Page 94 - 《社会》2022年第2期

“忧郁的孩子们”：课外补习会带来负向情绪吗？

△ counter=啄 High，act-啄 Low，ct
最后，计算致郁效应的“事实差异”与“反事实差异”的差异（简称
为“差中差”），它反映了假定（参与补习的）较低阶层子女的情绪调节
境况“调整到”与较高阶层子女一样好的水平后，致郁效应的阶层差异
缩小的幅度。线性模型设定下，致郁效应的“差中差”可以简单地用下式
计算得出：
△ counter-△ actual=啄 Low,act-啄 Low，ct=（茁 2+茁 3 ）（ m Low-m High ）
假定参加了补习的较低阶层子女的情绪调节境况变得与较高阶层
子女同样好，保持其他条件不变，将会使较高阶层家庭与较低阶层家庭
的子女致郁效应的“事实性差异”缩小（ 茁 2+茁 3 ）（m Low-m High ）个单位。 21
接下来，将致郁效应的“差中差”除以致郁效应原有的事实差异，
就可以得出致郁效应的阶层差异缩小的百 分比 大小 （差异缩 小 的幅
度）。
（茁 2+茁 3 ）（mm m
m Low-m High ）m
=
△ counter-△ actual
△ actual 啄 High，act-啄 Low，ct
本研究考察了父母受教育程度较高和较低两组子女在致郁效应上
的阶层差异及其反事实结果， 以及父亲职业阶层较高和较低两组子女
在致郁效应上的阶层差异及其反事实结果，如表 7 所示。 表 7 第一行系
数表示，假若“父母文化程度为初中及以下且参加了补习的子女”的情
绪调节境况变得和“父母文化程度为大专及以上的子女”同样好，那么
较高与较低阶层子女的致郁效应差异将 会 （相 较事实情形） 缩 小 约
42%。 第二行将组间比较限定在“父母文化程度为初中”和“父母文化程
度为本科及以上”的两组子女，情绪调节境况的反事实模拟显示，致郁

21. 在这里，我们假定“情绪调节境况”与“补习参与”的交互效应并不依赖学生的家庭
阶层背景，因此直接使用全样本估计出交互效应系数。 更理想的情形是只在较低阶层子
女（或较高阶层子女）的子样本中估计“情绪调节境况”与“补习参与”的交互效应，但实
践中子样本量不够大，工具变量回归得到的交互效应系数估计精度出现较大损失，不足
以准确模拟出较低阶层子女的反事实致郁效应。 另外，我们检验了交互项系数在不同家
庭背景的子女间是否存在阶层差异， 发现在 p＜0.1 的水平上并不存在显著差异。 基于
此，我们使用全样本而不是分样本来估计交互效应，并用全样本（含交互项）的回归结果
计算致郁效应的“差中差”。 同时，为了与上节的组间异质性分析结果保持一致，我们仍
然使用分样本回归的方式来计算致郁效应的“事实差异”。 我们也换用了其他的计算方
式（例如，只使用全样本回归或者只使用分样本回归）来计算上述三项指标，得到了较类
似的反事实模拟结果。 简洁起见，其他算法的结果并未展示。

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