同伴户籍构成、身份认同与流动学生的教育
刘 婕，郑 磊
伴随着我国城镇化进程的不断推进，家庭化趋势成为人口迁移和流动的一个重要特征(周皓，2013)。《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》提出“推进农业转移人口市民化”这一目标，要求健全城镇基本公共服务均等化提供体系，保障随迁子女平等享有受教育的权利。在相关政策的推动下，各地开始逐渐放宽对流动学生的入学限制，超过80%的流动学生得以在流入地的公办学校就读(Liang et al.，2019)。但与本地学生相比，流动学生进入的公办学校水平较低，他们仍然受制于户籍身份而无法真正享有与本地学生同等的入学机会。在40年的城市化进程中，仍然没有为大量的移民提供良好而开放的融入环境(路锦非，2020)。
在这场城市化的进程中，新移民与本地城市居民都认为自己的福利受到了不利影响。一方面，本地居民担心流动儿童的涌入在抢占优质教育机会的同时，会“带坏”本地孩子(Li and Placier，2015)；
另一方面，新移民随迁子女在教育资源的分配上并没有获得同等的对待，存在入校难、入好学校难的问题，在进入学校后，也无法实现真正的融合。
从社会的角度来看，排斥外来人口，不利于教育乃至经济社会的发展。研究发现，北上广深四座城市每减少10%的外来人口，全国农村高中入学率降低约1个百分点，需要全国高中阶段教育经费增加约30%(相当于每年多增加2000亿元的教育经费投入)来弥补这一负面效应(张翕、陆铭，2019)。同时，子女入学问题导致的“回流”不仅会增加留守儿童的数量，也导致城市丧失约1270万劳动力(吴贾、张俊森，2020)。从学生个体的角度来看，接纳外来人口子女与本地儿童共同学习，流动儿童同伴并不会对本地学生产生负外部性(曹妍，2013；
梁玉成、吴星韵，2016；
冯帅章等，2017；
Wang et al.，2018；
武玮、祁翔，2019；
刘泽云、郭睿，2020a，2020b)，对流动学生而言也是更好的选择(周皓、巫锡炜，2008；
冯帅章、陈媛媛，2012；
杨娟、李凌霄，2019)。
然而已有研究较多关注移民同伴对本地学生的影响，相对忽略了同伴构成改变对流动学生的影响。在一个新的同伴环境中学习，是否影响流动学生的学校归属感以及本地学生对流动学生的接纳程度？进而对流动学生的学业表现、心理健康等教育结果产生影响？本研究使用“中国教育追踪调查”(CEPS)数据，研究同伴户籍构成对流动学生教育结果的影响，并进一步基于身份经济学理论和文化接触理论，探讨流动学生的身份认同在这种影响中的中介机制作用。
随着城市化进程的推进和流动儿童的涌入，学校面临着日益多样化的学生来源，户籍身份视角下同伴效应如何发挥作用值得关注。本部分通过对已有研究进行梳理和分析，以更清晰地把握同伴构成对流动学生的影响及其影响机制。
(一)理论基础
《科尔曼报告》的问世开启了教育学和经济学领域对教育生产函数的研究。报告指出，家庭背景是影响学生学业表现的最主要因素，而同伴的影响仅次于来自家庭因素的影响。Manski(1993)认为，同伴对个人教育发展结果的影响分为内生性效应、外生性效应和相关效应。内生性效应指群组的结果影响个体的结果；
外生性效应或情景效应，指群组特征影响个体结果，如同伴的平均家庭社会背景对学生个体成绩的影响；
相关效应，指特征相似的个体与同伴处在相同或相似的环境中。本文关注同伴的外生性效应，考察同伴户籍构成对流动学生的影响。
由于数据和方法上的限制，有关同伴效应影响机制的研究相对不足。本文基于身份经济学理论和文化接触理论，探讨身份认同在同伴影响中的中介作用。雷有光(2004)发现，“我是外地人”是流动儿童在学校生活中被嘲笑、歧视的首要原因，这种“歧视”无疑会造成流动儿童的身份认知冲突。身份认同(identity)是个体对于自我归属于何种群体的认知，强调个体在群体间的归属与关系，回答“我是谁”和“我属于哪个群体”两个问题(张淑华等，2012)。在移民或人口流动的背景下，外来个体对自我身份的认同基于两个方面：一方面是外来者对流入地主流文化、氛围的主观态度，另一方面是流入地对外来者个体的接纳程度。
