Page 193 - 《社会》2022年第3期

社会·2022·3

（B=-0.193，p＜0.001），假设3b 得到明确支持。
（三）竞争与博弈背景下课外补习心理健康代价的间接效应
表 4 展示了基于多层线性模型的课外补习心理健康代价的有中介
的调节模型（温忠麟等，2006）。 其中，从模型 1 到模型 9 分别展示了学
业自我评价、角色压力、睡眠剥夺在课外补习心理健康代价中的间接效
应。 对于学业自我评价而言，模型 1 的结果显示，投入的课外补习时间
越多，个体的学业自我评价越高（ B=0.125，p＜0.001）。 模型 2 和模型 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， 交互项系数均通过了显著性检验 （ B=-0.030，p＜0.001；
B=-0.402，p＜0.01）。 这表明， 随着班级平均课外补习时间和课外补习
参与比例的增加， 个体投入的课外补习时间对学业自我评价的正向影
响逐渐降低。
对于“角色压力效应”而言，尽管表 4 的模型 4 表明课外补习时间
与角色压力之间并无显著关联，但模型 5 和模型 6 显示，随着班级平均
课外补习时间和课外补习参与比例的增加， 投入的课外补习时间对个
体角色压力的正向影响逐渐增强（ B=0.018，p＜0.01；B=0.203，p＜0.05）。
对于“睡眠剥夺效应”而言，模型 7 表明，投入的课外补习时间对个体睡
眠剥夺具有显著的正向影响（ B=0.005，p＜0.05）。 模型 8 和模型 9 表明，
随着班级平均课外补习时间和课外补习参与比例的增加， 投入的课外
补习时间对个体睡眠剥夺的正向影响逐渐增强 （B=0.001，p＜0.05；B=
0.014，p＜0.1）。
表 4 的模型 10 和模型 11 均加入了三个中介变量来检验班级平均
课外补习时间和课外补习参与比例的调节作用。 模型 10 显示，课外补
习时间与班级平均课外补习时间的交互项系数不显著，这表明，班级课
外补习平均时间对于课外补习心理健康代价的调节效应完全是由三个
中介变量（学业自我评价、角色压力、睡眠剥夺）引起的。 模型 11 显示，
课外补习时间与班级课外补习参与比例的交互项的显著水平为 0.1（不
加入中介变量是在 0.01 统计水平上显著），这表明，三个中介变量能够
部分解释课外补习时间对于心理健康代价的调节效应。 此外，模型 10
和模型 11 都显示，学业自我评价会对心理健康水平产生显著的正向影
响（B=0.049，p＜0.001），而角色压力和睡眠剥夺会显著降低学生的心理
健康水平（B=-0.167，p＜0.001；B=-3.158，p＜0.001）。 总之，上述结果表

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