張 蓉 高躍光

(1.云南財經(jīng)大學 財政與公共管理學院，昆明 650221；2.西南財經(jīng)大學 財政稅務學院，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。學者們一般認為學校、班級同學的能力和特征對學生個體的成績有影響，而學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。[1-2]我國很早就有關于同群效應的描述：戰(zhàn)國時期，趙國荀況在《荀子·勸學》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?！边@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)境中的同群者對學習成績的重要影響。[3]NELS(National Education Longitudinal Study)關于父母部分的數(shù)據(jù)顯示，十年級學生中有65%是與他們最好的朋友一起上學，94%的學生至少與三位最親密的朋友中的一位一起上學；而關于學生部分的數(shù)據(jù)顯示，83%的受訪者表示會友是上學的主要原因。[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)的同學或同學的父母，其素質(zhì)水平往往就越高，[5-7]其他同學成績水平的提升對學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]然而同群人的不當行為也可能對學生個體成績產(chǎn)生顯著的負面影響[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致男生分心等情況，也不利于學生成績的提升。[12]

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

二、文獻綜述

學生所在學校和班級都會構(gòu)成學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生個體的學業(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，然而關于教育中是否存在同群效應卻沒能在目前的學術討論中得到一致答案?，F(xiàn)有探索中，已經(jīng)發(fā)現(xiàn)學校教育存在正向“同群效應”，即在教育中，班級內(nèi)同學的成績越高，對于某個學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)的基礎教育中確實存在同群效應的強有力證據(jù)。[18]側(cè)重于行為結(jié)果的分析中也發(fā)現(xiàn)了同群效應的存在，如同群間關聯(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分數(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，如中小學生的學習成績[21-23]。但在大學生學習成績影響的研究中，得出的結(jié)果差異較大，如齊默爾曼研究發(fā)現(xiàn)這種同群效應在大學時期同樣顯著，[14]也有研究認為這種效應并不明顯或不存在[24-26]。研究教育中的同群效應，一個關鍵是理清同群效應存在的機制。目前的研究也針對同群效應存在的原因給出了很多答案。一方面的研究認為隨著時間的流逝，這種效應的存在是必然的，因為學生個體一旦步入青春期，他們就會花費大量時間在同學身上，加上遠離父母的監(jiān)管，導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致行為結(jié)果的外溢，如可以通過談話、小組學習、互相幫助、間接地通過觀察學習產(chǎn)生影響。[17][28]當然，不可避免的是自律較差的學生可能會擾亂班級的這種良性互動，產(chǎn)生行為傳導的負作用，[13][29]更有甚者，部分學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業(yè)[30]。最后，年齡相對較大學生的雙向引導。因為入學年齡較晚的學生年齡相對較大，在班級的表現(xiàn)和成績可能更好，而年齡相對較小的同學可以從前者學到更多，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，年齡相對較大的學生也更有可能參與到冒險行為，年齡相對較小的學生也可能模仿他們，進而產(chǎn)生負的外部性。[20][33]

對于同群效應的研究，還有一個重點內(nèi)容就是固定效應的選擇，因為不同的固定效應可能影響著學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生個體固定和班級固定，[8][11]還有學校、教師、個體三者的固定效應，[34]更有研究根據(jù)學校類型的差異而選擇用學校類型固定和學校固定，[17]部分研究僅應用了學校固定效應，[13][35-36]因為納入學校固定效應有助于緩解因忽略相關性影響而產(chǎn)生的內(nèi)生性偏差[37]。這些控制極大地限制了“相關效應”的偏倚范圍。[38]

