Page 213 - 《社会》2022年第6期

社会·2022·6

（接表 5）
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
出生地区（参照组：东部）
中部 0.206 *** 0.131 + 0.276 *** 0.262 ***
（0.062） （0.071） （0.069） （0.066）
东北 0.027 0.012 0.131 0.164
（0.116） （0.133） （0.128） （0.119）
西部 0.396 *** 0.235 *** 0.327 *** 0.466 ***
（0.056） （0.065） （0.064） （0.060）
常数项 -1.109 *** -1.434 *** -1.418 *** -1.335 ***
（0.091） （0.104） （0.102） （0.097）
AIC 3 794.173 2 686.694 2 855.183 3 311.786
BIC 3 863.660 2 756.181 2 924.670 3 381.273
伪 R 2 0.042 0.045 0.039 0.037
注 ：+ p<0.1， * p<0.05， ** p<0.01， *** p<0.001，双 尾 检 验 。
此外，我们使用“罗森鲍姆界限”（Rosenbaum Bounds）对上述倾向值
匹配结果进行敏感性分析， 检验在预测倾向值时是否忽略了某些关键
混淆变量，以进一步验证研究结果的稳健性。由表 6 可知，对于“是否曾
留守”的匹配结果而言，当 Gamma 系数取值为 1.2 时，已有结论就变得
不显著。 这一方面说明，童年期留守经历确实会对个体成年后的主观幸
福感有负面影响，另一方面也说明，即便我们已经在模型中尽可能多地
控制了一些个体、家庭和地域层次的可观测变量，还是无法有效控制所
有同时影响个体童年期留守和成年后主观幸福感的变量，比如，父母对
子女的喜爱程度，以及父母的教育理念、社会关系网络、情感关系等。而
且，这些因素大多是不可观测的，难以反映在调查数据中。此外，通过敏
感性 分 析 ，我们仍 然 可 以 发 现 ，对于“学 前阶 段 ”的 匹 配 结 果 而 言 ，当
Gamma 系数取值为 1.3 时，已有结果才变得不显著；而对于“小学阶段”
和“初中阶段”的匹配结果而言，当 Gamma 系数取值分别为 1.1 和 1时，已有
结论就会变得不显著。 这在一定程度上说明，与小学或初中阶段相比，
同时影响学前阶段留守和成年后主观幸福感的可观测因素相对较多，
因此结果相对更为稳健。 换言之，相较于小学或初中阶段留守，学前阶
段留守对个体成年后的主观幸福感所造成的负面影响更为显著， 这也
进一步说明了前文研究结果的稳健性。
考虑到本文讨论的核心是童年期留守经历对个体成年后主观幸福

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