杜思慧 成 剛 于文珊

（1.北京大學教育學院，北京 100871；2.北京師范大學教育學部，北京 100875）

一、引言

近年來，異常體重已成為日益嚴峻的全球性公共健康挑戰(zhàn)（WHO, 2017），新冠疫情的爆發(fā)使之更加突出（Ashikkali, et al., 2020）。青少年時期低體重和超重肥胖的高發(fā)，既不利于個體人力資本形成與積累（成剛等, 2021），也將造成高額醫(yī)療支出等潛在的社會經(jīng)濟發(fā)展威脅（Nugent, et al., 2020）。

新世紀以來，我國兒童青少年低體重營養(yǎng)不良狀況得到明顯改善，但超重肥胖問題仍然嚴重?！吨袊用駹I養(yǎng)與慢性病狀況報告（2020 年）》顯示，該年我國6 至17 歲兒童青少年超重肥胖率高達19.0%，是2002 年檢出水平的2.88 倍。有效遏制超重肥胖流行始終是我國青少年健康促進工作的重中之重，也處于當下健康和教育工作重心的交匯之處。已有研究多從個體和家庭層面研究青少年體重影響因素（成剛等, 2022），學校層面的致胖因素和防治策略缺乏實證支持。而在《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》《兒童青少年肥胖防控實施方案》等文件所強調(diào)的建設(shè)健康學校、加強學校健康治理的新背景下，相應(yīng)問題亟需有效回應(yīng)。班級作為學校教育的基本單位和青少年成長的主要環(huán)境，兼具開展體重影響因素探究、實施健康促進方案的天然優(yōu)勢。同班個體之間的近距離、高密度互動和約束性、比較性關(guān)系，有望成為青少年超重肥胖干預的新發(fā)力點。

現(xiàn)有研究指出，與社會互動密切相關(guān)的文化規(guī)范是影響超重肥胖的重要因素（World Bank, 2020），人際關(guān)系也已成為影響青少年體重的典型非生物因素，這主要表現(xiàn)為，群體共同生活的小世界內(nèi)可能發(fā)生肥胖人際傳染，即存在體重同伴效應(yīng)（王軍利等, 2019）。在異常體重問題的社會治理進程中，國際范圍內(nèi)已有文獻聚焦人際關(guān)系變量，構(gòu)建成人群體肥胖成因的經(jīng)濟學和流行病學解釋模型（Burke &Heiland, 2007; Ejima et al., 2013），并將相應(yīng)思想細化為同伴效應(yīng)現(xiàn)象的考察思路，廣泛應(yīng)用于青少年群體異常體重問題的影響因素探究之中。

與此相比，我國青少年體重同伴效應(yīng)研究仍集中于理論層面，實證基礎(chǔ)較為薄弱。具體來看，雖然廣義的同伴效應(yīng)指同伴的背景、行為或產(chǎn)出對個體產(chǎn)出造成的外溢性影響（Sacerdote, 2011），但國內(nèi)早期青少年同伴效應(yīng)文獻多局限于對經(jīng)典教育產(chǎn)出的討論，近年來開始逐步跟進國際同類研究“超越學業(yè)成績”（going beyond test score）的發(fā)展趨勢（Sacerdote, 2011）。目前，少量體重同伴效應(yīng)定量研究或未與學校教育過程建立直接關(guān)聯(lián)（李強, 2014; Nie et al., 2015），或未對其中的測算難題和機制構(gòu)成做出有力解釋（權(quán)小娟等, 2019），相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)有待進一步檢驗和澄清。

同伴效應(yīng)研究既有助于合理估算“社會乘數(shù)”（social multipliers），即社會互動能夠在何種程度上放大個體接受特定干預的具體成效，又有益于深入理解微觀層面的個體行為機制（Epple & Romano, 2011;Paloyo, 2020）。有鑒于此，本研究基于健康學校建設(shè)背景，立足班級單位，借鑒社會互動理論的基本觀點，使用2013—2014、2014—2015 學年中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）數(shù)據(jù)，運用工具變量法、調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗等方法，識別體重同伴效應(yīng)及其作用模式，以期擴充服務(wù)于學校健康政策制定、資源配置、教育實踐的經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻綜述

（一）體重同伴效應(yīng)文獻回顧

2007 年，美國學者Christakis 和Fowler 基于“弗雷明漢心臟研究”對成人體重同伴效應(yīng)的論證被認為是體重同伴效應(yīng)研究的開篇之作（Christakis & Fowler, 2007）。此后，數(shù)位學者著眼青少年群體及其教育環(huán)境，通過不同國家、不同規(guī)模、不同跨度、不同指標的統(tǒng)計信息和逐步細化、越發(fā)適切的同伴群體識別方案驗證了該現(xiàn)象的普遍性。

