“近朱者赤”的健康代价：同辈影响与青少年的学业成绩和心理健康

/“近朱者赤”的健康代价：同辈影响与青少年的学业成绩和心理健康【摘要】学校是青少年重要的社会化场所，探讨学校中的同辈群体对青少年发展的影响有重要的意义。研究以当前激烈的教育竞争为背景，考察同辈群体对学生学业表现和心理健康的双重作用。研究发现，第一，同辈群体是一把“双刃剑”。一方面，同辈群体有“近朱者赤”效应，在排名越高的学校就读，或同班同学的学业表现越好，本人的学习成绩越好；另一方面，同辈群体还有“比较压力”效应，同辈的能力越强，本人感知的压力越大，心理健康状况越差。第二，同辈群体学业表现的异质性越高，个体的学习成绩越好，但异质性程度对心理健康并没有显著的影响。那么，教育管理实践中按能力分班的政策或举措，以及家庭对优质教育资源的激烈争夺，尽管有利于提高学生的学业表现，但有可能是以他们的心理健康作为代价。因此，弱化基础教育阶段的教育资源分化，减缓教育竞争的激烈程度，加强学校的学生融合，有利于促进学生的全面发展。【关键词】青少年；教育竞争；同辈群体；学业表现；心理健康

一、问题的提出 在现代社会，学校是青少年在家庭之外最重要的社会化场所，而学校中的同辈群体与青少年的成长关系密切。《科尔曼报告(ColemanReport)》认为，学校中的同辈群体对青少年发展的影响，其作用不亚于父母参与、教师质量和班级规模等影响教育结果的重要因素。[1]同辈群体效应的理论探索和经验研究在教育政策讨论和教育项目评估方面扮演着非常重要的角色。 教育学和经济学领域的大量研究证明，学校或班级的同辈群体越优秀，个体的学业成就也越好[2]，这也是我们常说的“近朱者赤”效应。根据社会学的参照群体理论，同辈群体还有另外一种功能——“社会比较”功能[3]。这种功能会带来“沮丧”效应，因为同辈之间不仅相互学习或/和模仿，同时也相互比较，身处于优秀的同辈之中，个体的自我评价或自尊会降低。然而，关于青少年同辈群体效应的大多数研究或者主要讨论同辈的“近朱者赤”效应，或者侧重探讨“沮丧”效应，很少有研究探讨这两种效应如何同时作用于个体。因此，有必要在一个分析框架里同时检验同辈群体的两种功能及其后果[4]，这对理解同辈群体对青少年综合发展的影响有一定的借鉴意义。 在结果变量方面，大多已有的研究主要围绕青少年的学业表现(成绩)、教育期望、社会行为以及自我评价等指标，鲜有研究探讨同辈群体与心理健康之间的关联。同辈群体与青少年心理健康之间的关系及其作用机制，值得进行理论探讨和严谨的经验检验。“近朱者赤”是否真的会付出心理健康的代价？这是本研究基于以往研究要回答的主要理论问题。 此外，讨论同辈群体对青少年发展的影响也有一定的现实意义。当前，教育焦虑已经成为大多数中国家庭普遍面临的挑战，育儿竞争游戏愈演愈烈，而青少年沉重的学业负担及其导致的心理问题也已经引起社会各界的关注。①另外，根据国际学生评估项目(PISA2018)测试的结果，中国学生在阅读、数学和科学三个项目的得分均排名世界第一，但是生活满意度(一个与心理健康关系密切的指标)排名几乎垫底。②本研究想探究的是，除了“应试”体制下升学压力大和学业负担重等老生常谈的因素之外，是否还有其他原因导致这种高成就低幸福感的悖论？如果优秀的同辈真的是一把“双刃剑”，那么基础教育阶段根据学生能力来分校或分班进行区别培养的做法就值得认真反思。而社会对“名校”的追逐或对精英教育的推崇也可能需要降温。更为重要的是，如何制定合理的政策以促进青少年在学业和健康方面的均衡发展，应引起足够的重视。 二、数据、变量与方法 (一)数据 在我国，初中阶段是一个学业压力大而且竞争激烈的阶段，中考的重要性甚至被认为不亚于高考，因为中考成绩排名不仅决定了是否能进入那些高考升学率高的高中“名校”，而且是普通高中和职业高中的分流依据。无论学校、教师、家长还是学生本人，都高度重视考试成绩和排名。在这种情况下，学校里的同辈不仅是学习和生活的伙伴，同时也是竞争对手。另外，由于优质教育资源分布不均等原因，同一地区内部的初中学校之间在师资、声誉和升学率等方面存在较明显的分化，排名越靠前的学校，同辈的平均实力越强，内部的学业竞争可能越激烈。本研究认为，这种激烈竞争的结构环境是检验同辈群体效应的独特场景。在这种环境下，同辈群体的两种效应可能更加凸显。 本研究使用中国人民大学中国调查与数据中心负责收集的“中国教育追踪调查”(ChinaEducationPanelStudy，以下简称CEPS)这一具有全国代表性的数据来检验中国青少年的班级同辈群体特征与他们的学业成就和心理健康之间的关系。在本研究中，使用了在2014-2015学年进行的追踪调查样本(起点调查为七年级，追踪调查时为八年级)。在剔除流失样本及部分有缺失信息的样本之后，最终有效样本量为9449人。 (二)变量 1.