Page 234 - 《社会》2025年第1期

观念因何而变？

到的头胎性别信息可能存在测量误差。 因此，我们对 2002 年 10 月后出
生的样本进行了单独分析， 发现其效应方向和统计显著性均和表 4 的
线性回归结果一致。 考虑到上述分析仅仅是可能性推测，我们决定保留
现有的研究样本，并采用基于拟合优度的 Cinelli鄄Hazlett 敏感性分析方法
评估，如果存在遗漏变量，对结果可能会产生的影响（Cinelli and Hazlett，
2020）。
表 9 是 敏 感 性分 析 的基 本 结 果 。 我 们 主 要 针 对 自 变 量 为 头 胎 性
别、 因变量为父母权威型孝道和父母相 互 型 孝 道 的敏 感 性结 果 进 行
解读。 表中的稳健值（ Robustness Value，RV）表明，在现有控制变量外，
只 要 遗 漏 变 量 额 外 提 供 对 因 变 量 和 自 变 量 的 解 释 力 小 于 4.96% ， 头
胎性别这一自变量就存在不为零的因果效应。 其次，不可观测变量的控
制可能会让自变量的效应不再显著，这一对应的 RV 值为 0.0377。 此
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外，R Y～D| X 的计算结果提供了极端情形下的敏感性分析： 在最坏条件
下（遗 漏 变量解 释 了 因 变 量 的 所 有 剩 余 方 差），遗 漏 变 量 需 要 至 少 解
释核 心 自 变量 0.26%的剩 余 方 差， 才 能彻 底 去除 之 前 观 察 到的核心
自变量引起的效应。
表 9：基 于 CH 方 法 的 敏 感 性 分 析 结 果

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因变量 自变量 Coef. S.E. t（H0） R Y ～ D|X RV RV 0.05
父母权威型孝道 头胎性别 -0.0924 0.0115 -8.0377 0.0026 0.0496 0.0377
父母相互型孝道 头胎性别 0.0535 0.0126 4.2604 0.0007 0.0266 0.0145

为了增强上述对比结果的说服力， 我们将户口和受教育年限作为
关键控制变量进行敏感性分析。 通过这种方法，我们能够评估当遗漏变
量的选择性强度达到关键控制变量的若干倍时， 头胎性别因果效应估
计结果的稳健性。 表 10 展示了敏感性分析的对比结果，其中表格的上、
下部分分别对应因变量为父母权威型孝道和父母相互型孝道的分析结
果。总的来说，当遗漏变量的选择性强度（以偏拟合优度衡量）达到关键
控制变量选择性强度的 1—3 倍时，现有结论依然是稳健的。
本文的中介机制链条也可能存在因变量与中介变量之间的反向因
果问题，例如，拥有更高权威型孝道观念的父母可能会要求子女婚后共
同居住。 我们参考丁瑛等（2019）的做法，使用操纵（manipulate）的思路
构建反向中介模型进行检验。 表 11 是反向因果中介检验的结果，结果

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