例如，同樣使用美國大規(guī)模青少年健康調(diào)查數(shù)據(jù)，Trogdon（2008）采用學校固定效應(yīng)、工具變量處理發(fā)現(xiàn)，同年級同學的體重顯著正向影響個體體重；Halliday 和Kwak（2009）則運用學校固定效應(yīng)模型得出，來自提名同伴的體重同伴效應(yīng)在不同體重水平青少年中均有體現(xiàn)；Ali（2012）進一步利用相近的實證策略指出，高體重同伴所占比例亦有類似影響；Brunello（2020）甚至在學校固定效應(yīng)模型中觀測到，同伴的肥胖相關(guān)基因類型也對個體的肥胖幾率有短期影響?；诩幽么笾袑W生調(diào)查數(shù)據(jù)，Leatherdale 和Papadakis（2009）通過多水平回歸發(fā)現(xiàn)，同一學校內(nèi)高年級學生超重肥胖檢出率的提升會抬高低年級學生的超重肥胖可能。學者Mora 和Gil（2013）則借助多種形式的工具變量估計，在澳大利亞青少年數(shù)據(jù)中得到了比上述文獻更為強烈的體重同伴效應(yīng)估計結(jié)果。Lim 和Meer（2018）發(fā)現(xiàn)，韓國班級內(nèi)同樣存在偏高體重水平的傳染現(xiàn)象。

我國少數(shù)學者也于近十年間圍繞這一主題展開探究。李強（2014）較早地將同一行政村中年齡相仿的青少年界定為同伴，基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2000 年截面數(shù)據(jù)，使用工具變量法論證我國農(nóng)村地區(qū)存在青少年體重同伴效應(yīng)。此后，Nie（2015）采用了類似的寬泛定義方式，但突破樣本來源的農(nóng)村地域限制，將特定社區(qū)內(nèi)年齡相仿的青少年視作個體同伴，運用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2004、2006、2009 年三期調(diào)查中的青少年數(shù)據(jù)，再次通過工具變量法驗證體重同伴效應(yīng)的成立。權(quán)小娟等（2019）則將研究視線轉(zhuǎn)向教育情境之中，以班級為邊界，基于中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）2014—2015 年追訪數(shù)據(jù)，借助區(qū)縣層級的固定效應(yīng)分析，初次發(fā)現(xiàn)班級同學的體重水平對個體體重與超重幾率均有顯著正向影響。

（二）體重同伴效應(yīng)文獻評述

通過梳理相關(guān)文獻可以發(fā)現(xiàn)，青少年體重同伴效應(yīng)日漸成為國內(nèi)外學界的關(guān)注對象，也已積累一定的經(jīng)驗證據(jù)，但現(xiàn)有研究尚有以下局限之處：

首先，對同伴群體的界定仍較為寬泛、模糊，缺乏與健康干預對策的關(guān)聯(lián)銜接。社區(qū)的確是青少年肥胖防控的主要環(huán)境之一，但其中的健康支持多通過基礎(chǔ)設(shè)施、咨詢指導等方式實現(xiàn)，其間的同伴關(guān)系相對松散、開放。而能夠有效用作異常體重調(diào)節(jié)杠桿的同伴群體，理應(yīng)具備共享的亞文化（Coleman, 1961）和較高的封閉程度（Coleman, 1988）。因此，國內(nèi)體重同伴效應(yīng)研究仍需加強“重新定義同伴關(guān)系的嘗試”（楊釙和朱瓊, 2013），班級分配這一顯著影響青少年同伴關(guān)系形成的外生事件需得到合理應(yīng)用。

立足班級單位進行同伴效應(yīng)研究具有明確的理論支撐和實踐意義。教育經(jīng)濟學觀點表明，班級內(nèi)嵌于學生既是投入要素、又是產(chǎn)出要素的學校組織之中（閔維方, 馬莉萍, 2020），進行著廣泛的教育生產(chǎn)和人力資本生產(chǎn)。教育社會學范疇中的班級社會學分支將班級視作微觀社會體系，強調(diào)其集群、參照、互動性質(zhì)，并刻畫其內(nèi)部成員間的相互作用模式（片岡德雄和吳康寧, 1985; 謝維和, 1998; 吳康寧,2009）。教育心理學基于班級環(huán)境視角的研究也數(shù)次論證班級內(nèi)社會心理氛圍和群體交互關(guān)系對個體發(fā)展的多重影響（Haukoos & Penick, 1985; Fraser, 1986）。轉(zhuǎn)向健康促進的具體實踐，班級亦符合“具備相對自主空間、與健康法則相關(guān)的小世界”的健康場域定義（王惠芬, 田狀狀, 2021），正成為學生體質(zhì)健康干預的實施層級之一（Have et al., 2016; Sánchez-López et al., 2019）。并且，在我國特定的教育背景之下，班級單位及其環(huán)境更接近學生發(fā)展過程中“恒定的外在因素”（劉浩, 2018），相應(yīng)的生態(tài)空間、教室文化更為典型（朱旭東, 2020），更有望成為健康同伴效應(yīng)發(fā)生、維系，健康干預策略踐行、優(yōu)化的關(guān)鍵場所。