Akerlof和Kranton(2010)从身份经济学的视角进行了解释。来自不同群体的学生进入学校环境后，他们需要对个人身份进行选择：成为内部人还是外部人？(1)Akerlof和Kranton(2010)在书中引用了佩内洛普·埃克特的人种志研究《乔克派和颓废派》，该研究假设存在两种社会类型：组织分析术语中的内部人和外部人，也称为乔克派和颓废派。对乔克派的表述与正常认知中的“好孩子”一致，对颓废派的描述则是“不努力”“回避”，与乔克派的好孩子形象相反。在对身份进行选择之前，只有当他们认同并接受学校主流文化时，他们才会选择成为内部人，并按照内部人的行为和规范努力学习取得学业上的成功(王爱君，2011)。对主流文化的认同在一定程度上体现为学生对学校文化的认同和归属感。已有研究表明，对学校的认同和归属感影响着学生的学业表现(Goodenow and Grady，1993；
Roeser et al.，1996；
Ridley and Walther，2002)、积极情感(Roeser et al.，1996)、自我概念(Roeser et al.，1996)。但遗憾的是，鲜有研究运用“身份”概念考察流动学生的同伴效应以及他们自身的融合与教育情况。
文化接触理论认为，主流社会和主流文化对待移民的态度同样影响着移民的身份认同(Phinney，1997)，仅仅通过提高移民接触主流文化的频率来帮助移民进行身份认同并提高移民的社会适应程度是远远不够的。如果主流社会和主流文化对外来移民持排斥的态度，那么增加移民与主流社会和文化的接触频率反而会引起移民的社会身份冲突，进而影响移民的城市融合(刘杨等，2012)。因此，移民的身份认同不仅与其接触主流文化的频率有关，同样也受到流入地接纳程度的影响。
(二)移民背景下同伴效应的实证研究分析
在国际移民背景下，学者们关注同伴种族、移民学生比例对本地学生学业成就的影响。Hanushek等人(2009)发现，黑人学生比例对本地学生的成绩具有显著的负面影响，这与Hoxby(2000)得到的结论一致。但大部分对移民同伴效应的研究却发现移民学生对本地学生的负面影响很小，甚至不存在显著的影响(Angrist and Lang，2004；
Schnepf，2007；
Gould et al.，2009；
Geay et al.，2013；
Ohinata and Ours，2013；
Brunello and Rocco，2013；
Diette and Oyelere，2014；
Hunt，2017)。
中国城市化进程中的流动儿童现象也日益受到关注，特别是流动学生对本地学生的影响。研究发现移民同伴成绩对本地学生的成绩有着显著的正向影响(曹妍，2013；
武玮、祁翔，2019)，班级内流动学生比例对本地学生成绩没有影响，或只有微弱的不利影响(取决于流动学生的户籍来源)(刘泽云、郭睿，2020a，2020b)，甚至还有研究发现流动学生比例显著正向影响本地学生的语文成绩(Wang et al.，2018)。也有一些研究发现班级层面的流动学生比例越高，本地学生的成绩越差(Hu，2018；
Liang et al.，2019)。还有一些研究关注同伴对流动学生的影响，他们发现进入流入地主流教育体系的流动学生学业表现更好(周皓、巫锡炜，2008；
冯帅章、陈媛媛，2012；
杨娟、李凌霄，2019)，且这种影响存在群体异质性(杨娟、李凌霄，2019)。
总体而言，已有研究多关注移民同伴对本地学生的影响，而较少关注同伴构成对流动学生本身的影响，对流动学生的讨论多集中在心理学、社会学领域，且缺乏对影响机制的考察。为了更好地理解流动学生在流入地的教育表现，丰富已有相关研究，本文利用CEPS数据，考察移民背景下同伴圈子构成对流动学生教育结果的影响。
(一)数据