因变量：学生的学业表现和心理健康状况 本研究用考试成绩来测量学业表现。通过被访者在问卷调查时所在学期的语文、数学和英语三科期中考试成绩来构建。为了方便比较，我们把卷面总分不是100分的科目的成绩换算成百分制的分数③，然后取三门科目的平均分来测量学生的学业表现。 心理健康状况是另外一个结果变量。CEPS设计了一个李克特量表来测量被调查者的心理健康状态。该量表由0个测量焦虑或抑郁的题项组成，每个题项对应5个答案选项(1—5分别代表“从不”“很少”“有时”“经常”和“总是”)，数字越大则意味着所对应的心理问题(或疾病)越严重。经检验，该量表的测量信度非常高(alpha值高达0.91)。 本研究对上述10个变量进行了逆向编码④，并利用主成分因子分析和0—1标准化方法从该量表建构了一个取值范围在0—100的“心理健康指数”变量，数值越大，表示学生的精神健康水平越好。 2.核心自变量：同辈群体特征 同辈群体的结构与特征通过三个指标来测量，分别是学校在当地的排名、被调查者所在班级的平均学业水平和班级学业表现异质性。前两者测量同辈群体的平均能力，而后者测量同辈群体内部的能力分化程度。学校排名根据CEPS被调查学校的校长对其学校在本县(区)的自评排名来测量，分为“中等及以下”“中上”和“最好”三类。如前所述，因为居住隔离等多方面原因，排名越高的学校，生源质量越好，因此学校排名是一个测量同辈能力水平的很好的代理。所在班级的平均学业水平通过计算同班同学的平均考试成绩(语、数、英三科均分)得到，是一个更加直接测量同班的能力的变量。班级学业表现的异质性由同班同学期中成绩的标准差来指代，标准差越大，则意味着班级学业表现的分化程度越高。 3.控制变量 家庭的社会经济地位是影响学业表现和心理健康的最重要因素之一，因此进行控制。根据被调查父母的受教育年限、职业地位、自评经济地位以及政治身份(是否党员)等四个变量，通过主成分分析法提取了一个公因子，经0—1标准化后取值范围为0—100，数字越大，表明被调查者所在家庭的社会经济地位越高。其次，还控制了性别(男生=1，女生=0)、户口(农业=1，非农=0)、迁移流动经历(是=1，否=0)、家庭的居住安排(与双亲同住=1，其他=0)、年龄、兄弟姐妹数、健康(自评)⑤等人口特征变量。另外，还控制了一组与能力、行为和观念有关的个体层次的变量，包括个人的认知能力测试得分、不良行为状况⑥、最亲密朋友圈的质量⑦和教育期望(根据被访者报告的“希望读到”的教育程度转换为相应的年限)。 除了上述变量之外，还控制了与家庭环境和教养方式有关的变量。包括亲子关系、父母对孩子的教育期望、家长对孩子的监管程度以及参加课外补习班的数量。亲子关系根据问卷中家长是否主动与孩子讨论“学校发生的事情”“孩子与朋友的关系”“孩子与老师的关系”和“孩子的心事或烦恼”四个方面的频率构建。⑧家长教育期望与本人教育期望的测量方式相同。家长监管程度是家长回答的对孩子在“作业和考试”“在学校表现”“和谁交朋友”“穿着打扮”“上网时间”以及“看电视的时间”等六个方面的严格程度，选项分为“1—不管”“2—管，但不严”“3—管得很严”。将上述六个题项的答案相加得到取值范围为6—18的连续变量，数值越大表示家长的监管越严格。参加补习班情况是调查时所在的学期被调查者参加奥数、数学、语文(作文)或英语等四类补习班的数量。 模型还控制了学校和班级层面的变量，包括学校的生师比、学校的师资水平、学校的教师是否参加过心理健康培训以及被调查者所在班级的规模。生师比是指一个学校的学生数量与教师数量之比。师资水平用学校中有本科文凭教师的比例来测量。教师心理健康培训根据“学校是否对教师进行心理健康培训”测得(是=1，否=0)。 (三)分析方法 如何准确地估计同辈群体效应在方法上是一个难题，最大的挑战来自“自选择”过程导致的偏误。[5]不同的家庭因收入、居住地点或择校偏好等诸多原因会让自己的孩子“选择性”地进入他们想去的学校就读。这就意味着学生可以选择他们的同辈群体，而不是按照随机的方式进入不同的学校或班级同辈群体。自选择问题就本研究而言尤其值得关注。如前所述，尽管我国义务教育阶段并非选拔性的，而是根据户籍所在地实行“就近入学”的学区制度，但由于优质教育资源分布不均以及教育竞争提前等原因，学生自身能力和家庭的社会经济地位因素在选择就读学校(学区)时仍然起到了重要作用。而且已有研究表明，当前我国基础教育阶段学校的阶层隔离问题已经较为凸显。[6]因为个体能力或学业表现与家庭阶层地位密切相关，所以往往是个体越强同辈也越强的“人以群分”现象。因此，如果忽略这个问题，使用常规的统计方法，很有可能出现较为严重的估计偏误。解决选择性偏误的理想方式是采用随机试验的策略，但这种策略并不适合观察性的样本数据。