杜思慧 成刚 于文珊 | 体重受同伴影响吗？——基于班级单位的实证考察

本期

本期精彩

特稿

体重受同伴影响吗？

——基于班级单位的实证考察

杜思慧¹, 成刚², 于文珊²

1. 北京大学教育学院

2. 北京师范大学教育学部

摘

要

体重同伴效应研究对于厘清异常体重发生过程、推进青少年体质健康发展的社会治理具有重要意义。基于社会互动理论，本研究综合使用2013—2014及2014—2015学年中国教育追踪调查（CEPS）数据，考察班级单位内的青少年体重同伴效应，并探讨其间的作用机制。研究发现，班级单位内存在显著的体重同伴效应，同伴平均身体质量指数、同伴超重肥胖率均显著正向影响个体身体质量指数。依次控制情境效应和关联效应、进行工具变量处理、开展稳健性检验后，该结果始终成立。进一步的作用机制分析表明，体重感知在体重同伴效应的发生过程中起调节作用，高估自身体重会显著削弱体重同伴效应，而低估自身体重不会对其产生影响。据此，证明学校情境中的青少年异常体重防治对策具有良好的外部性，提出合理配置健康教育资源、丰富健康教育工作内容、密切关注学生群体社交体验等对策建议。

关键词：体重 ; 超重 ; 肥胖 ; 同伴效应 ; 班级

本文发表在《华东师范大学学报（教育科学版）》2023年第12期 #基本理论与基本问题 栏目

作者简介

杜思慧，北京大学教育学院/教育经济研究所博士研究生。

成刚，通信作者，管理学博士，北京师范大学教育学部教育经济研究所副教授，中国教育学会教育经济学分会秘书长。

/ 目录概览 /

第十二期 2023

一、引言

二、文献综述

三、研究设计

四、实证结果

五、结论与启示

一、引言

近年来，异常体重已成为日益严峻的全球性公共健康挑战（WHO, 2017），新冠疫情的爆发使之更加突出（Ashikkali, et al., 2020）。青少年时期低体重和超重肥胖的高发，既不利于个体人力资本形成与积累（成刚等, 2021），也将造成高额医疗支出等潜在的社会经济发展威胁（Nugent, et al., 2020）。

新世纪以来，我国儿童青少年低体重营养不良状况得到明显改善，但超重肥胖问题仍然严重。《中国居民营养与慢性病状况报告（2020年）》显示，该年我国6至17岁儿童青少年超重肥胖率高达19.0%，是2002年检出水平的2.88倍。有效遏制超重肥胖流行始终是我国青少年健康促进工作的重中之重，也处于当下健康和教育工作重心的交汇之处。已有研究多从个体和家庭层面研究青少年体重影响因素（成刚等, 2022），学校层面的致胖因素和防治策略缺乏实证支持。而在《“健康中国2030”规划纲要》《儿童青少年肥胖防控实施方案》等文件所强调的建设健康学校、加强学校健康治理的新背景下，相应问题亟需有效回应。班级作为学校教育的基本单位和青少年成长的主要环境，兼具开展体重影响因素探究、实施健康促进方案的天然优势。同班个体之间的近距离、高密度互动和约束性、比较性关系，有望成为青少年超重肥胖干预的新发力点。

现有研究指出，与社会互动密切相关的文化规范是影响超重肥胖的重要因素（World Bank, 2020），人际关系也已成为影响青少年体重的典型非生物因素，这主要表现为，群体共同生活的小世界内可能发生肥胖人际传染，即存在体重同伴效应（王军利等, 2019）。在异常体重问题的社会治理进程中，国际范围内已有文献聚焦人际关系变量，构建成人群体肥胖成因的经济学和流行病学解释模型（Burke & Heiland, 2007; Ejima et al., 2013），并将相应思想细化为同伴效应现象的考察思路，广泛应用于青少年群体异常体重问题的影响因素探究之中。

与此相比，我国青少年体重同伴效应研究仍集中于理论层面，实证基础较为薄弱。具体来看，虽然广义的同伴效应指同伴的背景、行为或产出对个体产出造成的外溢性影响（Sacerdote, 2011），但国内早期青少年同伴效应文献多局限于对经典教育产出的讨论，近年来开始逐步跟进国际同类研究“超越学业成绩”（going beyond test score）的发展趋势（Sacerdote, 2011）。目前，少量体重同伴效应定量研究或未与学校教育过程建立直接关联（李强, 2014; Nie et al., 2015），或未对其中的测算难题和机制构成做出有力解释（权小娟等, 2019），相关研究发现有待进一步检验和澄清。