本文使用中国教育追踪调查(CEPS)2013—2014基线数据。该数据采用PPS的抽样方法，从全国抽取112所学校、438个班级19487位七年级和九年级学生作为调查样本，具有较好的代表性。CEPS在校长和班主任问卷中包含有详细的分班信息，为解决班级层面的自选择偏误提供了可能。排除校长问卷中非随机分班和开学后重新分班的班级，根据班主任问卷中的分班信息进一步限定样本，并删除班级中没有流动学生的样本。本研究样本包含14153名学生，其中本地学生11497名，流动学生2656名，在后面的各模型中由于使用的变量不同，样本量也不同。
(二)变量
1.被解释变量
本文从认知能力、自我教育期望以及心理健康三个方面度量学生的教育结果。本文以问卷中认知测试的标准化得分来衡量学生的认知能力。关于学生的自我教育期望，本文选用学生问卷中“你希望自己读到什么程度”作为自我教育期望的代理变量，并对教育程度按照教育年限重新赋值，得到取值在7-22的连续变量。(2)根据学生所期望的受教育年限进行赋值：“现在就不要念了”=7年；
“初中毕业”=9年；
“中专和技校”=9年；
“职业高中”=12年；
“高中”=12年；
“大学专科”=15年；
“大学本科”=16 年；
“研究生”=19年；
“博士”=22年。数值越大意味着学生对自己的教育期望越高。焦虑和抑郁是青少年心理疾病中增长速度最快的一种，焦虑或抑郁程度反映了学生的心理健康状况。CEPS基线问卷询问了学生的心理健康状况，由5个题目组成。(3)基线问卷询问了学生“在过去七天内是否有沮丧、抑郁、不快乐、生活没有意思、悲伤的感觉”，每个题项对应5个答案(1-5分别为“从不”“很少”“有时”“经常”“总是”)，分值越高意味着心理问题越严重，本文在生成变量时进行逆向编码并通过主成分分析生成心理健康变量。本文参考吴愈晓、张帆(2020)的方法，对相关题项进行逆向编码，并通过主成分分析构建心理健康变量，数值越大，表明学生的心理健康水平越好(Cronbach信度系数=0.86)。
2.解释变量
根据学生自填的当前户口登记地是否在本县区衡量是否为流动学生，结合班级人数信息计算出流动学生比例，进一步推算出本文的解释变量班级层面本地户籍学生比例。
3.控制变量
本文还控制了个人、家庭和班级层面可能会影响学生教育结果的特征。学生个人层面变量：性别(男生=1)、年龄、户籍(城市=1)、是否独生子女(是=1)、是否接受过学前教育(是=1)。家庭层面控制变量：父母最高受教育年限(根据学历年限进行赋值)、(4)父母最高受教育年限为父母双方较高一方的学历水平，根据受教育年限进行赋值。父母教育期望、(5)根据父母所期望的受教育年限进行赋值，转化为连续型变量。家庭经济状况。(6)根据家长问卷中自评的家庭经济条件情况来度量，缺失值用学生问卷中自评的家庭经济状况填补：非常困难=1，比较困难=2，中等=3，比较富裕=4，很富裕=5。班级层面：班级排名、班级规模、班主任学历。(7)班主任问卷中询问所带班级在年级的排名，对选项进行重新编码：中等及以下=1，中上等=2，最好=3。班主任学历根据受教育年限进行赋值。此外，本文还控制了学校固定效应。
4.中介变量
从身份经济学理论和文化接触理论的视角来看，个体对自我身份的选择基于两个方面：一是流动者自身对于流入地的归属感，二是流入地对流动者的接纳程度。由于流动学生在流入地的主要社会交往场景发生在学校，因此前者用流动学生对流入地就读学校的归属感度量，后者用班上同学对待外地同学的接纳程度来度量。
学校归属感(school belonging)指学生在思想、感情和心理上认同自己目前所就读的学校，并积极投入到学校生活，愿意承担学校的责任和义务(包克冰、徐琴美，2006)。Goodenow和Grady(1993)以“在学校里我感到很开心”“我在学校里感到安全”“我喜欢这所学校”来衡量学生的学校归属感。本文选取基线数据的四个题目来度量，分别是：“我对这个学校的人感到亲近”“我经常参加学校或班级组织的活动”“我在这个学校里感到很无聊”“我希望能去另外一个学校”。四道题目分别对应4个选项，1-4分别为完全不同意、比较不同意、比较同意、完全同意。对后两道题目逆向编码，通过主成分分析得到学校归属感变量(Cronbach信度系数=0.64)。
