近朱者赤：優秀學生的同伴效應

0引言

促進教育公平，提高教育質量是我國未來實現高質量發展和共同富裕的根基。2020年的“十四五”規劃建議以“深化教育改革，促進教育公平”作為導向，明確了“建設高質量教育體系”的目標。近些年，國家和地方政府出臺了多項教育政策措施。北京、上海、深圳、成都等城市加快了學區改革，如2018年2月，上海市教委公布了《2018年本市義務教育階段學校招生入學工作的實施意見》，宣布實施公民辦小學同步招生；2021年北京市教委印發《義務教育階段入學工作的意見》進一步加大多校劃片力度，穩妥推進以多校劃片為主，單校劃片和多校劃片相結合的入學方式。這些去學區化、搖號錄取等新錄取政策必將改變原有的學生擇校規律，使得生源更加均衡化，這必然會改變學生的同伴組成，那么，同伴構成的改變將如何影響學生的能力發展呢？

同伴構成不僅影響家長擇校，也是教師、學校以及教育政策制定者在制定規章和政策時需要重點考慮的因素。同時，青春期的學生正處于個人資質、自我評估、價值觀和職業抱負等人格行為塑造的關鍵發展時期（Wang，2013），這個階段的青少年與同伴在一起的時間甚至超過了父母，也更容易受同伴的影響（Sacerdote，20O1）。很多研究表明同伴構成不僅影響青少年短期的認知與非認知能力水平（Lavyetal.，2012a；王春超和肖艾平，2019;李長洪和林文煉，2019；Gongetal.，2021），而且長期也會改變其成長軌跡和人生走向（Carrelletal.，2018）。同時，同伴效應具有乘數效應屬性（Glaeseretal.，2003），如果教育政策干預措施可以提高某些學生的學習效應，那么它會通過外溢性提高其他學生的表現。從政策制定者的角度，研究同伴效應具有重要的意義。準確地評估同伴效應，可以幫助決策者科學地進行學校或者班級的學生分配，提高教育的效率和干預的有效性。

優秀學生的同伴效應在國外研究兒童的文獻得到了證實（Sacerdote，2OOl；Garlick，2018）。從理論上，這種同伴效應被稱為“閃亮\"模型，即優秀學生（高能力學生）給其他學生樹立了很好的榜樣，提高其他學生的成績（HoxbyandWeingarth，2O05）。相反，表現差的學生也會帶來負面影響，在理論上被稱為“壞蘋果”模型。實證文獻也證實了低能力、有破壞性、有家暴經歷，或者吸煙、酗酒、吸食毒品、賭博的學生會對同伴產生顯著的負面影響（Clark and Lohéac， 2007;Carrell et al.，2018；Huang and Zhu，202O；Xu et al.，2020）。同時，同伴的影響具有異質性，即簡單交叉模型，是指高能力的學生可能從同伴的進步中受益較多，而低能力的學生受益較少甚至不受影響（HoxbyandWeingarth，2005；Burkeand Sass，2013）。針對我國基礎教育階段兒童同伴效應的研究，更多聚焦于低能力學生對同伴的影響（Xuetal.，202O；Huangand Zhu，2020），對高能力學生的同伴效應的研究仍較欠缺。而高能力和低能力同伴的影響未必是對稱的（Lavyetal.，2012b）。其次，同伴效應的影響與研究對象所處的情境和文化特征高度相關，不同國家之間存在巨大異質性，并且東西方國家在家庭教育、傳統文化等方面存在較大的差異（Feldand Zolitz，2017）。因此，有必要全面地評估在我國義務教育階段優秀學生的同伴效應。