同伴效应研究既有助于合理估算“社会乘数”（social multipliers），即社会互动能够在何种程度上放大个体接受特定干预的具体成效，又有益于深入理解微观层面的个体行为机制（Epple & Romano, 2011; Paloyo, 2020）。有鉴于此，本研究基于健康学校建设背景，立足班级单位，借鉴社会互动理论的基本观点，使用2013—2014、2014—2015学年中国教育追踪调查（CEPS）数据，运用工具变量法、调节效应检验等方法，识别体重同伴效应及其作用模式，以期扩充服务于学校健康政策制定、资源配置、教育实践的经验证据。

二、文献综述

（一）体重同伴效应文献回顾

2007年，美国学者Christakis和Fowler基于“弗雷明汉心脏研究”对成人体重同伴效应的论证被认为是体重同伴效应研究的开篇之作（Christakis & Fowler, 2007）。此后，数位学者着眼青少年群体及其教育环境，通过不同国家、不同规模、不同跨度、不同指标的统计信息和逐步细化、越发适切的同伴群体识别方案验证了该现象的普遍性。

例如，同样使用美国大规模青少年健康调查数据，Trogdon（2008）采用学校固定效应、工具变量处理发现，同年级同学的体重显著正向影响个体体重；Halliday和Kwak（2009）则运用学校固定效应模型得出，来自提名同伴的体重同伴效应在不同体重水平青少年中均有体现；Ali（2012）进一步利用相近的实证策略指出，高体重同伴所占比例亦有类似影响；Brunello（2020）甚至在学校固定效应模型中观测到，同伴的肥胖相关基因类型也对个体的肥胖几率有短期影响。基于加拿大中学生调查数据，Leatherdale和Papadakis（2009）通过多水平回归发现，同一学校内高年级学生超重肥胖检出率的提升会抬高低年级学生的超重肥胖可能。学者Mora和Gil（2013）则借助多种形式的工具变量估计，在澳大利亚青少年数据中得到了比上述文献更为强烈的体重同伴效应估计结果。Lim和Meer（2018）发现，韩国班级内同样存在偏高体重水平的传染现象。

我国少数学者也于近十年间围绕这一主题展开探究。李强（2014）较早地将同一行政村中年龄相仿的青少年界定为同伴，基于中国健康与营养调查（CHNS）2000年截面数据，使用工具变量法论证我国农村地区存在青少年体重同伴效应。此后，Nie（2015）采用了类似的宽泛定义方式，但突破样本来源的农村地域限制，将特定社区内年龄相仿的青少年视作个体同伴，运用中国健康与营养调查（CHNS）2004、2006、2009年三期调查中的青少年数据，再次通过工具变量法验证体重同伴效应的成立。权小娟等（2019）则将研究视线转向教育情境之中，以班级为边界，基于中国教育追踪调查（CEPS）2014—2015年追访数据，借助区县层级的固定效应分析，初次发现班级同学的体重水平对个体体重与超重几率均有显著正向影响。

（二）体重同伴效应文献评述

通过梳理相关文献可以发现，青少年体重同伴效应日渐成为国内外学界的关注对象，也已积累一定的经验证据，但现有研究尚有以下局限之处：

首先，对同伴群体的界定仍较为宽泛、模糊，缺乏与健康干预对策的关联衔接。社区的确是青少年肥胖防控的主要环境之一，但其中的健康支持多通过基础设施、咨询指导等方式实现，其间的同伴关系相对松散、开放。而能够有效用作异常体重调节杠杆的同伴群体，理应具备共享的亚文化（Coleman, 1961）和较高的封闭程度（Coleman, 1988）。因此，国内体重同伴效应研究仍需加强“重新定义同伴关系的尝试”（杨钋和朱琼, 2013），班级分配这一显著影响青少年同伴关系形成的外生事件需得到合理应用。

