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可以在電視上上網(wǎng)課嗎( 六 )

云知道


在方程（1）中 ， 經(jīng)常參與體育鍛煉的參數(shù)估計(jì)值β1為0.149（p<0.01） ， 說(shuō)明每周參加體育鍛煉3天以上的青少年在認(rèn)知能力測(cè)試的標(biāo)準(zhǔn)化得分上 ， 相對(duì)于參加體育鍛煉在3天以下的青少年要高出0.149 ， 這一估計(jì)結(jié)果揭示了體育鍛煉與青少年認(rèn)知能力發(fā)展間具有正相關(guān)性 ， 即長(zhǎng)時(shí)間參與體育鍛煉有助于促進(jìn)青少年的認(rèn)知能力發(fā)育 。
在方程（2）中 ， 以體育鍛煉的時(shí)間為核心解釋變量 ， β1的參數(shù)估計(jì)值為0.073（p<0.01） ， 其含義是青少年參加體育鍛煉的時(shí)間每上升一個(gè)單位值 ， 可以推動(dòng)自身認(rèn)知能力提高0.073個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分 。然而 ， 當(dāng)我們納入能力變量增強(qiáng)對(duì)青少年前期能力的控制后 ， β1的參數(shù)估計(jì)值在方程（3）中下降到了0.049 ， 也就是說(shuō)運(yùn)動(dòng)時(shí)長(zhǎng)促進(jìn)認(rèn)知能力發(fā)展的影響效應(yīng)下降了0.024個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分 。
最后 ， 根據(jù)方程（3）的估計(jì)結(jié)果 ， 對(duì)參與回歸的控制變量的估計(jì)結(jié)果做簡(jiǎn)要匯報(bào)：完成作業(yè)時(shí)間在2小時(shí)以下的青少年 ， 在認(rèn)知能力測(cè)試上相對(duì)于用時(shí)在2小時(shí)以上的青少年要低0.098個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分；將上網(wǎng)和看電視時(shí)間控制在1小時(shí)以下的青少年 ， 相對(duì)于沉溺網(wǎng)絡(luò)游戲和電視的青少年 ， 認(rèn)知能力測(cè)試要高出0.161個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分；對(duì)學(xué)業(yè)壓力及家庭經(jīng)濟(jì)狀況的感知與認(rèn)知能力的發(fā)展呈負(fù)相關(guān) ， 家庭文化資本、人力資本以及教育期望則正向促進(jìn)青少年的認(rèn)知能力發(fā)展 。
（二）異質(zhì)性分析
1. 條件分位數(shù)回歸
普通最小二乘法僅能在式（1）的基礎(chǔ)上為我們提供體育鍛煉影響認(rèn)知能力的均值效應(yīng) ， 但無(wú)法回答體育鍛煉是否具有異質(zhì)性特征的問(wèn)題 。因此 ， 本小節(jié)在式（2）的基礎(chǔ)上 ， 首先采用條件分位數(shù)回歸揭示體育鍛煉的異質(zhì)性特征 。在條件分位數(shù)回歸中 ， 我們分別選取了0.1、0.25、0.5、0.75以及0.95認(rèn)知能力分位點(diǎn) ， 依次表示青少年在低、中低、中位數(shù)、中高以及高認(rèn)知能力測(cè)試上的水平 ， 采用自舉法反復(fù)抽樣100次進(jìn)行回歸 ， 表3報(bào)告了條件分位數(shù)回歸的異質(zhì)性分析結(jié)果 。
從表3提供的估計(jì)結(jié)果可以看出 ， β1在0.1、0.25、0.5、0.75以及0.95分位點(diǎn)上的參數(shù)估計(jì)值分別為0.027、0.039、0.057、0.039以及0.027 ， 并且各分位點(diǎn)上的參數(shù)估計(jì)值均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義 ， 其含義可以理解為青少年參加體育鍛煉的時(shí)間每提高一個(gè)單位值 ， 能將低、中低、中位數(shù)、中高以及高認(rèn)知分位點(diǎn)上的認(rèn)知能力依次提高0.027、0.039、0.057、0.039以及0.027個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分 ， 經(jīng)常參與體育鍛煉對(duì)于提高中位數(shù)上（τ=0.5）青少年的認(rèn)知能力發(fā)展具有最強(qiáng)的促進(jìn)作用 。
根據(jù)不同認(rèn)知分位點(diǎn)上的估計(jì)結(jié)果 ， 對(duì)于具有相同可觀測(cè)特征的青少年群體 ， 體育鍛煉的異質(zhì)性特征可以總結(jié)為一條“倒V”型曲線（圖1第3幅圖）：隨著認(rèn)知分位點(diǎn)的上升 ， 體育鍛煉的影響效應(yīng)先上升再下降 ， “倒V”型曲線的拐點(diǎn)出現(xiàn)在中位數(shù)上 。同時(shí) ， 體育鍛煉對(duì)于低–高分位點(diǎn)上認(rèn)知能力的干預(yù)效應(yīng)均為0.027 ， 表明分布在認(rèn)知能力上尾端和下尾端的青少年投入更多時(shí)間進(jìn)行體育鍛煉不會(huì)拉開(kāi)在認(rèn)知能力上的組內(nèi)差距 。
2. 無(wú)條件分位數(shù)回歸
如前所述 ， 條件分位數(shù)回歸只能基于相同可觀測(cè)特征的研究假設(shè)揭示青少年參與體育鍛煉的異質(zhì)性特征 ， 但該研究假設(shè)使得我們的研究結(jié)論存在一定的局限性 。鑒于此 ， 本小節(jié)將采用無(wú)條件分位數(shù)回歸捕捉參與體育鍛煉對(duì)于青少年群體認(rèn)知能力的無(wú)條件影響 。從表4報(bào)告的回歸結(jié)果上看 ， β1的參數(shù)估計(jì)值在0.1、0.25、0.5、0.75以及0.95分位點(diǎn)上分別為0.098、0.094、0.040、0.018以及0.0003 ， 并且絕大多數(shù)認(rèn)知分位點(diǎn)上的參數(shù)估計(jì)值具有統(tǒng)計(jì)顯著性 。從估計(jì)結(jié)果中我們能夠得到如下三點(diǎn)結(jié)論：（1）體育鍛煉對(duì)于青少年認(rèn)知能力具有正向的促進(jìn)作用 ， 且不同認(rèn)知分位點(diǎn)上的干預(yù)效應(yīng)存在差異 ， 顯示出體育鍛煉確實(shí)具有異質(zhì)性的特征；（2）體育鍛煉的異質(zhì)性特征與條件分位數(shù)回歸提供的估計(jì)結(jié)果存在一定差異 ， 隨著認(rèn)知分位點(diǎn)的上升 ， 體育鍛煉對(duì)于青少年認(rèn)知能力的干預(yù)效應(yīng)呈單調(diào)下降的趨勢(shì) ， 而非條件分位數(shù)回歸所刻畫(huà)的“倒V”型曲線；（3）體育鍛煉對(duì)低分位點(diǎn)的干預(yù)效應(yīng)為0.098（p<0.01） ， 高于高分位點(diǎn)上的0.0003 ， 表明推進(jìn)低認(rèn)知分位點(diǎn)上青少年參與體育鍛煉的頻次能夠有效縮小低–高認(rèn)知分位點(diǎn)之間的組內(nèi)認(rèn)知能力差異 。

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