如何識別同伴效應在實證研究中是個很大的挑戰。Manski（1993）提出同伴影響存在鏡像效應，類似于某個人和他在鏡子中的影像運動是同時進行的。如本文中學生本身和其同伴的表現或者成績是同時被決定的，不能區分學生本身對其同伴影響的因果關系。Manski把同一群體中不同個體傾向于表現相似的行為細分為三個部分：內生效應（endogenous effects）、外生效應（exogenous（contextual） effects）和相關效應（correlatedeffects）。內生效應指個體行為傾向隨著群體行為的變化而變化，即同伴效應；外生效應指個體行為傾向隨著群體的外在特征的變化而變化；相關效應是指個體行為因其所歸屬的相似群體和相似環境的變化而變化。識別同伴效應的關鍵是如何將內生效應與其他兩種效應區分開來。本文利用“中國教育追蹤調查”（CEPS）中隨機分班的數據，首先將相關效應中的相似群體因素排除。我們選取問卷中無論是學校領導或者老師都回答隨機分班的學校，排除了同伴構成的自選擇問題。因此隨機分班的樣本中，相同年級內部不同班級學生組成的差異是隨機的。文獻中已有不少研究利用該數據的隨機分班樣本識別同伴效應（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，本文利用在入學前的成績作為代理變量來識別高能力學生，這些事前的特征不會隨著同伴特征的變化而同步變化，可以排除外生效應。

實證結果表明在小學學習成績優異的學生，進入初中后，對其班級同伴的認知成績和教育期望都具有顯著正向的影響，但對于學校融合度和心理健康的影響不顯著。機制分析顯示，高能力學生會在學習習慣上起到正向的同伴效應，提高了其同伴的學習主動性和自主閱讀的時間，同時會改善同學關系；但是也增加了其同伴和他們家長的壓力，“雞娃”的現象有所增加，顯著提高了同伴課外學科輔導班的參與概率、輔導班上課和作業的時間以及家長的金錢和時間的投入。這在一定程度上解釋了優秀學生對其同伴的學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和師生關系，另一方面又增加了同伴的壓力，兩者對其學校融合度和心理健康的影響相互抵消。異質性分析的結果顯示這些小學成績優異的學生對初中同伴的正向影響在七年級顯著，到九年級該影響有一定程度的下降；且高能力女生的同伴效應較高能力男生更為顯著。本文的主要貢獻是：首先，在我國基礎教育階段兒童同伴效應的研究中對優秀學生的同伴效應的研究較少，前期相關研究主要關注了學生在認知能力上的同伴效應，在非認知能力上的同伴效應研究尚不足，而本文的研究不僅關注學生的認知成績和教育期望，還關注了學校融合度和心理健康。其次，我們利用“中國教育追蹤調查”（CEPS）隨機分班數據，基于學生從小學教育階段到初中階段的轉變，利用學生小學教育階段的預處理特質和初中隨機分班數據評估了優秀學生對兒童認知成績、教育期望、學校融合度和心理健康的溢出效應的因果關系。最后，本文從學生與學生、學生與教師的人際關系、課外學科輔導等渠道探究了優秀同伴溢出效應的影響路徑。

1數據描述與實證模型

1.1 數據及變量定義

本文使用“中國教育追蹤調查”（CEPS）2013—2014 學年七年級和九年級的數據。該調查在全國范圍內采用PPS的抽樣方法隨機抽取28個縣（區），每個縣（區）抽取4所學校，每個學校在七、九年級各抽取2個班級，共包括112所學校、438個班、19487名學生。調查內容包括學生、學生家長、班主任、任課老師以及學校層面的問卷，涉及學校和學習環境的各個方面，本文主要關注學生的認知成績、教育期望、學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時隨機分班，并且之后沒有重新分班，班主任匯報也沒有按照任何科目成績再重新分班的學校樣本。最終有效的回歸樣本中包括90個學校、265個班級、9832名學生，其中普通學生8545人，高能力學生1287人，占比13.09% 。為排除優秀學生自身的影響，本文回歸模型中所使用的樣本僅包括普通學生（8545人）。

本文的核心解釋變量是班級內高能力學生比例。高能力學生定義是從學生問卷里“小學六年級時你的成績是班里第幾名？”中提取的，如果學生小學六年級時班級排名前3，則該變量取值為1，否則為0。在穩健性檢驗中，我們將改變高能力學生的定義。在我國大部分初中學區都同時對應多個小學，可以合理地假設小學和初中同學有相當大數量的重新整合（Carmanand Zhang，2Ol2），小學和中學同學很少有重疊，高能力學生與其初中同伴在小學階段互動的非常少，因此這個變量的定義不受初中同伴的影響。