立足班级单位进行同伴效应研究具有明确的理论支撑和实践意义。教育经济学观点表明，班级内嵌于学生既是投入要素、又是产出要素的学校组织之中（闵维方, 马莉萍, 2020），进行着广泛的教育生产和人力资本生产。教育社会学范畴中的班级社会学分支将班级视作微观社会体系，强调其集群、参照、互动性质，并刻画其内部成员间的相互作用模式（片岡德雄和吴康宁, 1985; 谢维和, 1998; 吴康宁, 2009）。教育心理学基于班级环境视角的研究也数次论证班级内社会心理氛围和群体交互关系对个体发展的多重影响（Haukoos & Penick, 1985; Fraser, 1986）。转向健康促进的具体实践，班级亦符合“具备相对自主空间、与健康法则相关的小世界”的健康场域定义（王惠芬, 田状状, 2021），正成为学生体质健康干预的实施层级之一（Have et al., 2016; Sánchez-López et al., 2019）。并且，在我国特定的教育背景之下，班级单位及其环境更接近学生发展过程中“恒定的外在因素”（刘浩, 2018），相应的生态空间、教室文化更为典型（朱旭东, 2020），更有望成为健康同伴效应发生、维系，健康干预策略践行、优化的关键场所。

其次，对影响来源、影响方向的识别精度有待提高，未能剥离混淆因子和同步互动的干扰。群体表现并非个体行为的简单聚合，同伴互动作为一种复杂的交互行为，既不会单类型外显，也不会单方向出现。美国行为经济学家Manski（1993, 2000）在解读“为什么集体内的成员倾向于表现相似”问题时，就曾定义三种社会互动效应：其一，内生性效应（endogenous effects），指个体行为倾向随群体行为的变化而变化；其二，情境效应（contextual effects），亦称外生性效应（exogenous effects），指个体行为倾向随群体外生特征的变化而变化；其三，关联效应（correlated effects），指个体因具有相近特质或处于共同环境而表现出相似的行为。其中，内生性效应历来是同伴效应研究的焦点，也与已有文献对同伴效应概念的厘定最为相符。对此进行甄别时，既需要对其他两种效应施加控制，也需要留意人际互动的另一典型特征——反射性问题（reflection problem）。该问题亦被称为同步性（simultaneity）（Moffitt, 2000），或译作影像偏误（郑磊, 2015）、联立性偏误（杜育红和郭艳斌, 2019），是指社会互动具有双向性，个体行动与同伴行动同步发生，有如个体与其镜中影像同步变动。

映射到体重同伴效应的议题中，三种社会互动类型可以被更具象地解释为：同伴体重状态对个体体重状态产生影响的内生性效应，即研究者准备估算的同伴效应；同伴健康观念、健康行为等与体重状态相关，但又不是体重状态本身的因素对个体体重状态产生影响的情境效应，这一效应实质上与目标干预对策的社会乘数效应无关，也难以直接应用于学校健康资源配置的政策设计；同一班级内个体因参与相同的体育课外兴趣班或受到相同班级健康文化、健康课程设置影响，而具有趋于一致的体重状态的关联效应，其成因在于“物以类聚，人以群分”的群分效应以及同一群体所处的共同环境，是一种与人际互动无关的非社会性现象。如从反射性问题的视角加以审视，青少年个体也兼具体重同伴效应的接受者和发出者的双重身份。

将视野移向学界，国内当前的青少年体重同伴效应研究，特别是立足教育情境的文献，至今未能有力回应研究者们的长期疑虑：一方面，共享环境因素极有可能造成体重同伴效应看似存在的假象（Cohen-Cole & Fletcher, 2008），部分个体特征变量的遗漏可能使得体重同伴效应确实存在的论断不甚严谨（Halliday & Kwak, 2009）；另一方面，多数研究并未考虑到朋友之间可能存在超越“相似性”的“相互影响”（Cunningham et al., 2012），或者说，这种体重影响效应的“相互映照”属性未能受到重视（Zhang et al., 2015）。如是看来，剥离情境效应、关联效应影响，规避反射性问题干扰，谨慎处理遗漏变量、自选择偏差、互为因果等潜在计量问题，应是同类研究的重点环节。

