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一 般 固 定 效 应 的 参 数 标 准 误 估 计 和 检 验 结 果 会 有 一 些 变 化 , 但 参 数 估 计 值 一 般 都 比 较 稳 定 , 本 例中 检 验 结 论 与 前 面 相 同 。表 4. 14 为 随 机 效 应 的 估 计 值 和 检 验 结 果 , 可 见 standlrt 对 学 校 内 成 绩 的 变 异 的 确 是 有 影 响的 , 即 对 于 不 同 的 11 岁 成 绩 水 平 , 16 岁 成 绩 的 离 散 程 度 并 不 相 同 。 显 然 , 这 种 分 析 结 论 是 普 通线 性 模 型 所 无 法 得 到 的 。 连 续 性 变 量 在 随 机 部 分 有 意 义 可 能 不 太 好 理 解 , 那 么 举 个 简 单 些 的 例子 : 如 果 性 别 在 随 机 部 分 有 统 计 学 意 义 , 则 表 明 男 学 生 和 女 学 生 16 岁 成 绩 的 离 散 度 不 同 。表 4. 14 中 也 给 出 了 对 uo/f 口 勺 的 检 验 结 果 , 可 见 由 于 变 量 standlrt 引 入 了 随 机 效 应 , 随 机 误差 和 学 校 聚 集 性 所 能 解 释 的 变 异 又 再 次 都 减 小 了 许 多 。 理 论 上 , 分 析 者 可 以 通 过 在 不 断 引 入 有关 的 解 释 变 量 使 学 校 聚 集 性 越 来 越 弱 , 最 后 消 失 , 也 就 是 说 , 可 以 最 终 找 到 究 竟 是 学 校 间 的 哪 些特 征 不 同 导 致 了 成 绩 聚 集 性 的 出 现 , 这 也 是 普 通 线 性 模 型 所 无 法 完 成 的 任 务 。4.2.4 更 多 解 释 变 量 的 引 入下 面 将 在 模 型 中 引 入 更 多 的 解 释 变 量 , 来 考 察 它 们 是 否 对 16别 、 学 校 类 型 和 学 校 平 均 成 绩 , 相 应 使 用 的 模 型 如 下 :岁 成 绩 有 影 响 , 这 些 变 量 为 性nomexaIIIq=(α 。 +β] standlrt +β2gender + 三 β3kschgend) + (U Oj+ u]jstandlrt + 勺 )注 意 这 里 的 学 校 类 型 为 三 分 类 变 量 , 所 以 会 使 用 两 个 哑 变 量 系 数 来 纳 入 模 型 。 对 话 杠 操 作 时 注意 将 gender 和 schgend 选 入 Fixed 框 , 而 avelrt 选 入 Covariate 框 , 拟 和 结 果 参 见 表 4. 15 和 表 4. 16:• 75 •