为此，本研究采用了稳定逆概率加权(StabilizedInverseProbabilityTreatmentWeights，简称SIPTW)技术，以尽可能克服因自选择所导致的群体构成的同质性对估计结果所产生的偏误。这种方法首先是计算出个体进入不同排名等级学校的概率，然后根据概率计算出的权重构建一个加权的类样本来实现数据的平衡。进入不同排名等级学校权重的计算公式如下： SWi=P(Si=J)/P(Si=J｜Xi，Ci) 其中，Si表示第i个青少年所进入学校的排名等级，Xi为第i个青少年六年级时的一组影响其进入不同等级学校的变量，Ci为第i个青少年的其他人口学特征。在模型选择上，本研究使用多分类logistic模型来估计学生进入不同等级学校的概率。[7]因变量是上文所述的三分类的“学校排名”变量，协变量包括学生的性别、户口、兄弟姐妹数、迁移流动经历、家庭的居住安排、家庭的社会经济地位等人口学特征变量，六年级时的学习状况变量(自我效能感、主干课程的学习能力和学习成绩排名)，以及包括学生是否参加入学考试、家长是否采取行动帮助入学、小学时的跳级、留级以及转学经历等和入中学前的学习和择校经历有关的变量，以及基线调查时(七年级)学生认知能力的标准化得分等变量。⑨ 研究发现，在使用稳定逆概率加权之前(加权前模型)，学生进入不同排名等级学校的概率显著受到上文所述的诸协变量的影响。来自较高社会经济地位家庭、家长帮助入学、没有流动经历、兄弟姐妹数少、城市户口以及认知能力较高、六年级时学习状况越好的学生越可能就读于排名较高的学校。这一结果表明，进入不同质量的学校的选择性问题确实明显存在。而使用稳定逆概率加权的模型则显示，几乎所有协变量都不再显著(唯一的例外是家庭社会经济地位仍显著影响进入排名中上学校的几率)。这意味着，除了极个别的变量之外，稳定逆概率加权方法基本上消除了数据的非平衡性问题。即是说，进入不同质量学校的选择性问题得到了很大的改善。因此，使用稳定逆概率加权的方法就本研究使用的数据而言，对于校正选择性问题是较为可行的。 估计同辈群体效应的另外一个难题是遗漏变量问题，即有些同时与因变量和自变量相关的因素因没有收集或难以测量的原因没有办法进行控制，从而导致核心自变量估计值的偏误。为尽量克服这个问题，研究采取了三种做法。其一，使用县(区)固定效应模型，以排除因地区差异(包括经济发展水平、教育水平、师资、试题难度等所有因素)造成的估计偏误。其二，借助CEPS是追踪调查数据的优势，将被调查者前一年的因变量信息作为控制变量进入模型，这样可以尽可能控制那些个体层面上遗漏的变量，因为这些遗漏的变量可能同时影响前一年和当年的因变量(学业表现和心理健康水平)。其三，使用似不相关回归模型进行估计。本研究的因变量有两个，分别为学业表现和心理健康，而用来估计它们的自变量是一致的。常规的做法是分别估计两个最小二乘法(OLS)模型。由于可能有一些模型中没有纳入或不能观测到的因素同时影响两个因变量(而且学业表现与心理健康之间就存在关联)，因此两个单独的模型的残差项就是相关的。似不相关回归模型就是将上述两个分开的模型联合起来进行估计，不仅可以提高估计的效率，而且一定程度上可以改善遗漏变量问题导致的估计偏误。具体的公式为： {Eij=αj+βZij+∑γkXijk+εij Dij=ζ+θZij+∑φkXijk+ξij 其中，Eij和Dij分别表示第j个城市的第i个学生的学业表现得分和心理健康得分，Zij表示第j个城市的第i个青少年学生所处的同辈群体特征，Xijk为第j个城市第i个学生的第k个其他变量，αj和ζj分别是学业表现和学业健康模型的固定截距，容纳了所谓未观测到的城市特征，εij和ξij为随机误差项。 三、分析结果 (一)同辈群体的“近朱者赤”效应及其健康代价 表1报告了似不相关回归模型估计的结果。模型1是基准模型，仅估计所有控制变量的效应。可以发现，其他因素不变，男生的学业表现比女生差，但心理健康状态要优于女生。亲密朋友圈的质量与学业表现和心理健康都是显著正相关，而不良行为的影响则刚好相反。学生的身体健康(自评)与学业表现无关，但与心理健康显著正相关。学生本人的教育期望和认知能力水平对自己的学业表现有促进作用，但对心理健康没有显著的影响。对于青少年发展而言，亲子关系非常重要，好的亲子关系不仅有助于提升学业表现，而且对孩子的心理健康有正向的作用。父母对孩子的教育期望确实提高了孩子的成绩，但对孩子的心理健康没有形成影响。父母对孩子的监管程度对成绩没有影响，但对心理健康是不利的，父母管得越严，孩子的焦虑或抑郁的情绪越明显。尤为值得注意的是课外补习班的影响。课外补习班对学业成绩是有帮助的，但对心理健康的影响却是负面的。 关于学校层面的因素，模型1显示学校的生师比越大，学生的成绩越低，但生师比与心理健康无关。教师质量与学生的平均成绩正相关，但与心理健康负相关，有可能是因为师资越好的学校，学生的学业压力越大。