圖1刻畫了學生六年級時在班級排名變量的分布，排名在第5、10、15等節點上頻次較高，因為該排名更多是學生自己的估算范圍，且排名越靠后的數字與班級規模越有關，測量的誤差可能也越大。圖2刻畫了樣本中六年級時班級排名前3、前5和前10的高能力學生比例的分布圖。六年級時班級排名前3的高能力學生平均比例為 13.09% ；排名前5和前10的高能力學生比例分別為 22.29% 和 42.54% 。可以看出，自我匯報的排名存在一定程度上高報的測量誤差，這種誤差的存在會在一定程度上導致本文基準回歸的結果被低估。

被解釋變量包括認知能力、教育期望、學校融合度和心理健康。其中認知能力使用全國統一的標準化認知能力測試成績，該成績反映了學生的邏輯思維與問題解決能力，同時可以避免由于學校或地區試卷差異導致的成績不可比的問題。教育期望用學生回答“希望自己讀到什么程度？”的問題來衡量，并參照吳愈曉和黃超（2016）將選項中的教育階段轉為教育年限的連續變量。學校融合度使用學生問卷里“關于學校生活，你是否同意下列說法：1、我經常遲到2、我經常逃課3、我在這個學校里感到很無聊4、希望能去另外一個學校5、我經常參加學校或班級組織的活動6、我對這個學校的人感到親近”的問題，每個問題都對應完全不同意、不太同意、比較同意、完全同意四個選項，分別取值1、2、3、4。我們把前4個問題通過轉換成正面變量再加總這6個問題來測量學校融合度。心理健康是通過學生問卷里“在過去的七天內，你是否有以下感覺：沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷”問題測量的，每個問題都對應從不、很少、有時、經常、總是五個選項，分別取值1、2、3、4、5，把這5個問題轉換成正向變量再加總來測量心理健康。由于篇幅限制，描述性統計不做匯報。

1.2 實證模型

本文基準回歸估計班級中高能力學生比例對普通學生認知和非認知能力的同伴影響，具體模型設定如下：

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

其中 表示來自 s 學校 g 年級 Ψ_c 班級的普通學生 i 的認知成績、教育期望、學校融合度或心理健康。 highpeer_cgs 表示班級內高能力學生比例。回歸系數 β₁ 表示小學高能力學生比例對普通學生認知和非認知能力的影響。由于學生成績不僅受同伴的影響，也與學生的個人、家庭、班級與學校的特征有關，模型中控制了學生特征和家庭背景變量 X_icgs ，包括性別、民族、年齡、獨生子女、本地兒童、農業戶口、是否上過幼兒園、小學留過級、小學跳過級、父母學歷、家庭經濟狀況；同時，學生能力也受班級特征的影響，模型中進一步控制了班級特征變量 C_cgs ，包括班級規模、班主任的教齡、性別、年齡和學歷；最后，為避免學校之間的自選擇偏差并控制學校共同環境因素的影響，模型中加入學校年級固定效應 G_gs ，通過比較相同學校年級內部，班級之間的高能力學生比例的差異來識別同伴效應。 ε_ic，s 為誤差項，考慮到班級內部學生成績的相關性，模型使用班級層面的聚類標準差。①

2隨機分班的有效性

本文同伴效應識別的有效性取決于班級是否真正是隨機分班的。為檢驗隨機分班，需要判斷學校內部分班是否與學生先決的特征無關。首先，我們要找到影響學生認知與非認知能力的重要先決變量，表1分別用基準回歸的被解釋變量對每個學生個體、家庭背景特征和班主任特征的先決變量進行回歸，同時控制學校年級的固定效應。回歸結果表明學生的戶口狀態、性別、是否為獨生子女、父母的教育水平、家庭經濟狀況、學習經歷以及班主任的特征等變量都會顯著影響學生的認知成績、教育期望、學校融合度和心理健康。接著，借鑒Xuetal.（202O）的檢驗方法，表1第（5）列使用班級高能力學生比例作為因變量，對這些先決變量進行回歸。如果隨機分班被嚴格執行了，那么這些先決變量應該與班級中高能力學生比例不相關，回歸系數應該不顯著。結果顯示，20個變量中僅有3個變量顯著，其他變量的系數都很小且不顯著。其中，男生的系數為負，這可能是因為小學期間學習成績排名靠前的女生更多的緣故。低能力學生比例顯著，這可能是班級內低能力學生比例與班級內高能力學生比例存在固有的負向關系所致。總體上，我們并沒有發現非隨機分班的證據。