最后，国内已有青少年体重同伴效应研究的逻辑链条仍有薄弱环节，机理分析未被充分关注。任何社会互动影响效应的显现都有赖于一定的作用机制。社会互动理论曾指出，他人行动对个体行动产生影响的途径可能包括约束、期望和偏好（Manski, 2000）。聚焦到青少年同伴效应的讨论中，同伴是青少年成长过程中重要的参照群体（reference group），即个体进行自我评价或采取社会行动时用以参照的一类人（庄家炽, 2016），具有规范（normativeness）与比较（appraisement）功能，即建立行为标准和形成对照框架的作用（Festinger, 1954; Kelley, 1952）。与前文所述的班级相关理论观点契合，现有研究已证实这组功能存在于班级单位之中（吴愈晓, 张帆, 2020）。其他青少年超重肥胖研究内也已提供体重同伴效应发生机制的部分线索，例如，在青少年自我身体认知的形成机制中，同伴已成为与父母、媒体地位相当的社会文化影响因素（史攀等, 2020）。再者，由于“以瘦为美”的大众审美标准的普及，以及同伴互动对此类观念的进一步传播，青少年群体极易产生对瘦美体态的非理性追求（曹佃省等, 2014）。如能对与这些现象有关的作用机制做出针对性探索，将有益于厘清体重同伴效应的传导过程，助力于学校健康管理的精细化、专业化发展。

综上，本研究将从同伴界定、效应识别、机制检验三个方面扩充青少年体重同伴效应研究的实证发现，运用国内大规模教育调查数据，通过班级信息明确体重同伴效应的发生单位，借助工具变量法的准实验设计思路克服混杂性与反射性干扰，依靠调节效应检验打开其中的作用黑箱。

三、研究设计

（一）数据与样本

本研究实证数据来自2013—2014、2014—2015学年中国教育追踪调查（China Education Panel Survey, CEPS）。该项目由中国人民大学中国调查与数据中心设计实施，以2013—2014学年为基线，以七年级和九年级两个同期群为调查起点，其中九年级为实验性测试样本。2014—2015学年，基线调查时的七年级学生再次参与追踪调查。依据样本个体、班级、学校编码，可实现基线与追访结果的匹配互补。

为形成社会互动理论所强调的“个体被随机分配到不同成分群体中”的受控实验条件（controlled experiments）（Manski, 1993），使用滞后期调查信息构造研究所需的工具变量，本研究借鉴刘泽云和郭睿（2020）的处理方案，从调查学生中筛选出符合以下条件的对象入样：（1）基线期校方提供的班级编排方式为“随机或平均分配”，且班主任确认所在班级“未按照总成绩或单科成绩分班”，以确保同伴关系的随机性；（2）连续参与两期调查，且基线期至追访期班级成员数量、构成未发生变化，以确保同伴关系的稳定性①。经处理，研究最终保留的有效样本量为6875人，来自26个区县、89所学校、169个班级。

（二）变量说明

1. 被解释变量

本研究的被解释变量为个体追访期的体重状态，以身体质量指数（body mass index, BMI）为衡量依据。

2. 核心解释变量

本研究的核心解释变量为同班同伴追访期的体重状态，参照已有同伴效应研究的设计思路，分为均值、比例两种形式进行考察：均值形式指同一班级中除个体k外其他学生的平均BMI，用于反映同伴平均身体质量水平；比例形式则指同一班级中除个体k外其他学生的超重肥胖率，用于评估体重偏高同伴占比情况。

3. 控制变量

本研究选用的第一类控制变量由个体与家庭特征构成，包括：性别、户口、是否独生子女、是否寄宿、健康自评情况、体育锻炼时间、致胖食品食用频率、致胖饮品饮用频率、父母最高受教育年限、家庭经济条件自评结果。

第二类控制变量旨在控制情境效应。考虑到CEPS并未过多地调查个体的减肥、健身等体重相关行为或预期体重目标，研究选取同伴身材自评情况作为同伴体重相关特征的代理变量。

第三类控制变量旨在控制关联效应。考虑到个体健康禀赋是体重同伴效应估计中最为主要的相关群体因素，纳入个体基线时期BMI变量；考虑到班级层面存在共同环境因素，纳入班级规模、班级排名、班主任性别、班主任教龄变量；考虑到学校层面同样存在共同环境因素，纳入学校排名、学校位置、学校运动环境变量②。

4. 工具变量

根据社会互动理论的分解逻辑（Manski, 2000）和相关研究的实证经验（曹妍, 2013; 陈媛媛等, 2021; 黄依梵和马莉萍, 2022），在非实验数据中寻求满足特定条件的工具变量，是缓解同伴效应估计中遗漏变量、互为因果等内生性问题的最优选择。

