(duì)普通同伴認(rèn)知成績(jī)和教育期望有顯著的正向影響，而優(yōu)秀男生比例的影響不顯著。這與文獻(xiàn)中發(fā)現(xiàn)女生比例的增加會(huì)使得教師授課更傾向于師生討論，在教學(xué)上分配更多的時(shí)間，對(duì)學(xué)生更有耐心和負(fù)責(zé)，同時(shí)會(huì)改善班級(jí)氛圍，對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響具有顯著促進(jìn)作用的結(jié)論一致（Lavyand Schlosser，2Oll；Gongetal.，2021）。

第三，由于本文高能力學(xué)生是基于其六年級(jí)的班級(jí)排名來(lái)定義的，那么六年級(jí)高能力學(xué)生對(duì)其初中同學(xué)的影響是否具有持續(xù)性呢？表13分別檢驗(yàn)了七年級(jí)和九年級(jí)學(xué)生的學(xué)習(xí)表現(xiàn)，結(jié)果顯示高能力學(xué)生對(duì)普通學(xué)生的認(rèn)知成績(jī)的正向影響僅在七年級(jí)顯著，到九年級(jí)系數(shù)仍為正但不再顯著。這表明六年級(jí)學(xué)習(xí)能力強(qiáng)的學(xué)生對(duì)普通學(xué)生認(rèn)知成績(jī)的正面影響具有短期性。Huangand Zhu（2O2O）同樣使用CEPS數(shù)據(jù)研究低能力學(xué)生的“壞蘋(píng)果”效應(yīng)也發(fā)現(xiàn)了同伴效應(yīng)的短期性，小學(xué)留過(guò)級(jí)同伴的負(fù)面影響僅在七年級(jí)顯著，到九年級(jí)不再顯著。但在教育期望方面，在七年級(jí)和九年級(jí)里，高能力學(xué)生比例對(duì)普通學(xué)生的教育期望系數(shù)比較接近且都顯著為正值，這可能是因?yàn)楦吣芰W(xué)生提高普通學(xué)生的教育期望后，學(xué)習(xí)目標(biāo)不再發(fā)生變化，因此教育期望的同伴效應(yīng)影響更有持續(xù)性。

4結(jié)論

本文使用全國(guó)代表性的中學(xué)生教育追蹤調(diào)查（CEPS）數(shù)據(jù)中的隨機(jī)分班樣本研究了優(yōu)秀學(xué)生對(duì)同伴的認(rèn)知成績(jī)、教育期望、學(xué)校融合度和心理健康的同伴效應(yīng)影響。實(shí)證結(jié)果顯示，小學(xué)六年級(jí)在班級(jí)名列前茅的學(xué)生，進(jìn)入中學(xué)后，對(duì)班級(jí)同伴的認(rèn)知成績(jī)和教育期望都具有顯著正向的影響，而對(duì)于學(xué)校融合度和心理健康沒(méi)有顯著影響。從影響機(jī)制上看，本文的研究與同伴效應(yīng)的“閃亮\"模型一致，成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生可以給同伴樹(shù)立了很好的榜樣，對(duì)同伴有正面激勵(lì)的影響，促進(jìn)其學(xué)習(xí)的主動(dòng)性、增加閱讀時(shí)間、并改善同伴的互動(dòng)關(guān)系。另一方面，成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生也會(huì)給同伴帶來(lái)一定的學(xué)習(xí)壓力，會(huì)增加他們課外學(xué)科輔導(dǎo)的參與行為和學(xué)習(xí)時(shí)間。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示優(yōu)秀學(xué)生對(duì)同伴認(rèn)知成績(jī)的正向影響呈現(xiàn)出短期性，該影響只呈現(xiàn)在七年級(jí)，到九年級(jí)已不再顯著，但對(duì)同伴教育期望的影響具有持續(xù)性；同時(shí)優(yōu)秀女生的同伴效應(yīng)較優(yōu)秀男生更為顯著。

本文的實(shí)證研究結(jié)論對(duì)我國(guó)當(dāng)前義務(wù)教育學(xué)區(qū)改革中的名額分配、搖號(hào)錄取等教育政策具有重要的啟示作用和意義。這種隨機(jī)分配學(xué)校和均衡編班的教育政策降低了高能力學(xué)生扎堆的現(xiàn)象，可以讓高能力學(xué)生分布在更多的學(xué)校和班級(jí)，更有效地發(fā)揮優(yōu)秀學(xué)生的榜樣力量和同伴效應(yīng)，從整體上有利于促進(jìn)基礎(chǔ)教育的均衡發(fā)展，提高教育效率，緩解“擇?！痹斐傻膶W(xué)生分層，促進(jìn)教育的“機(jī)會(huì)公平”和“質(zhì)量公平”。

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Abstract Using random class assignment sample from the 2013—2014 China Education Panel Survey （CEPS），this paper analyzes the bellwether effects of top students on their class peers among the students in seventh and ninth grades. The results suggest the top rank students in primary school have significant positive spilover effcts on their peers’cognitive performance and educational expectations，but have no significant impact on school engagement and mental health. The mechanism analysis shows that top students influence their peers mainly through increasing their learning initiative and improving the relationship among classmates. Meanwhile，top students also raise up the pressures among peer students and parents，and as a result，increase their peers’ out-of-school tutoring and the investment of parents' money and time. The heterogeneity analysis show that the positive efect of top students on peer cognitive performance is short-term，which is only significant in grade 7 and no longer significant in grade 9. However，the positive effect of top students has a lasting efect on peer educational expectation in both grade 7 and grade 9.

JELClassificationI2O，I21