其次，對影響來源、影響方向的識別精度有待提高，未能剝離混淆因子和同步互動的干擾。群體表現(xiàn)并非個體行為的簡單聚合，同伴互動作為一種復雜的交互行為，既不會單類型外顯，也不會單方向出現(xiàn)。美國行為經(jīng)濟學家Manski（1993, 2000）在解讀“為什么集體內(nèi)的成員傾向于表現(xiàn)相似”問題時，就曾定義三種社會互動效應(yīng)：其一，內(nèi)生性效應(yīng)（endogenous effects），指個體行為傾向隨群體行為的變化而變化；其二，情境效應(yīng)（contextual effects），亦稱外生性效應(yīng)（exogenous effects），指個體行為傾向隨群體外生特征的變化而變化；其三，關(guān)聯(lián)效應(yīng)（correlated effects），指個體因具有相近特質(zhì)或處于共同環(huán)境而表現(xiàn)出相似的行為。其中，內(nèi)生性效應(yīng)歷來是同伴效應(yīng)研究的焦點，也與已有文獻對同伴效應(yīng)概念的厘定最為相符。對此進行甄別時，既需要對其他兩種效應(yīng)施加控制，也需要留意人際互動的另一典型特征—反射性問題（reflection problem）。該問題亦被稱為同步性（simultaneity）（Moffitt, 2000），或譯作影像偏誤（鄭磊, 2015）、聯(lián)立性偏誤（杜育紅和郭艷斌, 2019），是指社會互動具有雙向性，個體行動與同伴行動同步發(fā)生，有如個體與其鏡中影像同步變動。

映射到體重同伴效應(yīng)的議題中，三種社會互動類型可以被更具象地解釋為：同伴體重狀態(tài)對個體體重狀態(tài)產(chǎn)生影響的內(nèi)生性效應(yīng)，即研究者準備估算的同伴效應(yīng)；同伴健康觀念、健康行為等與體重狀態(tài)相關(guān)，但又不是體重狀態(tài)本身的因素對個體體重狀態(tài)產(chǎn)生影響的情境效應(yīng)，這一效應(yīng)實質(zhì)上與目標干預對策的社會乘數(shù)效應(yīng)無關(guān)，也難以直接應(yīng)用于學校健康資源配置的政策設(shè)計；同一班級內(nèi)個體因參與相同的體育課外興趣班或受到相同班級健康文化、健康課程設(shè)置影響，而具有趨于一致的體重狀態(tài)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，其成因在于“物以類聚，人以群分”的群分效應(yīng)以及同一群體所處的共同環(huán)境，是一種與人際互動無關(guān)的非社會性現(xiàn)象。如從反射性問題的視角加以審視，青少年個體也兼具體重同伴效應(yīng)的接受者和發(fā)出者的雙重身份。

將視野移向?qū)W界，國內(nèi)當前的青少年體重同伴效應(yīng)研究，特別是立足教育情境的文獻，至今未能有力回應(yīng)研究者們的長期疑慮：一方面，共享環(huán)境因素極有可能造成體重同伴效應(yīng)看似存在的假象（Cohen-Cole & Fletcher, 2008），部分個體特征變量的遺漏可能使得體重同伴效應(yīng)確實存在的論斷不甚嚴謹（Halliday & Kwak, 2009）；另一方面，多數(shù)研究并未考慮到朋友之間可能存在超越“相似性”的“相互影響”（Cunningham et al., 2012），或者說，這種體重影響效應(yīng)的“相互映照”屬性未能受到重視（Zhang et al.,2015）。如是看來，剝離情境效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)影響，規(guī)避反射性問題干擾，謹慎處理遺漏變量、自選擇偏差、互為因果等潛在計量問題，應(yīng)是同類研究的重點環(huán)節(jié)。

最后，國內(nèi)已有青少年體重同伴效應(yīng)研究的邏輯鏈條仍有薄弱環(huán)節(jié)，機理分析未被充分關(guān)注。任何社會互動影響效應(yīng)的顯現(xiàn)都有賴于一定的作用機制。社會互動理論曾指出，他人行動對個體行動產(chǎn)生影響的途徑可能包括約束、期望和偏好（Manski, 2000）。聚焦到青少年同伴效應(yīng)的討論中，同伴是青少年成長過程中重要的參照群體（reference group），即個體進行自我評價或采取社會行動時用以參照的一類人（莊家熾, 2016），具有規(guī)范（normativeness）與比較（appraisement）功能，即建立行為標準和形成對照框架的作用（Festinger, 1954; Kelley, 1952）。與前文所述的班級相關(guān)理論觀點契合，現(xiàn)有研究已證實這組功能存在于班級單位之中（吳愈曉, 張帆, 2020）。其他青少年超重肥胖研究內(nèi)也已提供體重同伴效應(yīng)發(fā)生機制的部分線索，例如，在青少年自我身體認知的形成機制中，同伴已成為與父母、媒體地位相當?shù)纳鐣幕绊懸蛩兀ㄊ放实? 2020）。再者，由于“以瘦為美”的大眾審美標準的普及，以及同伴互動對此類觀念的進一步傳播，青少年群體極易產(chǎn)生對瘦美體態(tài)的非理性追求（曹佃省等, 2014）。如能對與這些現(xiàn)象有關(guān)的作用機制做出針對性探索，將有益于厘清體重同伴效應(yīng)的傳導過程，助力于學校健康管理的精細化、專業(yè)化發(fā)展。

