趙思博　林琳　劉靜文　

摘要通過傾向值匹配的方法，對方便取樣的1953名大學生生活滿意度差異進行考察，探討剝離家庭資本后，獨生子女影響生活滿意度的真實效應。結果發(fā)現(xiàn)，在傾向值匹配之前，獨生子女的生活滿意度顯著高于非獨生子女的生活滿意度，且在家庭資本的三個指標上獨生子女均好于非獨生子女家庭。經過傾向值匹配處理后，獨生子女與非獨生子女大學生在生活滿意度評分上并無顯著差異。研究結果表明，對于獨生子女和非獨生子女大學生存在的生活滿意度差異不能完全歸咎于獨生與否，而應當重視家庭資本在其中的影響。這些結論為深層次理解大學生的生活滿意度提供了經驗證據(jù)。

關鍵詞生活滿意度;獨生子女;家庭資本;傾向值匹配

分類號B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2022.04.004

1引言

隨著我國計劃生育政策的推進，不同社會發(fā)展階段出生的獨生子女展現(xiàn)出了差異化的社會特征，從而成為國內社會學、心理學等領域研究的重要對象 （風笑天，2021;鄭鵬，陳圖農，2020）。以往文獻對獨生子女與非獨生子女的性格特征差異有著豐富的研究成果，但在心理健康狀態(tài)的差異性上，尚未達成一致結論 （鮑思頓等，1989;曾榮， 2008）。而生活滿意度作為其中的重要變量，是衡量個體生活質量的關鍵因素和重要指標（Pilcher， 1998）。大學生處于由青少年向成年轉變的關鍵時期，通過調查該群體的生活滿意度，對更好地了解獨生和非獨生子女大學生生活目標定位和行為追求取向有著重要的現(xiàn)實意義。

以往對生活滿意度的研究大致有兩類不同結論：一方面，有學者認為獨生子女在成長過程中擁有充足的家庭資源，更多的父母關注，從而表現(xiàn)出比非獨生子女更好的心理健康狀態(tài)，生活滿意度較高 （Shao et al.， 2013）;另一方面，學者認為由于父母過度關心，獨生子女極易形成依賴性，在進入學校和社會后將面臨更多適應性問題 （曾榮， 2008），從而降低其生活滿意度 （Maheshwari & Jamal， 2015）。造成以上研究不一致結論的主要原因除了樣本群體選擇不同，也有研究方法的差異（王曉燾，風笑天， 2012）。

為了更準確地認識獨生子女和非獨生子女的生活滿意度差異，盧珂在研究中運用了傾向值匹配的方法。在配對之前，京籍學生、城市學生、學校更好的學生，父母職業(yè)等級更高、受教育年限更長的學生更有可能是獨生子女，因此獨生子女與非獨生子女樣本之間存在不可忽視的異質性問題。配對后發(fā)現(xiàn)獨生子女對朋友關系的滿意度最高，對自我的滿意度相對最低，對居住環(huán)境的滿意度顯著低于非獨生子女，而對學校生活的滿意度顯著高于非獨生子女（盧珂， 2016）。這一研究方法與苑春永等人對獨生子女情緒適應的發(fā)現(xiàn)一致，即在傾向分數(shù)匹配之前，獨生子女在情緒適應各指標上均明顯好于非獨生子女，但運用傾向分數(shù)進行樣本匹配之后，二者的差異不再顯著 （苑春永等， 2013）。可見，在不充分考慮樣本匹配的前提下討論獨生子女與非獨生子女之間的異同，直接給他們貼上“差異化”標簽是不恰當?shù)?。因此如果單純考察獨生子女的生活滿意度，城鄉(xiāng)和家庭社會經濟狀況等很可能會混淆自變量和因變量之間的關系，導致“凈效應”無法被直接考察。