另一種驗證隨機分班的方法是對學生和教師特征做平衡性檢驗（balancingtests）（Gongetal.，2018，2021）。如果隨機分班的假設成立，班級中高能力學生比例應該與普通學生個體特征和教師特征先決變量無關。表2列出了控制學校年級固定效應之后，以學生的個體特征或教師特征為因變量，對班級高能力學生比例單獨回歸的系數。第（1）、（2）列的結果顯示，除了性別、上過幼兒園和小學留過級變量以外，高能力學生比例與學生個體和家庭背景的大部分特征都沒有顯著的關系①。第（3）、（4）列的結果顯示，教師特征變量的回歸系數均不顯著，表明在隨機分班的學校樣本中，可以排除學校把好老師分配給高能力學生更多班級的可能性。以上結果驗證了樣本學校隨機分班的可靠性。

3研究結果

3.1 基準回歸

表3匯報了模型（1）的回歸結果。在控制學校年級固定效應后，班內高能力學生對普通學生的認知成績和教育期望產生正向的溢出效應。具體來講，班級內高能力學生比例每提高1個百分點，普通學生的認知成績提高0.0099個標準差，教育期望年限顯著提高

0.025年。文獻也驗證了高能力學生會影響同伴的認知能力（Burkeand Sass，2O13）。高能力學生對同伴學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，一方面優秀學生會改善學校的環境，另一方面優秀學生也會給同伴造成一定的心理壓力，這兩方面的影響將在機制分析中進行具體論證。

為進一步分析同伴效應的大小，我們將高能力學生比例的系數與基準回歸中其他系數進行比較。其中父親教育在高中以上的系數為0.095，班主任教學經驗10年以上的系數為0.133。也就是，當班級優秀學生比例增加 1% 時，相當于父親學歷在高中以上影響的10.5% ，相當于班主任教學經驗10年以上影響的 7.5% 。同時，根據Xuetal.（2020）和Huang and Zhu（2020） 研究的低能力學生比例對普通學生同伴效應影響的大小，Xuetal.（2020）發現低能力學生比例提高 1% ，普通學生的認知成績顯著降低0.023個標準差，教育期望降低O.O03，但不顯著。Huangand Zhu（2020） 發現低能力學生比例提高 1% ，普通學生語數英平均成績提高 1.2% 個標準差。因此，在認知成績方面，優秀學生的“領頭羊\"效應要小于差生的“壞蘋果\"效應；但在教育期望方面，“領頭羊”效應要大于“壞蘋果”效應。

3.2 穩健性檢驗

雖然本文選取了使用隨機分班的樣本。但是，這些樣本學校中仍可能存在實際操作中不嚴格進行隨機分班的情況。我們分兩步檢驗如果樣本中存在非隨機分班可能造成的估計偏差。第一步，借鑒Gongetal.（2018）的檢驗方法，使用非隨機分班的樣本進行估計（學校、班主任或任課老師只要有一方報告非隨機分班的樣本）。由于非隨機分班的情況下，通常學校會將相似的學生分配到一起，因此可以預見非隨機分班中高能力學生比例的系數會被高估。表4的結果與預期相符，四個因變量對應的系數值都比基準回歸值大幅增加。

第二步，借鑒Huangand Zhu（202O）的方法，從樣本中隨機地刪去學校，觀察回歸結果是否有明顯變化。如果隨機分班的樣本中存在非隨機分班的學校，那么這些學校被刪除時，系數會發生很大的變化。為了保證樣本的規模，我們每次隨機刪除 5% 的學校，進行了1000次回歸估計的系數值集中分布在基準回歸的系數值附近。因此即使樣本中摻雜了個別非隨機分班的學校，也不足以改變基準回歸的系數。