綜上，本研究將從同伴界定、效應(yīng)識別、機制檢驗三個方面擴充青少年體重同伴效應(yīng)研究的實證發(fā)現(xiàn)，運用國內(nèi)大規(guī)模教育調(diào)查數(shù)據(jù)，通過班級信息明確體重同伴效應(yīng)的發(fā)生單位，借助工具變量法的準實驗設(shè)計思路克服混雜性與反射性干擾，依靠調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗打開其中的作用黑箱。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)與樣本

本研究實證數(shù)據(jù)來自2013—2014、2014—2015 學年中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey, CEPS）。該項目由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計實施，以2013—2014 學年為基線，以七年級和九年級兩個同期群為調(diào)查起點，其中九年級為實驗性測試樣本。2014—2015 學年，基線調(diào)查時的七年級學生再次參與追蹤調(diào)查。依據(jù)樣本個體、班級、學校編碼，可實現(xiàn)基線與追訪結(jié)果的匹配互補。

為形成社會互動理論所強調(diào)的“個體被隨機分配到不同成分群體中”的受控實驗條件（controlled experiments）（Manski, 1993），使用滯后期調(diào)查信息構(gòu)造研究所需的工具變量，本研究借鑒劉澤云和郭睿（2020）的處理方案，從調(diào)查學生中篩選出符合以下條件的對象入樣：（1）基線期校方提供的班級編排方式為“隨機或平均分配”，且班主任確認所在班級“未按照總成績或單科成績分班”，以確保同伴關(guān)系的隨機性；（2）連續(xù)參與兩期調(diào)查，且基線期至追訪期班級成員數(shù)量、構(gòu)成未發(fā)生變化，以確保同伴關(guān)系的穩(wěn)定性①。經(jīng)處理，研究最終保留的有效樣本量為6 875 人，來自26 個區(qū)縣、89 所學校、169 個班級。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量為個體追訪期的體重狀態(tài)，以身體質(zhì)量指數(shù)（body mass index, BMI）為衡量依據(jù)。

2.核心解釋變量

本研究的核心解釋變量為同班同伴追訪期的體重狀態(tài)，參照已有同伴效應(yīng)研究的設(shè)計思路，分為均值、比例兩種形式進行考察：均值形式指同一班級中除個體k 外其他學生的平均BMI，用于反映同伴平均身體質(zhì)量水平；比例形式則指同一班級中除個體k 外其他學生的超重肥胖率，用于評估體重偏高同伴占比情況。

3.控制變量

本研究選用的第一類控制變量由個體與家庭特征構(gòu)成，包括：性別、戶口、是否獨生子女、是否寄宿、健康自評情況、體育鍛煉時間、致胖食品食用頻率、致胖飲品飲用頻率、父母最高受教育年限、家庭經(jīng)濟條件自評結(jié)果。

第二類控制變量旨在控制情境效應(yīng)?？紤]到CEPS 并未過多地調(diào)查個體的減肥、健身等體重相關(guān)行為或預期體重目標，研究選取同伴身材自評情況作為同伴體重相關(guān)特征的代理變量。

第三類控制變量旨在控制關(guān)聯(lián)效應(yīng)。考慮到個體健康稟賦是體重同伴效應(yīng)估計中最為主要的相關(guān)群體因素，納入個體基線時期BMI 變量；考慮到班級層面存在共同環(huán)境因素，納入班級規(guī)模、班級排名、班主任性別、班主任教齡變量；考慮到學校層面同樣存在共同環(huán)境因素，納入學校排名、學校位置、學校運動環(huán)境變量②。

4.工具變量

根據(jù)社會互動理論的分解邏輯（Manski, 2000）和相關(guān)研究的實證經(jīng)驗（曹妍, 2013; 陳媛媛等, 2021;黃依梵和馬莉萍, 2022），在非實驗數(shù)據(jù)中尋求滿足特定條件的工具變量，是緩解同伴效應(yīng)估計中遺漏變量、互為因果等內(nèi)生性問題的最優(yōu)選擇。

在體重同伴效應(yīng)估計中，理論上有效的工具變量應(yīng)與同伴平均體重相關(guān)，但外生于個體體重的決定方程。據(jù)此，本研究選取兩個工具變量用以分離內(nèi)生變量同伴平均體重的外生變異：

其一，基線調(diào)查時期的同伴平均BMI。在出生體重調(diào)查信息準確度較低且缺失嚴重的情形下，由于青少年生長發(fā)育過程具有連續(xù)性，這一滯后項與同伴追訪時期的體重狀態(tài)密切相關(guān)，符合相關(guān)性要求，同時不會對個體追訪調(diào)查時期的體重狀態(tài)產(chǎn)生直接影響，符合外生性要求。