教师心理健康培训与否和学生的学业成绩和心理健康均无关联。最后，学生所在班级人数的多少也不影响成绩和心理状态。 表1同辈群体情境对学生学业表现和心理健康状况影响的似不相关回归模型(IPTW加权；区县固定效应；N=9449)<tableborder=1align="center"><tr><td></td><td>模型1</td><td>模型2</td><td>模型3</td><td>模型4</td><td></tr><tr><td>学业表现</td><td>心理健康</td><td>学业表现</td><td>心理健康</td><td>学业表现</td><td>心理健康</td><td>学业表现</td><td>心理健康</td><td></tr><tr><td>基线调查学业成绩</td><td>0.624***(0.010)</td><td>-0.02(0.014)</td><td>0.622***(0.010)</td><td>-0.018(0.014)</td><td>0.568***(0.010)</td><td>-0.005(0.015)</td><td>0.568***(0.010)</td><td>-0.006(0.015)</td><td></tr><tr><td>基线调查心理健康状况</td><td>0.023***(0.006)</td><td>0.339***(0.012)</td><td>0.024***(0.006)</td><td>0.338***(0.012)</td><td>0.020***(0.006)</td><td>0.339***(0.012)</td><td>0.020***(0.006)</td><td>0.339***(0.012)</td><td></tr><tr><td>家庭社会经济地位</td><td>0.083(0.090)</td><td>0.201(0.161)</td><td>0.048(0.089)</td><td>0.22(0.161)</td><td>-0.06(0.083)</td><td>0.244(0.161)</td><td>-0.061(0.083)</td><td>0.244(0.161)</td><td></tr><tr><td>男生</td><td>-2.421***(0.218)</td><td>2.823***(0.408)</td><td>-2.475***(0.216)</td><td>2.879***(0.407)</td><td>-2.707***(0.207)</td><td>2.932***(0.408)</td><td>-2.708***(0.207)</td><td>2.932***(0.408)</td><td></tr><tr><td>农村</td><td>0.393(0.257)</td><td>0.368(0.458)</td><td>0.578*(0.258)</td><td>0.223(0.461)</td><td>0.864***(0.246)</td><td>0.158(0.460)</td><td>0.848***(0.246)</td><td>0.153(0.460)</td><td></tr><tr><td>兄弟姐妹数</td><td>0.002(0.161)</td><td>-0.537+(0.313)</td><td>0.001(0.159)</td><td>-0.559+(0.311)</td><td>0.162(0.153)</td><td>-0.595+(0.311)</td><td>0.166(0.154)</td><td>-0.594+(0.311)</td><td></tr><tr><td>移民流动经历</td><td>0.182(0.335)</td><td>-0.557(0.565)</td><td>-0.143(0.328)</td><td>-0.280(0.557)</td><td>-0.040(0.307)</td><td>-0.303(0.557)</td><td>-0.030(0.307)</td><td>-0.300(0.557)</td><td></tr><tr><td>与父母同住</td><td>0.060(0.274)</td><td>0.662(0.508)</td><td>0.058(0.271)</td><td>0.642(0.506)</td><td>0.17(0.257)</td><td>0.616(0.505)</td><td>0.181(0.256)</td><td>0.620(0.505)</td><td></tr><tr><td>亲密朋友圈质量</td><td>1.248***(0.198)</td><td>1.527***