Page 191 - 《社会》2022年第3期

社会·2022·3

的交互效应均显著为负 （B=-0.008，p＜0.05；B=-0.126，p＜0.05）， 这表
明，随着班级课外补习时间和参与比例的增加，个体投入课外补习时间
所获得的学业回报逐渐减少，假设 1 和假设 2a 得到明确支持。
在表 2 的模型 4 中， 我们将班级课外补习参与比例从连续变量转
换 为 类 别 变 量 ，分 为 高 度 竞 争 班 级（前 30%）、 中 度 竞 争 班 级（30% —
70%）和低度竞争班级（后 30%）三种类型，并复现模型 3。 如图 1 左图
所示，对于低竞争班级而言，个体所投入的课外补习时间每增加 1 个单
位，其学业成绩就会提高 0.134 个单位（p＜0.01）；而对于中度和高度竞
争的班级而言， 个体投入课外补习时间对学业成绩的正向影响显著低
于低度竞争班级 （ B=-0.135，p＜0.01；B=-0.119，p＜0.01）， 并且其正向
效应都接近零且不显著，假设 2b 得到明确支持。

图 1：不 同 班 级 竞 争 程 度 下 的 课 外 补 习 学 业 回 报 和 心 理 健 康 代 价

（二）竞争与博弈背景下课外补习的心理健康代价
表 3 的模型 1 为基准模型，数据显示，课外补习时间通过了显著性
检验（ B=-0.126，p＜0.001），表明所投入的课外补习时间越多，个体的心
理健康水平就越低。 然而，班级平均课外补习时间和参与比例并没有通
过显著性检验， 表明班级课外补习参与水平与学生的心理健康水平并
无显著关联。 模型 2、模型 3 分别加入了课外补习时间与班级平均课外
补习时间、课外补习参与比例的交互项，两个交互项系数均通过了显著
性检验（ B=-0.019，p＜0.01；B=-0.310，p＜0.01）。 这表明，随着班级平均
课外补习时间、课外补习参与比例的增加，个体投入的课外补习时间对
心理健康水平的负向影响逐渐增强，假设 3a 得到明确支持。

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