其二，同伴與祖輩同住比例。現(xiàn)有文獻表明，我國家庭結(jié)構(gòu)中，祖輩參與青少年撫養(yǎng)比例較高，其飲食習慣和營養(yǎng)觀念對青少年健康行為有重要影響（王梅等, 2012; 盧富榮等, 2020）。由此推測，是否與祖輩同住能夠作用于同伴體重狀態(tài)，并且無法通過同伴體重狀態(tài)之外的路徑影響個體體重發(fā)展。因此，該變量同樣滿足相關(guān)性與外生性要求，是理論意義上較為理想的工具變量，可以帶入后續(xù)實證檢驗。

5.調(diào)節(jié)變量

為探究體重同伴效應(yīng)的作用機理，研究基于樣本的身材自評結(jié)果與實際體重狀態(tài)，判定個體的體重感知情況③，生成是否錯誤感知自身體重、是否高估自身體重、是否低估自身體重三項體重感知變量，用作調(diào)節(jié)變量。

（三）實證模型

1.基準回歸

本研究首先以普通最小二乘估計（OLS）為基準回歸，通過下式考察個體體重是否受同班同伴的影響：

其中， Ind_Weighti,j,k為被解釋變量，即學校i、班級j 中學生k 的體重狀態(tài)； Peer_Weighti,j,k為核心解釋變量，即同一班級中除個體k 外其他學生的體重狀態(tài)，其估計系數(shù) β是研究的重點關(guān)注對象； Xi,j,k、Contextuali,j,k、Correlatedi,j,k依次對應(yīng)個體及家庭特征、情境效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)控制變量； α為截距項，μi,j,k為隨機誤差項。

2.工具變量法

為克服潛在的內(nèi)生性干擾，本研究將引入前文所述的兩個工具變量進行有效性檢驗，進而對核心解釋變量 Peer_Weighti,j,k的估計系數(shù)進行糾偏。在實際操作中，分別采用兩階段最小二乘估計（IV-2SLS）和兩步最優(yōu)廣義矩估計（IV-GMM）兩種估計方案，以發(fā)揮二者在不同情形下的統(tǒng)計優(yōu)勢。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

考慮到體重同伴效應(yīng)發(fā)生于特定的班級單位之中，本研究運用聚類自舉法（cluster bootstrapping）進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，在明確班級聚類的前提下，按照下式進行500 次重采樣：

其中，各參數(shù)項含義與前文一致，新增的 Pecpi,j,k為調(diào)節(jié)變量，即三類體重感知變量，Pecpi,j,k×Peer_Weighti,j,k為個體體重感知變量和同伴體重狀態(tài)變量的交乘項。

（四）描述性統(tǒng)計

各變量的操作化定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。結(jié)果顯示，追訪時期樣本青少年的平均BMI 為19.390，略高于基線時期的平均水平18.588，超重肥胖率為15.3%。錯誤的體重感知在青少年群體中明顯存在，有47.4%的樣本不能正確感知自身體重，其中19.2%為高估自身體重，28.2%為低估自身體重。研究樣本在其他個體、家庭、班級、學校特征方面分布合理。

四、實證結(jié)果

（一）平衡性檢驗

首先，為驗證研究數(shù)據(jù)能否模擬校內(nèi)隨機分班環(huán)境，本研究以班級平均BMI 和班級超重肥胖率為被解釋變量、以班級單位內(nèi)部典型的學生特征和教師特征為解釋變量進行平衡性檢驗（balancing test）。該檢驗依循的基本思想是，如果班級分配過程是真正隨機的，不同特征班級內(nèi)學生的平均體重狀態(tài)應(yīng)無顯著差異。

表2 所報告的檢驗結(jié)果顯示，即便在第（1）（3）列未引入學校層面特征的情形下，少數(shù)班級特征與班級平均體重狀態(tài)顯著相關(guān)，但在第（2）（4）列控制學校層面特征后，絕大多數(shù)班級特征與班級平均體重狀態(tài)不再相關(guān)，僅有男生比例變量表現(xiàn)出較微弱的統(tǒng)計顯著性。

表2 平衡性檢驗

參照國內(nèi)外同伴效應(yīng)文獻平衡性檢驗結(jié)果的總體規(guī)律，僅在個別變量上存在顯著組間差異時，可以認定研究樣本符合隨機分配標準（陳媛媛等, 2021）。因此，本研究所用樣本的班級分配具有可觀的隨機性，能夠用于推斷同伴體重和個體體重間的影響關(guān)系。此外，學校層面特征帶來的顯著性變化情況表明，本研究在關(guān)聯(lián)效應(yīng)部分選取的學校共享環(huán)境變量可能是同時影響個體和同伴體重狀態(tài)的混雜因子，有必要在實證估計中加以控制。