(0.383)</td><td>1.210***(0.196)</td><td>1.554***(0.382)</td><td>0.975***(0.186)</td><td>1.608***(0.383)</td><td>0.976***(0.186)</td><td>1.608***(0.383)</td><td></tr><tr><td>不良行为</td><td>-0.094***(0.028)</td><td>-1.265***(0.060)</td><td>-0.095***(0.027)</td><td>-1.264***(0.060)</td><td>-0.091***(0.026)</td><td>-1.265***(0.060)</td><td>-0.092***(0.026)</td><td>-1.266***(0.060)</td><td></tr><tr><td>自评健康</td><td>-0.334(0.227)</td><td>6.057***(0.422)</td><td>-0.285(0.226)</td><td>6.014***(0.420)</td><td>-0.231(0.215)</td><td>6.001***(0.420)</td><td>-0.230(0.214)</td><td>6.001***(0.420)</td><td></tr><tr><td>学生教育期望</td><td>0.403***(0.046)</td><td>-0.103(0.083)</td><td>0.396***(0.046)</td><td>-0.091(0.083)</td><td>0.384***(0.043)</td><td>-0.088(0.083)</td><td>0.390***(0.043)</td><td>-0.086(0.083)</td><td></tr><tr><td>认知能力测试得分</td><td>0.388***(0.023)</td><td>0.037(0.039)</td><td>0.387***(0.023)</td><td>0.036(0.039)</td><td>0.351***(0.021)</td><td>0.044(0.039)</td><td>0.351***(0.021)</td><td>0.044(0.039)</td><td></tr><tr><td>亲子关系</td><td>0.176**(0.056)</td><td>0.228*(0.107)</td><td>0.151**(0.055)</td><td>0.255*(0.107)</td><td>0.137**(0.053)</td><td>0.259*(0.106)</td><td>0.140**(0.053)</td><td>0.260*(0.107)</td><td></tr><tr><td>父母教育期望</td><td>0.300***(0.043)</td><td>0.069(0.077)</td><td>0.297***(0.043)</td><td>0.069(0.076)</td><td>0.313***(0.041)</td><td>0.066(0.076)</td><td>0.314***(0.041)</td><td>0.066(0.076)</td><td></tr><tr><td>家长监管程度</td><td>0.000(0.050)</td><td>-0.358***(0.092)</td><td>0.001(0.049)</td><td>-0.356***(0.092)</td><td>-0.018(0.047)</td><td>-0.352***(0.091)</td><td>-0.025(0.047)</td><td>-0.354***(0.091)</td><td></tr><tr><td>课外补习班数量</td><td>0.520***(0.115)</td><td>-0.569*(0.227)</td><td>0.490***(0.114)</td><td>-0.543*(0.228)</td><td>0.313**(0.108)</td><td>-0.503*(0.228)</td><td>0.319**(0.108)</td><td>-0.501*(0.227)</td><td></tr><tr><td>学校生师比</td><td>-0.120**(0.037)</td><td>-0.100(0.071)</td><td>-0.156***(0.036)</td><td>-0.051(0.071)</td><td>-0.131***(0.034)</td><td>-0.056(0.071)</td><td>-