綜合以往的研究結論發(fā)現(xiàn)，對于大學生生活滿意度的討論離不開對于家庭資本的考察。家庭資本被認為是一種個人擁有的嵌入在家庭關系中的先賦性資源 （董金秋， 2011; 薛海平， 2017）， 對青少年的生活滿意度有重要影響（Hair et al.， 2008; Joronen & Astedt， 2005; Piko & Hamvai， 2010）。本文從三種形式考察家庭資本，分別是家庭經濟資本、家庭文化資本和家庭內社會資本。家庭經濟資本主要指影響家庭發(fā)展的有形資產或物質資本，通常用家庭收入水平衡量 （Coleman & James， 1988）。受到政策影響，獨生子女更可能出生于城市，其家庭經濟狀況平均好于非獨生子女家庭（李銀萍，龐慶軍， 2007; 肖富群，風笑天， 2010）。 獨生子女家庭對女孩的教育投資顯著高于非獨生子女家庭，這使得獨生女孩和同齡男孩相比在數(shù)學成績上有著同樣的表現(xiàn) （Ming & Rich， 2002），從而有助于提高其自尊感和自我掌控感，進而提高生活滿意度。家庭文化資本是指家庭擁有的文化資源，一般來說它與某個文化中占主導地位的概念或符號密切相關 （J?ger， 2011）。研究中通常把父母的受教育程度作為家庭文化資本的重要指標加以關注 （Woemann， 2005）。以往研究發(fā)現(xiàn)，獨生子女父母的文化程度明顯高于非獨生子女父母（王月云等， 2007）。受過良好教育的父母的教育方式能夠促進孩子的心理健康，使得孩子擁有較高的自尊水平和較輕的抑郁癥狀 （ToniFalbo， 2011）。這些積極的狀態(tài)將進而影響大學生的生活滿意度。家庭內社會資本主要包括家庭內親子關系和支持等。家庭親密度是指家庭成員之間的情感聯(lián)系，表現(xiàn)出維持家庭體系的傾向 （王瑞姍等， 2013），可作為衡量家庭內社會資本的重要指標。較高的家庭親密度能帶來更積極的情感體驗，使人對生活做出較高的滿意度評價，從而顯著影響幸福感 （羅偉等， 2007; 張建人， 黃懿， 2007）。最后，由于國內外對獨生子女大學生個性特征與生活滿意度關系的研究還體現(xiàn)在對負性生活事件 （Fan et al.， 2015） 和抑郁等消極心理狀態(tài)研究上，如獨生子女抑郁、焦慮消極情緒 （徐麗華等， 2011）。因此，本研究將二者作為控制變量納入分析框架中。

綜上所述，以往多數(shù)針對獨生子女生活滿意度的實證研究都忽略了家庭因素的選擇性偏差 （Selection Bias）。所謂選擇性偏差，是指“干預之前干預組和控制組就在會對所研究的結果造成影響的一些方面有所不同”（Guo & Fraser， 2010）。如果將家庭因素視為一種“干預”，此前獨生子女在諸多方面就可能與非獨生子女存在差異了。家庭和父母因素，個體自身特征乃至學?；虻赜蛱攸c，都可能成為產生選擇性偏差的混淆變量。例如，獨生子女家庭社會經濟地位高于非獨生子女家庭 （王月云等， 2007），而家庭社會經濟地位又和生活滿意度正相關，那么忽略此類因素產生的內生性問題就會誤認為因變量造成影響，從而產生偏差。傳統(tǒng)的多元線性回歸或均值分析法 （如t檢驗、方差分析等） 難以排除此類干擾因素的影響。傾向值匹配 （Propensity Score Matching， PSM） 的方法，在“反事實推斷模型”的理論框架下，通過使用非實驗數(shù)據(jù)或觀測數(shù)據(jù)“控制”混淆變量，以傾向值為標準配對后的新樣本上重新進行比較分析，降低混淆變量對研究結論的影響，從而滿足非混淆假設 （Unconfoundedness） 進行因果推論 （胡安寧， 2012）。該方法已被廣泛應用于經濟學、生物學、醫(yī)學和社會學等領域 （Guo & Fraser， 2010），也在發(fā)展心理學領域漸受重視 （Foster， 2010; Monahan et al.， 2011）。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

本研究運用傾向值匹配法對原有樣本進行重新匹配，在新樣本的基礎上分析大學生獨生子女與非獨生子女在生活滿意度上是否真正存在差異，以期更為準確地評估獨生狀態(tài)對大學生生活滿意度的影響。本研究假設： 在原樣本中，與非獨生子女大學生相比，獨生子女大學生的生活滿意度明顯更好。如果與混淆變量（家庭背景因素和個體其他特征） 傾向值匹配的非獨生子女大學生樣本對比，兩者之間在生活滿意度上將不存在顯著差異。

2研究方法

2.1研究對象

選取參與某高校公選課的1972名大一學生，以班級為單位進行集體施測，共回收有效問卷1953份 （剔除未認真作答的19份問卷結果） ，有效回收率為99.04%。其中男生385人，女生1568人，平均年齡為19.34，標準差為0.82。之所以選用新生調查樣本，是為了避免大學生在大學期間發(fā)展的異質性對生活滿意度的影響差異。

2.2研究工具

2.2.1總體生活滿意度量表

采用Diener等人（1985）編制的生活滿意度量表 （Satisfaction With Life Scale， SWLS） 進行測量。該量表包括“我的生活大多接近我的理想”“我的生活條件很好”等五個題目，并采用7點計分形式 （非常不同意、不同意、有些不同意、中立、有些同意、同意、非常同意），得分越高，表示對目前的生活越滿意。該量表在國內外應用廣泛（邱林，鄭雪，2005; Pavot & Diener， 1993），在中國大學生群體中具有較高的信度和效度 （熊承清，許遠理， 2009）。本研究中該量表的內部一致性信度為0.86。