在体重同伴效应估计中，理论上有效的工具变量应与同伴平均体重相关，但外生于个体体重的决定方程。据此，本研究选取两个工具变量用以分离内生变量同伴平均体重的外生变异：

其一，基线调查时期的同伴平均BMI。在出生体重调查信息准确度较低且缺失严重的情形下，由于青少年生长发育过程具有连续性，这一滞后项与同伴追访时期的体重状态密切相关，符合相关性要求，同时不会对个体追访调查时期的体重状态产生直接影响，符合外生性要求。

其二，同伴与祖辈同住比例。现有文献表明，我国家庭结构中，祖辈参与青少年抚养比例较高，其饮食习惯和营养观念对青少年健康行为有重要影响（王梅等, 2012; 卢富荣等, 2020）。由此推测，是否与祖辈同住能够作用于同伴体重状态，并且无法通过同伴体重状态之外的路径影响个体体重发展。因此，该变量同样满足相关性与外生性要求，是理论意义上较为理想的工具变量，可以带入后续实证检验。

5. 调节变量

为探究体重同伴效应的作用机理，研究基于样本的身材自评结果与实际体重状态，判定个体的体重感知情况③，生成是否错误感知自身体重、是否高估自身体重、是否低估自身体重三项体重感知变量，用作调节变量。

（三）实证模型

1. 基准回归

本研究首先以普通最小二乘估计（OLS）为基准回归，通过下式考察个体体重是否受同班同伴的影响：

其中，Ind_Weight_i,j,k为被解释变量，即学校i、班级j中学生k的体重状态；Peer_Weight_i,j,k为核心解释变量，即同一班级中除个体k外其他学生的体重状态，其估计系数β是研究的重点关注对象；X_i,j,k、Contextual_i,j,k、Correlated_i,j,k依次对应个体及家庭特征、情境效应、关联效应控制变量；α为截距项，μ_i,j,k为随机误差项。

2. 工具变量法

为克服潜在的内生性干扰，本研究将引入前文所述的两个工具变量进行有效性检验，进而对核心解释变量Peer_Weight_i,j,k的估计系数进行纠偏。在实际操作中，分别采用两阶段最小二乘估计（IV-2SLS）和两步最优广义矩估计（IV-GMM）两种估计方案，以发挥二者在不同情形下的统计优势。

3. 调节效应检验

考虑到体重同伴效应发生于特定的班级单位之中，本研究运用聚类自举法（cluster bootstrapping）进行调节效应检验，在明确班级聚类的前提下，按照下式进行500次重采样：

其中，各参数项含义与前文一致，新增的Pecp_i,j,k为调节变量，即三类体重感知变量，Pecp_i,j,k×Peer_Weight_i,j,k为个体体重感知变量和同伴体重状态变量的交乘项。

（四）描述性统计

各变量的操作化定义和描述性统计结果见表1。结果显示，追访时期样本青少年的平均BMI为19.390，略高于基线时期的平均水平18.588，超重肥胖率为15.3%。错误的体重感知在青少年群体中明显存在，有47.4%的样本不能正确感知自身体重，其中19.2%为高估自身体重，28.2%为低估自身体重。研究样本在其他个体、家庭、班级、学校特征方面分布合理。

四、实证结果

（一）平衡性检验

首先，为验证研究数据能否模拟校内随机分班环境，本研究以班级平均BMI和班级超重肥胖率为被解释变量、以班级单位内部典型的学生特征和教师特征为解释变量进行平衡性检验（balancing test）。该检验依循的基本思想是，如果班级分配过程是真正随机的，不同特征班级内学生的平均体重状态应无显著差异。

表2所报告的检验结果显示，即便在第（1）（3）列未引入学校层面特征的情形下，少数班级特征与班级平均体重状态显著相关，但在第（2）（4）列控制学校层面特征后，绝大多数班级特征与班级平均体重状态不再相关，仅有男生比例变量表现出较微弱的统计显著性。

参照国内外同伴效应文献平衡性检验结果的总体规律，仅在个别变量上存在显著组间差异时，可以认定研究样本符合随机分配标准（陈媛媛等, 2021）。因此，本研究所用样本的班级分配具有可观的随机性，能够用于推断同伴体重和个体体重间的影响关系。此外，学校层面特征带来的显著性变化情况表明，本研究在关联效应部分选取的学校共享环境变量可能是同时影响个体和同伴体重状态的混杂因子，有必要在实证估计中加以控制。

