Page 93 - 《社会》2022年第2期

社会·2022·2

绪得分，D i 为补习参与变量，M i 为情绪调节境况，X i 为控制变量。 我们
用两阶段最小二乘法估计出“情绪调节境况”与“补习参与”的交互项对
应的系数茁 ３，其估计值为-0.384（p<0.01），“情绪调节境况”所对应的系
数 茁 2 的估计值为-0.202（p<0.01）。
E（Y i ｜ D i， M i， X i）=茁 1D i+茁 2M i+茁 3 （D i ·M i）+X' i酌
第二步，分别在较低阶层子女样本、较高阶层子女样本中进行工具
变量回归，模型设定和第一步相同。 将这两组子女的情绪调节境况的取
值（M i）设定在各自的样本均值处（表示为 m Low 和 m High ），然后分别估计
出这两组子女的“致郁效应”（基于事实情形）。 较低阶层的子女“事实
上的致郁效应”表示为 啄 Low,act，较高阶层子女“事实上的致郁效应”表示
为 啄 High，act。 进一步计算出较高、较低阶层这两组子女在致郁效应上的事
实性差异，记为△ actuai。 计算方式如下所示：

啄 Low，act=E（Y i｜D i=1，SES i=low，M i=m Low ）-E（Y i｜D i=0，SES i=low，M i=m Low ）
啄 High，act =E（Y i ｜D i =1，SES i =high，M i =m High ）-E（Y i ｜D i =0，SES i =high，M i =m High ）

△ actuai=啄 High，act-啄 Low，act
接下来， 将参与了课外补习的较低阶层子女的情绪调节境况“设
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定”在 m High，即“较高阶层子女的情绪调节境况的均值处”， 其他条件
不变，重新估计出较低阶层子女的致郁效应，即“反事实的致郁效应”，
记为 啄 Low，ct：
啄 Low，ct=E（Y i｜D i=1，SES i=low，M i=m High ）-E（Y i｜D i=0，SES i=low，M i=m Low ）
用较高阶层子女的“事实上的致郁效应”减去较低阶层子女的“反
事实致郁效应”，即可得到两组子女在致郁效应上的反事实差异，记为
△ counter。

（接上页） 应”的阶层 差异，而是为了 在下一 步使用“回归拟合法”模 拟出较 低阶层 家庭
的子女在反事实情形下的致郁效应。 这是因为，如果“情绪调节-补习参与”交互项对应
的系数为 0，则意味着无论较低阶层子女拥有了何种水平的情绪调节境况，其致 郁效应
都不会发生任何改变；因此，“情绪调节-补习参与”交互项系数显著区别于 0 值，是我们
印证“情绪调节的阶层差异能够影响（或解释）致郁效应的阶层差异”的必要条件。
20. 此处的较高阶层子女并未区分是否参与课外补习。 出于稳健考虑，也可以将之设定
在“参与了补习的、较高阶层子女的情绪调节境况的样本均值处”。 我们发现这两种设定
对反事实模拟的结果并不会带来较大改变。 为公式推导方便及行文简洁，本文只报告了
前一种设定的反事实模拟结果。

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