（二）基準結(jié)果

體重同伴效應(yīng)的基準回歸估計情況如表3 所示。第（1）—（5）列逐步控制個體及家庭特征、情境效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，同伴平均BMI 的估計系數(shù)始終顯著為正，說明個體BMI 與同伴平均BMI 之間存在穩(wěn)定的同向變動關(guān)系。在第（5）列的完整模型中，同伴平均BMI 每增加1 個單位，個體BMI 將顯著上升0.400 個單位。

表3 基于基準回歸的體重同伴效應(yīng)估計結(jié)果

第（6）—（10）列的變量控制情況與前五列逐一對應(yīng)，所得結(jié)果變動趨勢也與之相仿，個體BMI 始終隨同伴超重肥胖率升高而向上變動。在第（10）列的完整模型中，同伴超重肥胖率的系數(shù)值為3.557，即同伴超重肥胖率每上升1 個百分點，青少年個體BMI 將顯著上升約0.036 個單位。

為更加直觀地呈現(xiàn)估計結(jié)果的經(jīng)濟顯著性，本研究進一步通過社會乘數(shù)形式報告體重同伴效應(yīng)能夠在何種程度上放大公共政策的干預成效。依據(jù)Sacerdote（2011）的總結(jié)，當且僅當核心解釋變量與被解釋變量基底指標一致、均以均值形式表示時，其估計系數(shù) β可參與社會乘數(shù)運算。在足夠大的群體中，社會乘數(shù) η=1/(1?β)。由此可知，該指標的評估意義僅存在于與同伴平均BMI 變量有關(guān)的估計之中。在控制各類型混雜因子的完整估計中，班級單位內(nèi)青少年體重同伴效應(yīng)對應(yīng)的社會乘數(shù)為1/(1?0.400)=1.667。也就是說，基準回歸初步顯示，青少年同伴互動能夠帶動超重肥胖防控治理政策的“連鎖反應(yīng)”，將政策的整體干預效果放大到個體干預效果的1.667 倍。

（三）反射性處理

由于OLS 估計無法規(guī)避各類內(nèi)生性問題的干擾，本研究繼而使用工具變量法，借助同伴基線平均BMI、同伴與祖輩同住比例兩個工具變量，考察同伴體重狀態(tài)與個體體重狀態(tài)間的因果關(guān)系。

如表4（1）—（4）列所示，在以同伴平均BMI 為核心解釋變量的估計模型中，無論是否控制情境效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，內(nèi)生性檢驗結(jié)果均能在10%以內(nèi)的水平上拒絕“所有變量均為外生變量”的原假設(shè)；弱工具變量檢驗統(tǒng)計量均遠大于10，能夠拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)；過度識別檢驗結(jié)果均不顯著，不會拒絕“所有工具變量均外生”的原假設(shè)，研究所用工具變量的統(tǒng)計有效性得證。

表4 基于工具變量法的體重同伴效應(yīng)估計結(jié)果

在效應(yīng)強度方面，如僅控制個體及家庭特征而不控制情境效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)，兩階段最小二乘估計（IV-2SLS）、兩步最優(yōu)廣義矩估計（IV-GMM）得出的系數(shù)值顯著且相近，分別為0.715、0.719，略高于基準回歸中的對應(yīng)值0.637。對情境效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)進行控制后，經(jīng)工具變量處理后的系數(shù)值依舊顯著，分別為0.232、0.237，略低于基準回歸中的對應(yīng)值0.400。這一取值區(qū)間與歐美學者的體重同伴效應(yīng)估計結(jié)果相比處于居中水平（Halliday & Kwak, 2009; Mora & Gil, 2013），與國內(nèi)學者的測算情況相比，大幅高于Nie（2015）以社區(qū)為單位、基于工具變量法得出的系數(shù)值，接近于李強（2014）以行政村為單位、基于工具變量法得出的系數(shù)值，同時明顯低于權(quán)小娟等（2019）以班級為單位、未進行反射性處理的系數(shù)值。據(jù)此可作出兩點推斷：一方面，國內(nèi)已有文獻由于未對內(nèi)生性問題做出針對性回應(yīng)，存在對班級單位內(nèi)體重同伴效應(yīng)作用大小的偏估；另一方面，根據(jù)估計系數(shù)與社會乘數(shù)的正比關(guān)系可知④，班級這一教育情境內(nèi)的成效放大比例高于社區(qū)等生活情境，剔除潛在內(nèi)生性后得出的社會乘數(shù)為1.302 和1.311，可將異常體重防治效果增強至1.3 倍以上，是青少年超重肥胖的最佳干預場所之一。