0.106**(0.035)</td><td>-0.048(0.072)</td><td></tr><tr><td>教师本科以上学历比例</td><td>1.420+(0.760)</td><td>-3.803**(1.333)</td><td>0.153(0.795)</td><td>-2.539+(1.357)</td><td>-2.718***(0.755)</td><td>-1.883(1.368)</td><td>-2.599***(0.752)</td><td>-1.843(1.367)</td><td></tr><tr><td>教师心理健康培训(是=1)</td><td>-0.567+(0.332)</td><td>0.632(0.731)</td><td>-0.322(0.342)</td><td>0.163(0.740)</td><td>0.157(0.336)</td><td>0.054(0.742)</td><td>0.161(0.337)</td><td>0.055(0.742)</td><td></tr><tr><td>班级人数</td><td>-0.014(0.017)</td><td>-0.018(0.028)</td><td>-0.035*(0.017)</td><td>-0.002(0.028)</td><td>-0.104***(0.016)</td><td>0.014(0.029)</td><td>-0.116***(0.016)</td><td>0.01(0.029)</td><td></tr><tr><td>学校排名a</td><td></tr><tr><td>排名中上</td><td></td><td></td><td>2.491***(0.294)</td><td>-1.347*(0.612)</td><td>1.013***(0.288)</td><td>-1.009(0.622)</td><td>0.808**(0.298)</td><td>-1.079*(0.632)</td><td></tr><tr><td>排名最好</td><td></td><td></td><td>4.132***(0.420)</td><td>-3.813***(0.771)</td><td>0.508(0.410)</td><td>-2.986***(0.803)</td><td>0.392(0.411)</td><td>-3.025***(0.805)</td><td></tr><tr><td>班级平均学业表现</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>0.384***(0.016)</td><td>-0.088***(0.026)</td><td>0.405***(0.019)</td><td>-0.081**(0.028)</td><td></tr><tr><td>班级学业表现离散程度</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>0.123**(0.041)</td><td>0.042(0.068)</td><td></tr><tr><td>区(县)固定效应</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td>已控制</td><td></tr><tr><td>常数项</td><td>0.067(1.455)</td><td>38.130***(2.875)</td><td>0.737(1.472)</td><td>37.185***(2.881)</td><td>-14.801***(1.558)</td><td>40.732***(3.059)</td><td>-17.692***(1.902)</td><td>39.755***(3.424)</td><td></tr><tr><td>残差的协方差</td><td>-4.467*(1.818)</td><td>-3.541*(1.792)</td><td>-1.836(1.698)</td><td>-1.871(1.695)</td><td></tr><tr><td>Log-likelihood</td><td>-74937</td><td>-74864</td><td>-74423</td><td>-74416</td></tr></table> 注：+p＜0.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001；括号内为标准误差。a参照组为“排名中等及以下”。 关于模型1的结果，有两点值得强调。