（二）基准结果

体重同伴效应的基准回归估计情况如表3所示。第（1）—（5）列逐步控制个体及家庭特征、情境效应和关联效应，同伴平均BMI的估计系数始终显著为正，说明个体BMI与同伴平均BMI之间存在稳定的同向变动关系。在第（5）列的完整模型中，同伴平均BMI每增加1个单位，个体BMI将显著上升0.400个单位。

第（6）—（10）列的变量控制情况与前五列逐一对应，所得结果变动趋势也与之相仿，个体BMI始终随同伴超重肥胖率升高而向上变动。在第（10）列的完整模型中，同伴超重肥胖率的系数值为3.557，即同伴超重肥胖率每上升1个百分点，青少年个体BMI将显著上升约0.036个单位。

为更加直观地呈现估计结果的经济显著性，本研究进一步通过社会乘数形式报告体重同伴效应能够在何种程度上放大公共政策的干预成效。依据Sacerdote（2011）的总结，当且仅当核心解释变量与被解释变量基底指标一致、均以均值形式表示时，其估计系数β可参与社会乘数运算。在足够大的群体中，社会乘数η=1/(1−β)。由此可知，该指标的评估意义仅存在于与同伴平均BMI变量有关的估计之中。在控制各类型混杂因子的完整估计中，班级单位内青少年体重同伴效应对应的社会乘数为1/(1−0.400)=1.667。也就是说，基准回归初步显示，青少年同伴互动能够带动超重肥胖防控治理政策的“连锁反应”，将政策的整体干预效果放大到个体干预效果的1.667倍。

（三）反射性处理

由于OLS估计无法规避各类内生性问题的干扰，本研究继而使用工具变量法，借助同伴基线平均BMI、同伴与祖辈同住比例两个工具变量，考察同伴体重状态与个体体重状态间的因果关系。

如表4（1）—（4）列所示，在以同伴平均BMI为核心解释变量的估计模型中，无论是否控制情境效应和关联效应，内生性检验结果均能在10%以内的水平上拒绝“所有变量均为外生变量”的原假设；弱工具变量检验统计量均远大于10，能够拒绝“存在弱工具变量”的原假设；过度识别检验结果均不显著，不会拒绝“所有工具变量均外生”的原假设，研究所用工具变量的统计有效性得证。

在效应强度方面，如仅控制个体及家庭特征而不控制情境效应、关联效应，两阶段最小二乘估计（IV-2SLS）、两步最优广义矩估计（IV-GMM）得出的系数值显著且相近，分别为0.715、0.719，略高于基准回归中的对应值0.637。对情境效应、关联效应进行控制后，经工具变量处理后的系数值依旧显著，分别为0.232、0.237，略低于基准回归中的对应值0.400。这一取值区间与欧美学者的体重同伴效应估计结果相比处于居中水平（Halliday & Kwak, 2009; Mora & Gil, 2013），与国内学者的测算情况相比，大幅高于Nie（2015）以社区为单位、基于工具变量法得出的系数值，接近于李强（2014）以行政村为单位、基于工具变量法得出的系数值，同时明显低于权小娟等（2019）以班级为单位、未进行反射性处理的系数值。据此可作出两点推断：一方面，国内已有文献由于未对内生性问题做出针对性回应，存在对班级单位内体重同伴效应作用大小的偏估；另一方面，根据估计系数与社会乘数的正比关系可知④，班级这一教育情境内的成效放大比例高于社区等生活情境，剔除潜在内生性后得出的社会乘数为1.302和1.311，可将异常体重防治效果增强至1.3倍以上，是青少年超重肥胖的最佳干预场所之一。

表4第（5）—（8）列报告的工具变量估计发现进一步表明，以同伴超重肥胖率为核心解释变量、带入工具变量的估计模型同样可以通过弱工具变量检验与过度识别检验，体重同伴效应估计系数始终保持良好的统计显著性。但是，控制情境效应与关联效应后，内生性检验结果不再拒绝原假设。使用同一工具变量处理不同形式核心解释变量的内生问题时，个别模型无法通过该检验的现象并不少见。多数研究者认为，这一结果能够证明未通过检验的模型确实不存在内生性问题（尹志超和甘犁, 2010; 林文声等, 2018）。也有公共卫生领域内的文献指出，研究对象的个体异质性通常是造成内生性问题的根源（陈丽, 2016）。由此可知，在个体异质性得到良好限定的情况下，部分内生性问题有望被有效消除。这在一定程度上说明，对情境效应、关联效应的处理能够协助缓解个体与同伴同步互动的反射性问题。