表4 第（5）—（8）列報告的工具變量估計發(fā)現(xiàn)進一步表明，以同伴超重肥胖率為核心解釋變量、帶入工具變量的估計模型同樣可以通過弱工具變量檢驗與過度識別檢驗，體重同伴效應(yīng)估計系數(shù)始終保持良好的統(tǒng)計顯著性。但是，控制情境效應(yīng)與關(guān)聯(lián)效應(yīng)后，內(nèi)生性檢驗結(jié)果不再拒絕原假設(shè)。使用同一工具變量處理不同形式核心解釋變量的內(nèi)生問題時，個別模型無法通過該檢驗的現(xiàn)象并不少見。多數(shù)研究者認為，這一結(jié)果能夠證明未通過檢驗的模型確實不存在內(nèi)生性問題（尹志超和甘犁, 2010; 林文聲等, 2018）。也有公共衛(wèi)生領(lǐng)域內(nèi)的文獻指出，研究對象的個體異質(zhì)性通常是造成內(nèi)生性問題的根源（陳麗, 2016）。由此可知，在個體異質(zhì)性得到良好限定的情況下，部分內(nèi)生性問題有望被有效消除。這在一定程度上說明，對情境效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)的處理能夠協(xié)助緩解個體與同伴同步互動的反射性問題。

綜上，分離出體重同伴狀態(tài)中外生于估計模型的部分變異、修正未觀測的異質(zhì)性與處理效應(yīng)偏估后，同班同伴體重狀態(tài)對個體體重狀態(tài)仍有單向、正向、顯著的因果影響，班級單位內(nèi)的體重同伴效應(yīng)成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

在上述估計中，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率兩種同伴體重狀態(tài)表達形式的估計結(jié)果能夠相互佐證。為更有效地驗證體重同伴效應(yīng)實證發(fā)現(xiàn)的可靠性，本研究使用分樣本估計、更換被解釋變量測量方法、雙邊縮尾處理三種方式進行重復實驗，考察體重同伴效應(yīng)現(xiàn)象能否在變更特定估計條件的情況下保持穩(wěn)健。

1.分樣本估計

以5%分位數(shù)為間隔進行的體重同伴效應(yīng)分樣本估計情況如圖1 所示。上圖表明，在班級單位內(nèi)，所有體重水平個體的BMI 均受到同伴平均BMI 的正向影響，且各估計量的90%置信區(qū)間均不包括零，估計結(jié)果具有良好的統(tǒng)計顯著性。下圖所呈現(xiàn)的信息與之類似，在10%分位點及以上，正向顯著的體重同伴效應(yīng)保持穩(wěn)健，同伴超重肥胖率對各體重水平個體BMI 的影響效應(yīng)均位于零值線以上，且零值線未穿過各置信區(qū)間，整體變動趨勢與上圖基本一致。因此，體重同伴效應(yīng)現(xiàn)象在青少年群體中廣泛存在。

圖1 基于分位數(shù)回歸的體重同伴效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.更換被解釋變量測量方法

將被解釋變量個體BMI 的測量方法放寬為個體自我報告的、以千克為單位的體重值，可得到如表5（1）—（2）列所示的估計結(jié)果?？梢钥闯?，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率對個體自我報告體重均有顯著正向影響，與前文發(fā)現(xiàn)相符。

表5 更換被解釋變量測量方法、剔除極值班級后的體重同伴效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.雙邊縮尾處理

為排除極端情況班級對估計結(jié)果的擾動，本研究采用雙邊縮尾處理方式，分別剔除平均BMI 最低5%和最高5%班級、超重肥胖率最低5%和最高5%班級，再次觀測核心解釋變量的估計情況，詳見表5（3）—（6）列。可見，相應(yīng)結(jié)果仍指向正向顯著的體重同伴效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)具有可觀的穩(wěn)健性。

（五）體重感知的調(diào)節(jié)分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果已指出，錯誤感知自身體重的現(xiàn)象在青少年群體中相當常見。這類身體意象失調(diào)情況（body image disturbance），既是大眾傳媒、傳統(tǒng)審美、他人評價等外部因素和個體認知偏見等內(nèi)部因素共同作用的結(jié)果（Nathanson & Botta, 2003; 李晴晴和劉毅, 2018），也與體重污名、體重控制、心理困擾緊密相關(guān)（祝大鵬, 周雯, 2020）。

表6 匯報了500 次重復抽樣后體重感知變量對于體重同伴效應(yīng)實際表現(xiàn)的調(diào)節(jié)情況。第（1）—（3）列顯示，錯誤感知自身體重與同伴平均BMI、高估自身體重與同伴平均BMI 的交互項系數(shù)均顯著為負。前者的估計值為-0.208，說明對于錯誤感知自身體重的個體而言，同伴平均BMI 的估計值將變化為0.497-0.208=0.289，即體重同伴效應(yīng)因個體錯誤感受自身體重而被削弱。后者的估計值達到-0.322，將同伴平均BMI 的估計系數(shù)大幅壓縮至0.386-0.322=0.064，這意味著，高估自身體重會更明顯地壓縮同伴平均BMI 對個體BMI 的正向影響。而低估自身體重與同伴平均BMI 的交互項并未表現(xiàn)出可觀的顯著性，因此，低估自身體重并不會對體重同伴效應(yīng)的大小產(chǎn)生影響。