以上文獻觀點與方法對本文研究提供了重要借鑒，然而在固定效應選擇方面，鑒于部分研究認為班級、學校對于同群效應具有的重要性，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，基準計量回歸模型均采用班級固定來考察教育中的同群效應，并進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學年調(diào)查的七年級與九年級學生問卷數(shù)據(jù)。CEPS數(shù)據(jù)調(diào)查主體包括學生、家長、班主任、任課教師和學校領導，調(diào)查范圍包括全國28個縣(區(qū))的112所學校、438個班級的2萬多個學生樣本，旨在揭示家庭、學校、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生為代表233個班的10 037個樣本，再經(jīng)過對關鍵指標的部分缺失數(shù)據(jù)進行篩選和處理，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，選取該學生的學習成績總體評價結(jié)果作為反映學生成績的指標，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)該學生填寫的幾個最好朋友的相關信息，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習成績優(yōu)良、學習努力刻苦、想上大學的。具體地，如果“沒有這樣的”設為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，違反校紀被批評、處分，打架，抽煙、喝酒，經(jīng)常上網(wǎng)吧、游戲廳，談戀愛，退學了，如果“沒有這樣的”設為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)學加總就得到反映近墨者黑的變量。

控制變量的選取：鑒于現(xiàn)有研究的一個基本共識，即當前的成績不僅受到家庭、學校和同齡效應的影響，還受到過去打下的基礎的影響，[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、入學年齡，還有在小學六年級時的學習成績排名，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)，還有教師的負責任程度和耐心度。

(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.基準模型的設定

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

(1)

(2)

2.交互模型的設定

進一步，引入影響近朱者赤、近墨者黑的交互項，以檢驗同群效應作用的產(chǎn)生依賴于何種機制，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)基準回歸檢驗

擁有較好的學習同伴可能會對個體的學習成績產(chǎn)生積極影響，反之，如果擁有較差的學習同伴則可能會對個體的學習成績產(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。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習同伴能夠?qū)€體的學習成績產(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，也就意味著擁有較差的學習同伴能夠?qū)€體的學習成績產(chǎn)生消極影響，即證實了近墨者黑的存在性。當然，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)量中具有學習成績優(yōu)良、學習努力刻苦以及想上大學的較多，那么對提升自身學習成績的概率較大；相反，如果身邊朋友多為劣素質(zhì)行為的朋友，那么對降低自身學習成績的概率也較大?？偟膩碚f，近朱者赤、近墨者黑的存在主要歸因于同群效應中的互動作用所產(chǎn)生的外部性，就是當較好的學習同伴較多時，個體能夠受益于學習同伴的優(yōu)點并吸收其較好的外部性；當較差的學習同伴較多時，個體會受制于學習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)著主導地位，意味著擁有較好的學習同伴的積極效應遠大于擁有較差的學習同伴的消極效應。

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，即說明在初等教育階段女生的成績相對更好，與大學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習成績具有緊密關聯(lián)，回歸結(jié)果也顯示身體健康程度高的個體其學習成績也相對較好。在入學年齡方面，兩類回歸均未發(fā)現(xiàn)入學年齡對個體學習成績的影響，其原因可能在于：本文研究的是短期效應，并未涉及長期效應，而入學年齡對學習成績的影響可能涉及長期效應。在小學六年級的排名方面，發(fā)現(xiàn)該回歸系數(shù)基本顯著為負，說明小學階段學習稟賦具有明顯的持續(xù)性，即排名越靠前，越對當前的學習成績具有積極影響。在教師的因素方面，發(fā)現(xiàn)教師對學生的耐心程度是影響個體學習成績的重要因素。個體是否屬于少數(shù)民族、班級大小以及教師的負責任程度等回歸結(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)濟狀況以及是否獨生子女方面，發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟狀況較好的確能夠促進學習成績的提升，一個明顯原因就是經(jīng)濟條件越好，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)，都顯著地促進了學習成績的提升。

(二)內(nèi)生性檢驗

回歸中雖然控制了個人特征、家庭特征、學校內(nèi)在特征以及班級的固定效應，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所學校為單位，在樣本中選擇校內(nèi)除自己以外其他同學的父親、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；第二，其他同學父母的受教育年限顯然不能直接影響受訪者的學習成績水平，而只能通過同學進行傳導影響。

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，進一步驗證了上述研究結(jié)果。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.固定效應變換