此外，為進一步驗證隨機分班的假設，表5用將同班普通學生六年級學習表現為因變量進行安慰劑檢驗（placebotests）。如果高能力學生更容易與高能力的同伴分到一個班級，那么高能力學生比例的系數應該顯著，表5的回歸系數均不顯著。這從側面反映優秀學生比例更高的班級，學生在六年級學習態度并沒有更好，為驗證隨機分班提供了一定的證據。

注：上學態度、課程態度、功課態度使用學生問卷的問題“回憶六年級時期，你是否同意下列對你自己的描述：就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會盡量去上學；就算是我不喜歡的功課，我也會盡全力去做；就算功課需要花好長時間才能做完，我仍然會不斷地盡力去做”，每個問題都對應完全不同意、不太同意、比較同意、完全同意四個選項分別取值1、2、3、4，把這四個問題的取值加總。

為檢驗班級中高能力學生比例是否與班級其他特征相關，表6使用班級層面的一階差分進行估計，并進一步增加控制了班級層面的變量，即班級低能力學生比例、班主任能力（教學獎勵、師范專業、職稱、優秀班主任稱號）以及班主任婚姻狀態、任教經歷、是否事業編制和是否取得教師資格證。結果顯示，班級內高能力學生比例提高，班級內學生的平均認知能力和教育期望顯著提高，但對平均學校融合度和心理健康的影響不顯著，與基準結果保持一致。

為進一步排除外生效應和相關環境因素，本文控制更多的父母背景、學生個體特征和班主任特征，以及班級中女生、貧困生、流動兒童、留守兒童或者留級學生的比例，結果穩健。為檢驗對于高能力學生的定義可能帶來的測量誤差，我們重新定義高能力學生（放寬排名標準到前5或者前10名，或者結合課程吃力程度），結果穩健，并且顯示“領頭羊”效應隨著高能力學生標準的放寬而減弱。同時，為檢驗由于高能力學生測量的誤差，導致普通學生樣本組成差異帶來的偏差，我們使用所有學生的樣本進行回歸，結果仍保持一致①。

3.3 機制分析

HoxbyandWeingarth（2005）提出的“閃亮\"模型（ShiningLight）指出優秀學生可以激勵其他同伴并提高他們的成就。這種同伴效應的溢出作用具有乘數效應的屬性，可以使教育政策干預措施事半功倍。文獻中發現學習主動性和動機會顯著提升學習成績（Heckmanetal.，2013）。由于基準回歸中同伴效應主要影響認知成績和教育期望，從學生之間相互影響的角度，這可能與優秀學生在學習習慣方面的同伴效應有關。表7前3列使用高能力學生比例對普通學生周末讀課外書的時間、家里書籍的數量和學習態度進行回歸，發現高能力學生比例的提高可以顯著提升同伴閱讀時間和學習態度，系數在 5% 水平下顯著。這與Lavyand Sand（2019）發現擁有更多高質量的朋友會增加學習動機，進而提高教育成就的結論一致。第（4）列分析高能力學生對同伴自信心的影響，系數不顯著，這可能一方面由于高能力學生提高了普通同伴的學習成績，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，這與基準回歸中對學校融合度和心理健康的影響結果一致。

注：學習態度變量基于家長問卷的問題“整體而言，您覺得這個孩子的學習態度如何？”（選項為1.很不認真2.不太認真3.一般4.比較認真5.很認真）。自信心變量是基于學生問卷的問題“你對自已的未來有沒有信心？”（選項為1.根本沒有信心2.不太有信心3.比較有信心4.很有信心）。括號內為班級層面的聚類穩健性標準誤。*、**和*分別表示在 1% 、5% 和 10% 水平上顯著。班級特征包括班級規模、班主任教學經驗超過10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學歷。