表6 基于聚類自舉法的體重同伴效應(yīng)機制分析結(jié)果

第（4）—（6）列的結(jié)果與之契合，錯誤感知自身體重與同伴超重肥胖率、高估自身體重與同伴超重肥胖率的交互項系數(shù)均顯著為負，表明二者能夠在一定程度抵消同伴超重肥胖率對個體BMI 的正向影響，高估自身體重甚至能夠扭轉(zhuǎn)同伴超重肥胖率的作用方向（3.305-3.831=-0.526），使之對個體BMI 產(chǎn)生顯著負向影響。低估自身體重與同伴超重肥胖率的交互項系數(shù)并不顯著，低估自身體重不會改變體重同伴效應(yīng)的大小。

上述發(fā)現(xiàn)背后的作用機理可以被更具體地表達為，高估自身體重的個體往往認為自身體重取值位于班級體重規(guī)范區(qū)間之外，更難獲得同伴認可，更有可能遭受拒絕甚至懲罰。已有研究表明，這種壓力感知伴有飲食、運動方面的體重控制意識（彭林麗等, 2017），極有可能成為與體重同伴效應(yīng)方向相悖的對抗力，遏制個體體重隨同伴體重同向變化。與之相比，低估自身體重通常意味著個體不會面臨同伴排斥風險，近乎不會受到心理困擾或做出行為調(diào)整，這既并不構(gòu)成體重同伴效應(yīng)的阻力，也未形成反向的推力，不具備顯著的調(diào)節(jié)功能。不過也有研究指出，這類青少年亞群體的生活滿意度和主觀健康評價狀況欠佳（Fismen et al., 2022），這提示著研究者和實踐者關(guān)注并糾正該方向的體重感知偏誤，以助力青少年群體的健康發(fā)展。

五、結(jié)論與啟示

基于社會互動理論，本研究綜合使用2013—2014、2014—2015 學年中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）數(shù)據(jù)，識別班級內(nèi)的青少年體重同伴效應(yīng)，并探討其間的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，班級單位內(nèi)存在體重同伴效應(yīng)，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率均顯著正向影響個體BMI。依次控制情境效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)、進行工具變量處理、開展穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)果始終成立。進一步的作用機制分析表明，體重感知在體重同伴效應(yīng)的發(fā)生過程中起調(diào)節(jié)作用，高估自身體重會顯著削弱體重同伴效應(yīng)，而低估自身體重不會對其產(chǎn)生影響。

可見，在學校班級場景內(nèi)，青少年異常體重特別是超重肥胖問題的防治對策具有良好的外部性，不僅可以直接改善目標對象的體重狀態(tài)，也能夠通過同伴效應(yīng)帶動全體青少年健康水平的提升，受益群體非常廣泛。與此同時，學生體重感知情況是調(diào)節(jié)這一效應(yīng)作用大小的重要杠桿，需要在干預實踐中受到重視。為實現(xiàn)班級單位內(nèi)體重同伴效應(yīng)的正面引導和成效放大功能，本研究提出如下建議：第一，在健康教育資源配置方面，依循啟動實施中國青少年健康教育行動計劃、繼續(xù)推進健康中國行動中小學健康促進專項行動的教育新導向，持續(xù)優(yōu)化青少年超重肥胖問題的統(tǒng)籌安排，為學校單位內(nèi)的健康教育創(chuàng)設(shè)良好的硬條件和軟環(huán)境；第二，在健康教育內(nèi)容設(shè)計方面，注重普及過高體重的多重危害，引導學生關(guān)注自身健康狀態(tài)，形成理性體重評價，建立積極身體意象，樹立系統(tǒng)的健康管理意識；第三，在健康教育監(jiān)測機制方面，既需關(guān)注體質(zhì)測試指標，也需關(guān)照學生社交體驗，營造和諧友善的校園健康支持環(huán)境，多角度、多層次推進青少年健康素養(yǎng)的全面提升。

最后，本研究尚存在以下局限：一方面，研究數(shù)據(jù)較少涉及體重相關(guān)行為與心理，這使得情境效應(yīng)變量選擇有所受限，且僅能對體重同伴效應(yīng)的作用黑箱做出嘗試性解構(gòu)。另一方面，研究數(shù)據(jù)囿于統(tǒng)計時點，無法測算疫情沖擊等特殊時期的同伴效應(yīng)演變。在青少年群體社會網(wǎng)絡(luò)轉(zhuǎn)向異質(zhì)性代際關(guān)聯(lián)、生活場景轉(zhuǎn)向家庭限縮型社區(qū)場景、信息語境轉(zhuǎn)向網(wǎng)絡(luò)空間傳播（龐禎敬, 李慧, 2022）且身體意象失調(diào)和減重動機有所加?。╒all-Roqué et al., 2021）的特殊背景下，體重同伴效應(yīng)的對應(yīng)變化值得實時考察。期待后續(xù)研究借助詳實、及時的數(shù)據(jù)資源，以及多樣、互補的計量策略，實現(xiàn)青少年體重同伴效應(yīng)研究的全新突破。

（杜思慧工作郵箱：sihui@stu.pku.edu.cn；本文通信作者為成剛：cg@bnu.edu.cn）