Page 85 - 《社会》2022年第2期

社会·2022·2

表 2：课 外 补 习 对 负 向 情 绪 的 总 效 应 （基 于 OLS 和 TSLS 的 估 计 结 果 ）（N=6 535）
（1）全样本 OLS （2）全样本 OLS （3）全样本 TSLS （4）全样本 TSLS
参加补习班=1 0.039 0.052 ** 0.355 ** 0.357 ***
（语/数/外） （0.026） （0.023） （0.139） （0.138）
滞后变量组 NO YES YES YES
个体层面协变量 YES YES YES YES
学校固定效应 YES YES NO NO
区县固定效应 NO NO YES YES
学期固定效应 YES YES YES YES
一阶段 F-stats 181.29 102.33
Hansen’s J-stats 0.01
注 ：1. 括 号 内 是 以 班 级 聚 类 的 稳 健 标 准 误 ；*** p<0.01 ，** p<0.05 ，* p<
0.1 。 2.滞 后 变 量 包 括 前 期 学 业 能 力 的 度 量 以 及 上 一 学 年 的 负 向 情 绪 IRT 得 分 ；
个 体 层 面 协 变 量 包 括 学 生 特 征 、家 庭 特 征 、学 生 所 在 的 班 级 特 征 。 3.第 （1 ）列 和
第 （2 ）列 是 基 于 普 通 最 小 二 乘 法 （OLS ）得 到 的 系 数 估 计 结 果 。 4.第 （3 ）列 是 基 于
当 期 工 具 变 量 和 两 阶 段 最 小 二 乘 法 （TSLS ）得 到 的 影 响 系 数 估 计 值 。 5. 第 （4 ） 列
是 基 于 当 期 工 具 变 量 及 滞 后 期 工 具 变 量 ， 使 用 两 阶 段 最 小 二 乘 法 （TSLS ） 得 到
的 影 响 系 数 估 计 结 果 。

后，课外补习参与对负向情绪得分的影响系数估计值增大，系数估计值
在 p＜0.05 的水平上显著为正。 这在一定程度上印证了“负向情绪对课
外补习参与”的负反馈效应可能导致因果效应系数被低估。
在多元 OLS 回归的基础上， 本研究使用工具变量法来进一步处理
内生性偏误。 首先，使用当期数据（ 2014—2015 学年 CEPS 截面数据）构
造了学生个体对应的“位似群体”课外补习参与率作为工具变量，使用
两阶段最小二乘法（ TSLS）来估计课外补习参与对负向情绪得分的因果
效应，结果如表 2 的第（3）列所示。 第（3）列末尾报告了第一阶段回归
的 F 值，数值上远大于临界值 10，说明此处使用的工具变量满足相关
性假定，暂不存在弱工具变量问题。 15
基于工具变量的 TSLS 估计结果显示，课外补习参与对负向情绪得
分的因果效应系数显著为正。 数值上看，给定控制变量，参加课外补习
（相较于未参加）使学生的负向情绪得分增加约 0.38 个标准差（这是因
为致郁效应的点估计值约为 0.35， 而负向情绪得分的样本标准差约为
0.93），即课外补习对情绪健康表现出显著的致郁效应。

15. 简洁起见，若不存在弱工具变量问题，下文将不再专门解读一阶段 F 值。

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