其一，本研究发现，家庭社会经济地位对两个结果变量都没有显著的影响(虽然系数都是正的)，这可能不符合预期。但研究认为可能是模型1中的其他变量(包括孩子的能力、期望以及家庭环境和教养方式等)中介了家庭背景的作用。其二，为了尽量得到核心自变量的无偏估计值，本研究在模型中控制了被调查学生基线调查时(上一年，即他们在七年级时)的学业成绩和心理健康状态。可以发现，上一年的考试成绩和当年的考试成绩正相关(符合预期)，但与当年的心理健康没有关联，即以前学习好并不会提高后续的心理健康水平。而上一年的心理健康水平非但与当前的心理健康水平显著正相关(这也符合预期)，而且对当前的学业成绩有显著的提升作用。这里的结果表明亦佐证了已有研究的发现，即青少年时期的心理健康确实是很重要的，它可能是个体后续的健康和教育成就的重要保证。 模型2在模型1的基础增加了学校排名变量。结果显示，即使通过SIPTW方法对样本自选择问题进行了校正之后，学校排名的高低对学生的学业表现和心理健康也均有显著的影响。但方向是相反的，学校的排名越高，学生的平均成绩越好，但心理健康水平越差。具体而言，在其他因素不变，同排名较低的学校相比，排名中等学校和高排名学校的学生的平均成绩分别要高2.491分和4.132分，而心理健康指数却分别要低1.347和3.813个单位，而且都在0.001的水平显著。简言之，在越好的学校就读，学业表现确实会变好，但却要付出心理健康的代价。这验证了假设1a：其他因素保持不变，同辈群体的平均能力越强，个体的学业表现越好，以及假设1b：其他因素保持不变，同辈群体的平均能力越强，个体的心理健康状况越差。基于当前的学校分化，排名越靠前的学校生源质量越好，因此在越好的学校就读，同辈的平均能力越高。同辈能力越强，自己表现也越好，但同辈越强，可能因为竞争压力的缘故，精神健康状态越差。 模型3在模型2的基础上加入了另外一个同辈群体特征变量——班级平均学业表现。这是一个更加直接而且更准确测量同辈群体结构特征的变量，因为在学校里，班级是最基本的单位，每个学生和同班同学接触最多，而且同班同学也是直接竞争或对比的对象。模型3的结果也证明了“近朱者赤”的心理健康代价这一规律。同班同学的能力越强，自己的学业成绩也越好，但精神健康状态越差。具体而言，控制了其他因素，班级平均成绩增加一分，个体的成绩会增加0.384分，但心理健康指数却下降了0.088个单位，而且均在0.001的水平显著。这进一步证实了假设1a和假设1b。由此看来，优秀的同辈群体确实是一把“双刃剑”，在帮助提升自己表现的同时要付出相应的代价。值得一提的是，加入了班级平均学业表现变量之后，学校排名变量的系数明显下降，个别虚拟变量甚至变得不显著。这是可以理解的，因为班级的平均能力和学校排名是高度相关的，而且，相比班级之外的同学，同班同学才是互动最多且直接比较的同辈，因此，学校排名的效应很大程度上可以被班级同辈的特征所解释(但即便是加入了班级同辈变量，排名最高学校学生的心理健康状态还是显著地低于排名较低的学校的学生)。 最后，本研究在模型4加入了班级成绩的标准差变量，以检验班级学业表现的分化程度对学生成绩和心理健康的作用。结果证实了本研究提出的假设2a：其他因素保持不变，同辈学业表现的离散程度越高，个体的学业成绩越好，以及2b：其他因素保持不变，同辈学业表现的异质性不显著影响学生个体的心理健康水平，即班级学业表现的分化程度与个体的学业成绩呈正相关关系，但与学生的精神健康没有关联(虽然系数是正的)。异质性程度越高学业成绩越好，这个发现证明经济学家提出的“彩虹模型”在本研究所考察的群体是成立的，但是其中间机制可能还有待进一步探索。从这里的结果来看，提高班级学生能力的异质性，或适度增加学生来源的多样化，实际上是对每个人都有正面的效果的。 (二)稳健性检验 为确保上述研究结论的可靠性，本研究进行了稳健性检验。结果显示，无论是哪一种稳健性检验的方式，我们模型估计的结果(同辈群体特征变量的估计值)和表1模型4结果模式是一致的。虽然这些变量的系数发生了一些变化(因为样本变化所致)，但其方向和显著性水平与表1模型4可以说完全等同。总之，稳健性检验的结果表明我们根据表1的模型所得出的结论是比较可靠的。 四、结论与讨论 同辈群体对青少年的成长和发展具有十分重要的意义。通过分析“中国教育追踪调查”第二期(2014年-2015年)的数据，并采用稳定逆概率加权技术以校正样本选择性问题可能造成的估计偏误，本研究发现，在当前中国的初中阶段，确实存在显著而且稳健的同辈群体效应。同辈群体的结构和特征会同时影响学生的学业表现和精神健康状态。具体来讲，研究有以下几点发现。首先，与大多数已有研究发现相一致，从学业成绩的角度来看，与优秀的同辈在一起确实有“近朱者赤”的效应。控制了其他因素之后，学校的排名越高，或同班的同学学业表现越好，自身的学业成绩也越高。其次，在竞争激烈的环境下，