本地学生是流动学生在流入地最主要的社会交往对象。流入地对流动学生的接纳程度在一定程度上体现在这两类群体的社会互动。基线数据中有四个题目询问了班上同学对待外地同学的行为，分别是：班上本地同学是否对外县(区)学生抱怨或说一些难听的话、班上本地同学是否和外县(区)同学经常在一起玩、班上本地同学是否和外县(区)同学互相请教学习上的问题、班上本地同学是否和外县(区)同学成为朋友。通过主成分分析得到流入地接纳变量(Cronbach信度系数=0.84)。
相关变量的描述性统计详见表1。如表1所示，流动学生在第一学年时的认知成绩、自我教育期望和心理健康均显著差于本地学生。
表1 变量的描述性统计
(三)研究方法
首先采用统计检验来考察流动学生与本地学生在教育结果上的差异。接下来使用OLS回归研究班级层面本地学生比例对流动学生教育结果的影响。模型如(1)所示：
Yics=α+β1Migcs+β2Iics+β3Famics+β4Classcs+θs+εics
(1)
其中，Yics为被解释变量流动学生认知成绩、自我教育期望和心理健康，下标i、c、s表示学生个体、班级和所在学校。Migcs为班级层面本地学生比例。Iics、Famics、Classcs分别为学生个体、家庭、班级层面的控制变量，θs为学校固定效应，εics为误差项。
本文参考温忠麟和叶宝娟(2014)的中介效应检验流程。如图1所示，系数c表示自变量对因变量的总效应，系数a为自变量对中介变量的效应，系数b是在控制中介变量后自变量对因变量的效应，系数c′是控制中介变量后自变量对因变量的直接效应，ei为回归残差。首先检验总效应c，再依次检验系数a和系数b，若其中至少有一个不显著，则需对ab联合效应进行检验；
若两个都显著，则继续检验c′。若c′不显著则为完全中介效应，若c′显著则需比较ab和c’的符号若同号，则属于部分中介效应，报告中介效应占总效应的比例ab/c。如果异号，属于遮掩效应，报告间接效应与直接效应的比例的绝对值|ab/c′|。
图1 中介效应含义图示
(一)本地学生比例对流动学生教育结果的影响
如表2所示，在认知能力模型中，班级层面的本地学生比例每提高1%，流动学生的认知成绩能提高0.45个标准差。是独生子女的流动学生，认知得分较高，他们与非独生子女相比可能拥有更多的家庭资源和投入。接受学前教育也有利于流动学生的认知能力的培养。此外，父母教育期望、受教育程度以及家庭经济状况也和流动学生的认知能力之间具有显著的关系。
在自我教育期望模型中，本地学生比例能够显著地正向预测流动学生的自我教育期望。流动学生中的男生自我教育期望更低。年龄越大的流动学生的自我教育期望也越低，学生可能由于年龄较大或年龄限制而对于自己未来的读书年限期望有所降低。父母的教育期望以及受教育程度也会显著地影响到子女的自我教育期望。
在心理健康模型中，本地学生比例也能够正向预测流动学生的心理健康状况。班级内部本地学生的比例越高，流动学生的心理健康状况越好。流动学生进入流入地后需要适应流入地环境，而本地学生则是流动学生在适应和融入过程中的重要他人，更多的本地学生的互动可能会缓解流动学生面临陌生环境的焦虑感，帮助他们适应和融入流入地学校生活。
表2 本地学生比例对流动学生教育结果的影响(全样本)
(二)稳健性检验
由于本文所使用的基线调查数据在秋季学期采集时初一年级学生仅入学不到半年时间，学生仍处于初识和适应阶段，相较于初三学生和在春季学期采集数据的初一学生，同伴之间的接触和互动可能并不密切，用以讨论同伴效应也就可能会存在偏误。因此本文剔除秋季学期参与调查的初一学生样本后进行OLS回归，作为上述回归结果的稳健性检验。结果如表3所示。
与全样本回归结果对比发现，班级层面本地学生比例对流动学生认知成绩、自我教育期望以及心理健康的影响系数及显著性均没有明显变化。总体而言，回归结果具有较好的稳健性。
表3 本地学生比例对流动学生教育结果的影响(剔除秋季学期采集的初一学生后的样本)
(三)同伴户籍构成对流动学生教育结果影响的中介机制分析
1.学校归属感作为中介机制
