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可以在電視上上網(wǎng)課嗎( 四 )

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CEPS在調(diào)查青少年是否上過健康教育課時提供了兩個問題 ， 分別是小學階段和初中階段是否接受過健康教育課 。鑒于健康教育課程對于青少年參與體育鍛煉及其認知能力發(fā)展的影響可能存在著滯后性 ， 我們選擇了小學階段是否接受過健康教育課作為代理變量 。從統(tǒng)計描述中可以發(fā)現(xiàn) ， 處理組中有69.4%的青少年在小學階段接受過健康教育課 ， 比控制組中的60%高出了9.4個百分點 。此外 ， 處理組與控制組中的青少年對于身材是否偏瘦的感知基本一致 ， 在全體樣本中的占比均為62.3% 。
在家庭特征方面 ， 我們分別控制了家庭經(jīng)濟資本、人力資本、文化資本以及教育期望 。家庭經(jīng)濟資本以青少年自評經(jīng)濟條件表示 ， 處理組對家庭經(jīng)濟條件較差的感知在全樣本中的占比為12.3% ， 低于控制組的18.6% ， 表明經(jīng)常參與體育鍛煉的青少年在家庭經(jīng)濟資本上優(yōu)于不常參與體育鍛煉的青少年 。人力資本與文化資本分別選取了父母受教育程度與家庭藏書量作為代理指標 ， 家庭教育期望則反映了父母對子女學業(yè)表現(xiàn)的重視程度 ， 三者在理論上均與青少年的認知能力發(fā)展呈正相關（鄭磊等 ， 2018；方超等 ， 2019b） 。
最后 ， 本文還控制了青少年在性別、年齡、民族、戶籍、獨生子女、BMI等方面的個體特征 。其中 ， 身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）的計算方式為“BMI=體重/身高2” 。
（二）模型與方法
1. 模型
為估計參加體育鍛煉對青少年認知能力的影響 ， 本文設定如下線性模型：
在式（1）中 ， 下標i和t分別表示青少年所在家庭及個體 ， 被解釋變量CognitiveAbilityit為i家庭t青少年認知能力測試的標準化得分 ， Exerciseit是本文最重要的解釋變量 ， 表示青少年參與體育鍛煉的時長 ， β1的參數(shù)估計值表示體育鍛煉對認知能力的影響效應 。Controlit為本文的控制變量 ， 由家庭經(jīng)濟文化背景、BMI等影響青少年參與體育鍛煉的因素構(gòu)成 ， μi為方程的隨機誤差項 。
2. 研究方法
（1）有條件分位數(shù)回歸
本文首先采用普通最小二乘法估計體育鍛煉對認知能力的影響 ， 并將估計結(jié)果作為基準估計校對 。但是 ， 基準回歸僅能為我們提供體育鍛煉參與回歸后的均值效應 ， 無法捕體育鍛煉的異質(zhì)性特征 。異質(zhì)性是指青少年參與體育鍛煉對認知能力的干預并非線性、均質(zhì)的 ， 隨著認知能力分位點的上升 ， 體育鍛煉促進認知能力發(fā)展的影響效應可能存在差異 。從某種程度上講 ， 體育鍛煉的異質(zhì)性特征可能成為倡導家庭體育觀念、推動體育進校園的政策落腳點 。具體而言 ， 如果體育鍛煉的異質(zhì)性特征表現(xiàn)為對低認知分位點上的干預作用高于高認知分位點 ， 那么通過鼓勵、引導低認知分位點的青少年積極參與體育鍛煉 ， 就能有效推動青少年認知能力的均衡發(fā)展 。鑒于此 ， 本文將進一步采用Koenker 和 Bassett（1978）提供的條件分位數(shù)回歸 ， 分析參與體育鍛煉對于青少年認知能力的異質(zhì)性影響：
（2）無條件分位數(shù)回歸
條件分位數(shù)回歸雖然能夠捕捉體育鍛煉的異質(zhì)性特征 ， 但其適用范圍卻有一定的局限性 ， 它只能揭示體育鍛煉對于具有相似可觀測特征青少年的異質(zhì)性影響 ， 因而回歸結(jié)果只能提供自變量對于因變量變化的有條件影響 。但對學術(shù)研究和決策者而言 ， 更值得關心的是無論青少年的可觀測特征是否相似 ， 參與體育鍛煉對于認知能力變化的無條件影響（朱平芳、邸俊鵬 ， 2017） 。鑒于此 ， 本文將進一步采用無條件分位數(shù)回歸（Unconditional Quantile Regression ， UQR） ， 檢驗體育鍛煉對于認知能力變化的無條件影響：

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