Page 206 - 《社会》2022年第6期
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时间之窗与时间之创
了标准化。
(三) 方法
本文研究的关键是估计曾留守者与未曾留守者成年后主观幸福感
的差异。 在具体研究中,先用 OLS 回归模型进行估计,得到基本结果。
考 虑 到 个 体 童 年 时期 是 否 有 留 守 经 历 可 能 存 在 选 择 性 偏 差(Selection
Bias), 即一个人有留守经历的概率会受到其他因素的影响, 而这些因
素也可能会影响个体成年后的主观幸福感, 本文采用了倾向得分匹配
( Propensity Score Matching)方法,并用匹配后的样本对相关结果进行稳
健性检验,以在一定程度上减少因数据偏差和混杂因素所带来的干扰,
缓解可观测变量的系统性差异。
在具体研究中,本文预测倾向得分的变量包括性别(“男”=1,“女”
=0)、出生时户籍(“非农”=1,“农业”=0)、受访者 14 岁时父辈职业地位 5
及其平方 (按照职业大类声望由低到高排序, 分值越高, 职业地位越
高)、出生时所在地区(根据受访者所在省份,将受访者所在地区区分为
“东部”“中部”“东北”和“西部”,并分别编码为 1—4)以及受访者的出
生队列(以 5 年为一代,划分为“80 后”“85 后”“90 后”和“95 后”,分别
编码为 1—4)。 在此基础上,分别以“是否留守”“学前是否留守”“小学
是否留守”和“初中是否留守”(四个变量编码都是“是”=1,“否”=0)为
因变量,拟合了 4 个 Probit 回归模型(见后文表 5)。
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表 1 列出了多重插补后 本研究所涉及变量的描述性统计结果。
共有 763 人有留守经历,占总样本的 18.64%;有 439 人曾学前留守,477
人曾小学留守,601 人曾初中留守。 在有留守经历的人中, 平均留 守
9.57 年,平均结束留守 13.53 年。 本文进一步比较了曾留守者和未曾留
守者的主观幸福感均分,T 检验发现,二者的主观幸福感具有显著差异
(p<0.001)。
5. 由于受访者 14 岁时父辈受教育年 限对是 否留守 以及各阶段是 否留守 均无显著 性影
响,因此,并未将其作为预测是否留守的变量。 同时,对父辈职业地位先按照子代出生年
份中心化,后进行标准化.
6. 插补前有缺失值的变量有“出生 时户籍 类型”(10)、“当前户籍 类型”(12)、“政治面
貌”(3)、“是否独生”(5)、“婚姻状况”(1)、“主观 阶层地 位”(1)、“年收入对数 ”(384)、
“受教育年 限”(12)、“父辈 职业地 位”(335)、“父辈 受教育年限”(133),其 中,括号内为
缺失数.
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