表4呈现了流动学生学校归属感作为中介变量的中介效应检验结果。结果验证了流动学生学校归属感在这一影响中的中介机制效应。班级同伴构成对流动学生的认知成绩、自我教育期望、心理健康状况的总效应分别是0.45(p<0.01)、1.07(p<0.01)、1.82(p<0.1)，流动学生对学校的归属感在其中发挥着部分中介作用，班级层面的户籍构成通过影响流动学生学校归属感对学生认知、自我教育期望、心理健康状况的效应分别占总效应的3.1%、9.2%、20.3%。
表4 流动学生学校归属感与学生教育发展结果的中介效应
本地同伴比例越高，流动学生接触流入地文化和群体的机会也就越多，流动学生出于对身份效益的衡量，可能会更多地参与到学校和班级活动中，也会对学校的人产生亲近感，自然也就更少感到无聊或产生转学的想法，对学校的归属感和认同感越强。根据身份经济学理论，流动学生在认可主流文化的前提之下才会选择对自己更有效用的“本地人身份”，并改变自己的努力程度，从而对自己的教育结果产生积极影响。
2.本地接纳程度作为中介机制
表5结果表明，本地学生对流动学生的接纳程度，也在同伴户籍构成效应中发挥着部分中介的作用。班级层面本地学生比例正向影响流动学生的认知成绩、自我教育期望、心理健康状况，也能够正向预测本地学生对流动学生的接纳程度，且本地学生比例与好友接纳程度对流动学生的教育发展结果有显著地促进作用。
表5 本地学生接纳与流动学生教育发展结果的中介效应
当越来越多的流动学生在流入地以本地生源为主的学校就读之后，流动学生拥有更多的本地同伴时，本地学生也拥有了更多了解流动学生、与流动学生接触和互动的机会，这种群际接触减少了本地学生对流动学生的偏见。当本地学生对流动学生更加包容和接纳时，越有利于流动学生建立起流入地的身份认同，这对流动学生的教育结果具有积极的作用。
已有研究对于同伴效应的存在与否进行了大量的讨论。在城市化进程的背景下，流动学生越来越多地进入流入地以本地生源为主的学校就读。对于流动学生而言，同伴构成的多元化不仅影响着流动学生的个人发展，对于实现教育公平、推进城市化发展中的社会融合也具有重要意义。本文发现，班级层面本地学生比例对流动学生的认知、自我教育期望和心理健康状况都有着显著的正向影响。基于身份经济学理论和文化接触理论，发现流动学生的学校归属感和本地学生对他们的接纳程度是同伴效应发挥作用的重要中介机制。
流动改变境遇，接触促进融合。本文的研究发现对于设计促进教育公平乃至社会融合的公共政策都具有一定的启示。首先，已有的大量研究表明，流动学生进入本地学校就读并不会给本地学生带来“假想的”、令人担忧的负外部性。而本文的结果则表明，在流入地以本地生源为主的学校就读，因为同伴构成的改变，将对流动学生的教育结果产生积极的影响。因此流动学生与本地学生同校学习是一种帕累托改善。农村教育“提质”是乡村振兴过程中的重要问题，而流动学生当中恰恰有相当一部分是来自农村的所谓农业转移人口子女。基于本文以及相关研究的发现，打破户籍壁垒障碍，鼓励人口自由流动，同时面向城镇所有常住人口提供均等化的教育等公共服务，可以让流动学生分享高质量的城市教育，这在很大程度上就是在改善农村青少年的受教育质量，促进城乡教育的一体化。
其次，流动学生与本地学生同校学习，会因为“学习效应”促进流动人口的市民化与社会融合。流入地居民对流动学生的排斥往往源于两个原因：资源抢占和偏见。对于资源紧张，可以通过更加科学和人性化的城市治理政策加以解决，比如切实做到“将常住人口纳入区域教育发展规划、将随迁子女教育纳入财政保障范围”。对于偏见，则更需要通过接触增加了解、打破隔阂。由于存在着对流动学生的刻板印象，流入地居民认为他们拥有较低的家庭社会经济背景、更差的学业表现和更多的问题行为，本地学生会“近墨者黑”。但实际上，文化接触理论表明，恰恰是群际接触的缺失导致了多数群体对少数群体的偏见。另一方面，对于流动学生来说，在城市接受教育，不仅仅是在城市学校学习，也是在城市社会这个大课堂学习。流动儿童在城市居住的时间越长，就越有机会习得“城市性”，对城市的融入和认同感就越高(袁晓娇等，2010；
罗竖元、李浩，2013；
路锦非，2020)，更能消除低家庭社会经济地位对流动儿童相对剥夺感的不利影响(叶一舵、熊猛，2017)。从这一点来说，流动学生与本地学生的融合教育政策将促进流动人口的市民化转变与社会融合。