其次，高能力學生也許可以通過改善同伴的互動方式，提高他們的成就。人際關系網絡的改善，有助于同伴的成長（Jackson，201O）。文獻中也發現朋友的“數量”和“質量”是影響學業成績的重要渠道（LavyandSand，2O19），來自同伴的幫助可以顯著提高低能力學生的成績（吳賈等，202O；Kimbroughetal.，2022）。表8顯示，班級內高能力學生比例越高，普通學生的朋友中成績優秀的好朋友數量和學習勤奮的好朋友數量都顯著增加，學生之間越友好、親近并且容易相處，學生之間的互動關系越融洽，班級的班風也更好。因此高能力學生比例的增加可以顯著改善同伴關系，進而提高同伴的學業表現。

注：成績優秀的好朋友和學習勤奮的好朋友變量是基于學生問卷里“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況？學習成績優良，學習努力刻苦”（選項為1.沒有這樣的2.一二個這樣的3.很多這樣的）；同學友好：班里大多數同學對我很友好；同學親近：我對這個學校的人感到親近；容易相處：我認為自己很容易與人相處；班風：我所在的班級班風良好，這四個變量均有四個選項（完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意），虛擬變量的設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。括號內為班級層面的聚類穩健性標準誤。***、**和*分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級特征包括班級規模、班主任教學經驗超過10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學歷。

再次，由于本文的數據選自2013—2014年，課外輔導非常普遍。當班級的優秀同伴增加時，無論學生和家長都會在一定程度上感到壓力，因此會促使他們增加課外輔導的時間。表9的估計結果顯示，高能力學生比例會顯著增加同伴課外學科輔導班，以及語數外三門輔導班的參與，和輔導班的補課費用。同時，高能力學生比例也會顯著增加同伴平時和周末輔導班的上課時間和做作業時間，及其家長的時間投入。這說明班級內高能力學生比例越高，普通學生的家長越會“雞娃”，也會導致教育的“內卷”現象。

注：課外學科輔導班的參與行為來自學生問卷的“你參加了哪些興趣班/課外輔導班？答案包括：沒參加、普通數學（不包括奧數）、語文/作文、英語\"（選項為0否1是）；寫輔導班作業時間和上輔導班課程時間出自學生問卷里“上周一到上周五（上周末），你平均每天在‘寫家長、補習班布置的作業’（‘上校外輔導班（與課業有關）’的時間）”。輔導班費用支出為本學期孩子上校外輔導班或學習興趣班所需要的費用；父母時間投入為平均每天直接花在孩子身上的時間（生活照料、學習輔導、娛樂玩耍）的小時數，參加輔導班匯報的是probit模型的邊際效應，費用支出和時間投入使用 Tobit模型。括號內為班級層面的聚類穩健性標準誤。***、**和*分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級特征包括班級規模、班主任教學經驗超過10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學歷。

最后，當班級中優秀學生增加時，也可能改變老師的授課方式，增加老師的正面情緒，進而對普通學生也能產生積極的影響。表10檢驗了班主任的教學方式，結果顯示，僅傳統授課方式的系數為負在 10% 的水平下顯著，其他變量系數不顯著。整體上看，高能力學生比例增加使得老師在一定程度上減少了傳統授課的方式，但是在師生互動討論和班主任態度上的影響并不顯著。因此，并沒有充足的證據顯示優秀學生的比例會顯著改變班主任的教學方式。

注：班主任教學方法：您在給所調查班級教學的時候，是否采取下列教學方式？老師授課、分組討論、師生討論互動，這三種方式的教學頻率有五個選項（從不、偶爾、有時、經常、總是），當選擇從不、偶爾和有時虛擬變量取值為0，選擇經常和總是時，取值為1。括號內為班級層面的聚類穩健性標準誤。***、**和 分別表示在 1%.5% 和 10% 水平上顯著。班級特征包括班級規模、班主任教學經驗超過10年、班主任性別、班主任年齡和班主任學歷。

