Page 206 - 《社会》2022年第6期

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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