综上，分离出体重同伴状态中外生于估计模型的部分变异、修正未观测的异质性与处理效应偏估后，同班同伴体重状态对个体体重状态仍有单向、正向、显著的因果影响，班级单位内的体重同伴效应成立。

（四）稳健性检验

在上述估计中，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率两种同伴体重状态表达形式的估计结果能够相互佐证。为更有效地验证体重同伴效应实证发现的可靠性，本研究使用分样本估计、更换被解释变量测量方法、双边缩尾处理三种方式进行重复实验，考察体重同伴效应现象能否在变更特定估计条件的情况下保持稳健。

1. 分样本估计

以5%分位数为间隔进行的体重同伴效应分样本估计情况如图1所示。上图表明，在班级单位内，所有体重水平个体的BMI均受到同伴平均BMI的正向影响，且各估计量的90%置信区间均不包括零，估计结果具有良好的统计显著性。下图所呈现的信息与之类似，在10%分位点及以上，正向显著的体重同伴效应保持稳健，同伴超重肥胖率对各体重水平个体BMI的影响效应均位于零值线以上，且零值线未穿过各置信区间，整体变动趋势与上图基本一致。因此，体重同伴效应现象在青少年群体中广泛存在。

图 1   基于分位数回归的体重同伴效应稳健性检验结果

注：实心圆圈标记各分位点处的估计系数，黑色垂直虚线标记各估计系数的90%置信区间，黑色水平实线为零值线。

2. 更换被解释变量测量方法

将被解释变量个体BMI的测量方法放宽为个体自我报告的、以千克为单位的体重值，可得到如表5（1）—（2）列所示的估计结果。可以看出，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率对个体自我报告体重均有显著正向影响，与前文发现相符。

3. 双边缩尾处理

为排除极端情况班级对估计结果的扰动，本研究采用双边缩尾处理方式，分别剔除平均BMI最低5%和最高5%班级、超重肥胖率最低5%和最高5%班级，再次观测核心解释变量的估计情况，详见表5（3）—（6）列。可见，相应结果仍指向正向显著的体重同伴效应，研究发现具有可观的稳健性。

（五）体重感知的调节分析

描述性统计结果已指出，错误感知自身体重的现象在青少年群体中相当常见。这类身体意象失调情况（body image disturbance），既是大众传媒、传统审美、他人评价等外部因素和个体认知偏见等内部因素共同作用的结果（Nathanson & Botta, 2003; 李晴晴和刘毅, 2018），也与体重污名、体重控制、心理困扰紧密相关（祝大鹏, 周雯, 2020）。

表6汇报了500次重复抽样后体重感知变量对于体重同伴效应实际表现的调节情况。第（1）—（3）列显示，错误感知自身体重与同伴平均BMI、高估自身体重与同伴平均BMI的交互项系数均显著为负。前者的估计值为−0.208，说明对于错误感知自身体重的个体而言，同伴平均BMI的估计值将变化为0.497−0.208=0.289，即体重同伴效应因个体错误感受自身体重而被削弱。后者的估计值达到−0.322，将同伴平均BMI的估计系数大幅压缩至0.386−0.322=0.064，这意味着，高估自身体重会更明显地压缩同伴平均BMI对个体BMI的正向影响。而低估自身体重与同伴平均BMI的交互项并未表现出可观的显著性，因此，低估自身体重并不会对体重同伴效应的大小产生影响。

第（4）—（6）列的结果与之契合，错误感知自身体重与同伴超重肥胖率、高估自身体重与同伴超重肥胖率的交互项系数均显著为负，表明二者能够在一定程度抵消同伴超重肥胖率对个体BMI的正向影响，高估自身体重甚至能够扭转同伴超重肥胖率的作用方向（3.305−3.831=−0.526），使之对个体BMI产生显著负向影响。低估自身体重与同伴超重肥胖率的交互项系数并不显著，低估自身体重不会改变体重同伴效应的大小。

