Page 234 - 《社会》2020年第3期

与祖辈同住 ： 当前中国家庭的三代居住安排与青少年的学业表现
犻）
狆
Ｌｏ ｇ ｉｔ （）ｌｏ １ － 狆 （ 犻 犼 犼 ＝ 犡′＋ 犼
狆＝ｇ
犻 犼 βμ
犻 犼
公式预测了青少年与祖辈同住相对于未与祖辈同住的 （ 参照组 ） 的
对数比率 。 其中 ，表示第个区县第 犻 个青少年与祖辈同住的概率 ，
犼
犻
狆 犼
为模型中加入的各变量 ， μ 为区县间的随机效应 。
犻
犡 犼 犼
２． 学校固定效应模型
本研究讨论的另外两个问题是与祖辈同住对青少年的学业表现的
影响及其作用机制 。 考虑到 犆犈犘犛 是整群抽样数据 ， 同一学校的学生
具有相似的特征 。 为了排除未被观测到的学校特征对学业表现的影
响 ， 我们使用学校固定效应模型 （ 犛犮犺狅狅犾犉犻狓犲犱犈犳犲犮狋狊犕狅犱犲犾 ） 进行
估计 。
模型中的自变量包括是否与祖辈同住 、 学生的家庭社会经济地位 、
家庭结构以及家庭内外的社会资本 ， 控制变量包括性别 、 迁移经历 、 兄
弟姐妹数量 、 户口 、 自评健康 。 具体的公式为 ：
∑
犻＝ 犼 犣
犢 犼 犪 ＋ β 犻 犼 ＋ γ 犡 犼 ＋ ε
犻
犻 犼
该公式预测了与祖辈同住对青少年学业表现的影响作用 。 其中 ，
犼
犼 表示第个学校第
犢 犼 犻
表示第个学校第 犻 个学生的学业表现得分 ， 犣 犼
犻
为模型中的
犻
犻 个青少年是否与祖辈同住 （“ 同住 ” ＝１ ，“ 未同住 ” ＝０ ）， 犡 犼
其他变量 ， α 是固定截距 ， 容纳了所有未观测的学校特征 ， ε 为个体层
犼
犻 犼
次的随机误差项 。
正如前文所指出的 ， 多代居住安排是家庭应对自身需求的策略性
选择 ， 它受家庭结构 、 家庭社会经济地位等的影响 ， 因此其本身具有选
择性 。 为了最大限度地克服选择性对估计结果所产生的偏误 ， 我们采
用了稳定逆概率加权 （ 犛狋犪犫犻犾犻狕犲犱犐狀狏犲狉狊犲犘狉狅犫犪犫犻犾犻狋 狔 狅犳犜狉犲犪狋犿犲狀狋
犠犲犻 犵 犺狋狊 ， 犛狋犪犫犻犾犻狕犲犱犐犘犜犠 ） 技术 （ 犚狅犫犻狀狊 ， 犲狋犪犾． ， ２０００ ； 犌狌狅犪狀犱
犉狉犪狊犲狉 ， ２０１４ ）。 权重的计算公式为 ：
犻
犛犠 犻 ＝ 犘 （ 犣 ＝ 狕 ）
犻
犘 （ 犣 ＝ 狕 狘 犛 ， 犉 ， 犆 ）
犻
犻 犻 犻 犻
其中 ， 犣 表示第 犻 个青少年是否与祖辈同住 （“ 同住 ” ＝１ ，“ 未同住 ” ＝０ ），
犻
犛 为第 犻 个青少年的父母的受教育年限 、 父母的职业地位等家庭社会经
犻
济特征 ， 犉 为第 犻 个青少年的家庭结构 ， 犆 为第 犻 个青少年的其他人口
犻
犻
学特征 。 在这里 ， 我们使用简单 犔狅 犵 犻狋 模型来估计同住概率 。
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