鑒于前文關于固定效應在分析同群效應中的作用，參照伯克和薩斯的研究，[16]即加入不同層級的固定效應，同群效應的結(jié)果也具有明顯的差異。因此，這里分別引入無固定、學校固定以及縣(區(qū))固定，分別檢驗在不同固定效應條件下的近朱者赤、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于殘差的假設不同，即前者假設是正態(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校固效應后的回歸系數(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的存在性。同樣，該回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)近朱者赤的效應仍然強于近墨者黑的效應，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)的學生成績更容易受到同群效應的影響，城鎮(zhèn)地區(qū)的學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)作用機制分析

前文驗證了同群效應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制傳導的？擁有較好的學習同伴即擁有優(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)，甚至會形成一種羊群效應。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習方面，如果學習同伴大多都參加了補習，則個體也可能會參加補習，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習這一變量，如在寒暑假參加補習不但可以彌補正常上課時間學習的不足，而且能夠集中時間強化學習效果與學習狀態(tài)的保持。同樣，一個良好的學習態(tài)度對于學習成績的提升至關重要。如果優(yōu)素質(zhì)行為的同伴數(shù)量較多，其端正的學習態(tài)度也會外溢到相關個體，進而作用于受影響的個體。認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向積極方向發(fā)展，進而有利于相關個體認知能力的提升，而認知能力的提升對于學習進步具有積極影響。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)行為同伴對個體學習成績的影響機制。表5顯示了影響機制的回歸結(jié)果。第(1)列與第(5)列分別顯示了是否參加寒暑假補習班的作用，發(fā)現(xiàn)該因素僅在近朱者赤這一效應中顯著為正，說明優(yōu)素質(zhì)行為的朋友數(shù)量越多，參加寒暑假補習班的幾率越大，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習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)量越多則參加補習班的可能性越小。第(2)列與第(6)列分別顯示了學習態(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，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)量越多越有利于學習態(tài)度的培養(yǎng)，而劣素質(zhì)行為的朋友數(shù)量降低了學習態(tài)度培養(yǎng)的概率。第(3)列與第(7)列分別顯示了對認知因素的作用，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，證實了同群效應對于個體認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 作用機制的檢驗結(jié)果

(五)進一步的依賴條件分析

進一步，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的依賴條件機制，即什么因素可以促進同群效應中近朱者赤的作用，什么因素可以遏制同群效應中近墨者黑的作用。能夠影響同群效應的作用方向，還是來自于個體層面與家庭層面，如果父母給予個體的學習壓力越大，則有可能會影響其學習同伴的選擇問題，即選擇那些學習努力程度高的優(yōu)素質(zhì)行為的同伴；同時，如果父母的監(jiān)管相對較為嚴格，也會制約其交往劣素質(zhì)行為的同伴，進而影響其學習成績的提升。當然，這種同群效應還與學校、教師等存在著緊密關聯(lián)。如果學?；蚪處煂用娌贾玫淖鳂I(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，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?shù)販p少期望壓力對于提升學習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?shù)卦黾悠谕麎毫?，即進一步加大受教育程度的要求可以倒逼學習成績提

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，說明當好朋友數(shù)量多時，適當放松監(jiān)管有可能促進近朱者赤效應的發(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習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習效率的提升，而后者如果要達到這種效果，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。本文采用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(七年級)的學生數(shù)據(jù)進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：(1)無論是基于班級固定、學校固定，還是地區(qū)固定效應，同群效應的近朱者赤與近墨者黑現(xiàn)象都顯著地存在；(2)寒暑假補習、學習態(tài)度、認知得分與教育期望產(chǎn)生重要的機制作用，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；(3)進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，在學校之間、班級之間抑或是同學之間，組成“學習聯(lián)盟”通過學習交流，相互學習，形成學習的激勵效應，提高相互的學習成績；第二，對于“近朱者赤”環(huán)境中的同學，家庭、學校應該適當減壓，通過適當減壓來達到更好學習成績的目的；第三，對于“近墨者黑”環(huán)境中的同學，家庭、學校應該適當加壓，通過適當加壓，激發(fā)學生學習的動力，達到提高學生學習成績的目的。