上述发现背后的作用机理可以被更具体地表达为，高估自身体重的个体往往认为自身体重取值位于班级体重规范区间之外，更难获得同伴认可，更有可能遭受拒绝甚至惩罚。已有研究表明，这种压力感知伴有饮食、运动方面的体重控制意识（彭林丽等, 2017），极有可能成为与体重同伴效应方向相悖的对抗力，遏制个体体重随同伴体重同向变化。与之相比，低估自身体重通常意味着个体不会面临同伴排斥风险，近乎不会受到心理困扰或做出行为调整，这既并不构成体重同伴效应的阻力，也未形成反向的推力，不具备显著的调节功能。不过也有研究指出，这类青少年亚群体的生活满意度和主观健康评价状况欠佳（Fismen et al., 2022），这提示着研究者和实践者关注并纠正该方向的体重感知偏误，以助力青少年群体的健康发展。

五、结论与启示

基于社会互动理论，本研究综合使用2013—2014、2014—2015学年中国教育追踪调查（CEPS）数据，识别班级内的青少年体重同伴效应，并探讨其间的作用机制。研究发现，班级单位内存在体重同伴效应，同伴平均BMI、同伴超重肥胖率均显著正向影响个体BMI。依次控制情境效应和关联效应、进行工具变量处理、开展稳健性检验后，该结果始终成立。进一步的作用机制分析表明，体重感知在体重同伴效应的发生过程中起调节作用，高估自身体重会显著削弱体重同伴效应，而低估自身体重不会对其产生影响。

可见，在学校班级场景内，青少年异常体重特别是超重肥胖问题的防治对策具有良好的外部性，不仅可以直接改善目标对象的体重状态，也能够通过同伴效应带动全体青少年健康水平的提升，受益群体非常广泛。与此同时，学生体重感知情况是调节这一效应作用大小的重要杠杆，需要在干预实践中受到重视。为实现班级单位内体重同伴效应的正面引导和成效放大功能，本研究提出如下建议：第一，在健康教育资源配置方面，依循启动实施中国青少年健康教育行动计划、继续推进健康中国行动中小学健康促进专项行动的教育新导向，持续优化青少年超重肥胖问题的统筹安排，为学校单位内的健康教育创设良好的硬条件和软环境；第二，在健康教育内容设计方面，注重普及过高体重的多重危害，引导学生关注自身健康状态，形成理性体重评价，建立积极身体意象，树立系统的健康管理意识；第三，在健康教育监测机制方面，既需关注体质测试指标，也需关照学生社交体验，营造和谐友善的校园健康支持环境，多角度、多层次推进青少年健康素养的全面提升。

最后，本研究尚存在以下局限：一方面，研究数据较少涉及体重相关行为与心理，这使得情境效应变量选择有所受限，且仅能对体重同伴效应的作用黑箱做出尝试性解构。另一方面，研究数据囿于统计时点，无法测算疫情冲击等特殊时期的同伴效应演变。在青少年群体社会网络转向异质性代际关联、生活场景转向家庭限缩型社区场景、信息语境转向网络空间传播（庞祯敬, 李慧, 2022）且身体意象失调和减重动机有所加剧（Vall-Roqué et al., 2021）的特殊背景下，体重同伴效应的对应变化值得实时考察。期待后续研究借助详实、及时的数据资源，以及多样、互补的计量策略，实现青少年体重同伴效应研究的全新突破。

    （杜思慧工作邮箱：[e-mail]；本文通信作者为成刚：[e-mail]）

为适应微信排版已删除注释和参考文献，请见谅，如需阅读全文，请点击左下角“阅读原文”获取。

上期回顾

特稿
黄瑾 田方 乔慧 张萌 俞畅 | 教师主体在幼小双向衔接中的实践特征、现实困境与协同路向——基于11省市幼-小教师的实证调查专题：元宇宙教育
顾小清 宛平 王龚 | 教育元宇宙：让每一个学习者成为主角翟雪松 楚肖燕 顾建民 李艳 王会军 | 从知识共享到知识共创：教育元宇宙的去中心化知识观王琳 陈泓舟 蔡玮 | 元宇宙中的教育：现状与革新的未来郭威 | 元宇宙初始：后数字时代音乐教育的价值转型基本理论与基本问题张广斌 薛克勋 | 数字教育学的底层逻辑与构建路径——兼论中国式数字教育学建设李毅 张涧清 杨焱灵 | 加强中国教育量化研究的可重复性白倩 侯家英 李艺 | 支持个性化发展的学习者评价之哲理溯源——基于胡塞尔现象学的分析质量与公平崔盛 吴秋翔 | 为“流动”正名：主动教育流动的意义与作用

热门话题

我知道你在看哟