3.4 異質性分析

這一節從三個方面考察同伴效應的異質性。第一，文獻中比較關注同伴效應對不同能力學生影響的差異，即簡單交叉模型。由于學生自身能力的差異，有可能并不是每個學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）。為檢驗學生能力方面的異質性，表11將學生以小學六年級班級排名前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，分別構造高能力和低能力同伴的虛擬變量，并與高能力學生比例作交互項放入回歸方程。結果顯示，高能力學生比例與組別的交互項均不顯著，表明同伴效應在不同組別的學生中沒有顯著差異。高能力學生比例的系數不顯著，表明同伴效應在中間學生中不顯著。同時，前10學生受高能力同伴影響的大小是交互項加上高能力學生比例的系數，即 X1+X3 ；排名后20學生的同伴效應是 X2+X3 。表11展示了對于這兩組系數和顯著性 F 檢驗的 P 值，結果顯示在認知成績中兩組的 P 值均小于0.05，即高能力學生比例對排名前10和排名后20的學生均存在“領頭羊”效應。但教育期望、學校融合度和心理健康受到高能力學生比例的影響不顯著。

第二，我們檢驗高能力學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，高能力同伴對男學生和女學生的影響沒有明顯差異。PanelC和D分別檢驗了班級內優秀男生的比例和優秀女生的比例對普通同伴的影響，結果顯示，優秀女生比例對普通同伴認知成績和教育期望有顯著的正向影響，而優秀男生比例的影響不顯著。這與文獻中發現女生比例的增加會使得教師授課更傾向于師生討論，在教學上分配更多的時間，對學生更有耐心和負責，同時會改善班級氛圍，對學生成績的影響具有顯著促進作用的結論一致（Lavyand Schlosser，2Oll；Gongetal.，2021）。

第三，由于本文高能力學生是基于其六年級的班級排名來定義的，那么六年級高能力學生對其初中同學的影響是否具有持續性呢？表13分別檢驗了七年級和九年級學生的學習表現，結果顯示高能力學生對普通學生的認知成績的正向影響僅在七年級顯著，到九年級系數仍為正但不再顯著。這表明六年級學習能力強的學生對普通學生認知成績的正面影響具有短期性。Huangand Zhu（2O2O）同樣使用CEPS數據研究低能力學生的“壞蘋果”效應也發現了同伴效應的短期性，小學留過級同伴的負面影響僅在七年級顯著，到九年級不再顯著。但在教育期望方面，在七年級和九年級里，高能力學生比例對普通學生的教育期望系數比較接近且都顯著為正值，這可能是因為高能力學生提高普通學生的教育期望后，學習目標不再發生變化，因此教育期望的同伴效應影響更有持續性。

4結論

本文使用全國代表性的中學生教育追蹤調查（CEPS）數據中的隨機分班樣本研究了優秀學生對同伴的認知成績、教育期望、學校融合度和心理健康的同伴效應影響。實證結果顯示，小學六年級在班級名列前茅的學生，進入中學后，對班級同伴的認知成績和教育期望都具有顯著正向的影響，而對于學校融合度和心理健康沒有顯著影響。從影響機制上看，本文的研究與同伴效應的“閃亮\"模型一致，成績優異的學生可以給同伴樹立了很好的榜樣，對同伴有正面激勵的影響，促進其學習的主動性、增加閱讀時間、并改善同伴的互動關系。另一方面，成績優異的學生也會給同伴帶來一定的學習壓力，會增加他們課外學科輔導的參與行為和學習時間。異質性分析的結果顯示優秀學生對同伴認知成績的正向影響呈現出短期性，該影響只呈現在七年級，到九年級已不再顯著，但對同伴教育期望的影響具有持續性；同時優秀女生的同伴效應較優秀男生更為顯著。

本文的實證研究結論對我國當前義務教育學區改革中的名額分配、搖號錄取等教育政策具有重要的啟示作用和意義。這種隨機分配學校和均衡編班的教育政策降低了高能力學生扎堆的現象，可以讓高能力學生分布在更多的學校和班級，更有效地發揮優秀學生的榜樣力量和同伴效應，從整體上有利于促進基礎教育的均衡發展，提高教育效率，緩解“擇校”造成的學生分層，促進教育的“機會公平”和“質量公平”。

參考文獻

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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