Page 212 - 《社会》2022年第6期

时间之窗与时间之创

中阶段，与双亲监护相比，虽然单亲监护和祖辈监护也会给个体成年后
的主观幸福感带来负面影响，但并没有显著性差异。这说明，一方面，只
要在某一阶段有过留守经历，即使在其他阶段不再留守，既有留守经历
对个体成年后造成的负面影响依然存在，另一方面，在学前阶段留守的
单亲监护对个体成年后的主观幸福感造成的负面影响最大。
（四）稳健性检验与效应异质性
表 5 的模型1 到模型 4 汇报了预测留守、学前留守、小学留守和初
中留守的倾向值得分情况，可以发现，出生时户籍、父辈职业地位及其
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平方 、出生队列和出生时所在地区均可以较好预测个体是否留守。 在
计算倾向得分后，本文按照近邻 1∶4 匹配，将有留守经历者与未留守者
进行了配对， 发现有留守经历组与未留守组之间的标准化偏差基本小
于 5%，通过了平衡性检验。 匹配后得到是否留守、学前是否留守、小学
是否留守、初中是否留守的样本量分别为 3 634、3 337、3 362 和 3 485。
表 5：预 测 倾 向 值 得 分 的 Probit 模 型 结 果 （N=4 093）
模型 1 模型 2 模型 3 模型 4
有留守经历 学前留守 小学留守 初中留守
性别：男 0.053 0.017 0.013 0.091 +
（0.047） （0.054） （0.053） （0.049）
出生时户籍：城镇 -0.133 + -0.102 -0.164 * -0.134 +
（0.068） （0.077） （0.077） （0.073）
父辈职业地位 0.266 *** 0.297 *** 0.269 *** 0.212 ***
（0.052） （0.060） （0.058） （0.056）
父辈职业地位的平方 -0.031 *** -0.031 *** -0.030 *** -0.025 **
（0.007） （0.008） （0.008） （0.008）
出生队列（参照组：95 后）
80 后（1980—1984） -0.537 *** -0.534 *** -0.450 *** -0.405 ***
（0.066） （0.076） （0.073） （0.070）
85 后（1985—1989） -0.318 *** -0.411 *** -0.384 *** -0.248 ***
（0.063） （0.073） （0.071） （0.067）
90 后（1990—1994） -0.280 *** -0.292 *** -0.274 *** -0.228 **
（0.068） （0.077） （0.076） （0.073）

8. 在预测倾向值得分时，由于 14 岁时父辈的受教育年限对个体是否留守、学前是否留
守、小学是否留守、初中是否留守均没有显著性影响，并且在平衡性检验中反而会使匹
配后的留守组与未留守组之间的标准化偏差大于 20%，因此，在正文预测倾向值得分时
去掉了该变量。 考虑到在前文 OLS 回归模型中，14 岁时父辈受教育年限对个体成年后
的幸福感有显著性影响，因此在匹配后样本的回归分析中，依然纳入该变量。 此外，笔者
使用 stata 外部命令 psestimate 筛选了应纳入哪些协变量，所得结果与上述筛选结果一致.

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