2.2.2家庭親密度量表

采用Moos和Moos （1981）編制，費立鵬等人 （1999） 修訂的家庭環(huán)境量表中文版 （Family Environment Scale-Chinese Version， FES-CV） 的親密性分量表對家庭內社會資本進行測量。該量表共九個題目，采用2點計分（是，否），得分越高，表示家庭環(huán)境親密度越高。此分量表中文版在大學生群體中具有較高的信度和效度 （陶金花等， 2015）。本研究中該量表內部一致性信度為 0.85。

2.2.3負性生活事件量表

采用劉賢臣等人（1997） 編制的青少年生活事件量表 （Adolescents SelfRating Life Events Check List，ASLEC） 進行測量，該量表共27個條目，六個維度，分別是人際關系、學習壓力、受懲罰、喪失、健康適應及其他，包括“受人歧視冷遇”“升學壓力”“家庭內部有矛盾”等題目。若所述事件未發(fā)生過，計0分，若發(fā)生過，則按照影響程度的不同計1～5分，分數(shù)越高表示影響程度越嚴重。本研究中該量表內部一致性信度為0.79。

2.2.4抑郁水平量表

采用Radloff （1977）編制，陳祉妍等人（2009）修訂的流調中心抑郁量表（The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale， CES-D） 對個體一周內的抑郁程度進行測量。該量表共有20個條目，其中4、8、12、16為反向計分。采用4 點計分，0表示“偶爾或無發(fā)生”，1表示“有時發(fā)生”，2表示“經常發(fā)生”，3則表示“持續(xù)發(fā)生”，得分越高表示抑郁程度越高。本研究中該量表內部一致性信度為0.81。

2.3數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

Rosenbaum和Rubin于1983年提出利用傾向得分匹配方法來消除混雜因素所致的偏差 （Rosenbaum & Rubin， 1983）。該方法隨后被廣泛應用于醫(yī)藥、經濟、政策評價研究等領域，成為因果推斷實證研究中最常用的方法 （劉鳳芹，馬慧，2009）。因此本研究使用傾向值匹配法作為隨機分配的替代策略，用來減少混淆變量對結果的影響，提高因果推論的準確性（胡安寧， 2012）。該方法將“獨生”視為分類條件 （盧珂， 2016），獨生子女和非獨生子女大學生分別作為“對照組”和“控制組”。當控制性別、年齡、家庭年收入、父母受教育年限時，個體被隨機分配到對照組和控制組的概率相等。隨后將兩組進行匹配，計算平均處理效應（average treatment effect on the treated， ATT）（呂小康， 2013; Rubin， 2005）。

首先，通過Logistic回歸計算出獨生子女生活滿意度的傾向值分數(shù)，然后根據(jù)對照組 （獨生子女） 中個案的傾向值分數(shù)（Pi），在控制組 （非獨生子女） 中挑選出與之傾向值最為接近的一個個案（Pj）。其中要求對照組個案的傾向值分數(shù)與控制組中的任一傾向值分數(shù)之差的絕對值不能超過傾向值標準差的0.25倍，否則該控制組個案將被刪除并進行下一輪匹配。公式如下：

C（P_i）=min|P_i-P_j|， j∈I₀

min|P_i-P_j|<ε=0.25σρ， j∈I₀

然后，將匹配好的一對個案從總體樣本中做不放回的抽出，循環(huán)往復。這樣，被抽出的個案就組成了一個新樣本。在此基礎上，兩個樣本組在各類變量的分布上基本一致，降低數(shù)據(jù)的選擇性偏差，抵消對照組與試驗組之間由于協(xié)變量的不均衡對估計效應的干擾（呂小康， 2013）。

最后，本研究在新樣本的基礎上分析獨生子女與非獨生子女大學生的生活滿意度是否“真正”存在差異。3研究結果

3.1描述性分析

在未進行樣本匹配之前，本研究中大學生的總體生活滿意度為20.72分，獨生子女的生活滿意度高于非獨生子女的生活滿意度，分別為21.64和 19.77分（p<0.01）。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

家庭資本方面，獨生子女的家庭年收入對數(shù)值為10.93，高于非獨生子女家庭的10.37。獨生子女父親和母親平均受教育年限分別為11.10年和12.54年，比非獨生子女父母親分別高出0.94年和3.66年。獨生子女家庭親密度得分為7.87，顯著高于非獨生子女家庭。獨生子女在家庭資本的三個指標上均好于非獨生子女家庭，具有顯著差異。

3.2樣本匹配的必要性

如表2所示，是否為獨生子女受到了性別、年齡、家庭收入、父母親受教育年限、家庭親密度等因素的顯著影響。男性為獨生子女的幾率是女性的1.91倍 （e^0.65=1.91）;年齡每增加1歲，獨生子女的幾率降低19.2% （1-e^-0.213=0.192）。家庭年收入的對數(shù)每增加1個單位，獨生子女的幾率相應提高19.3% （e^0.176-1=0.193）。 母親受教育年限每增加一年，獨生子女的幾率相應提高28% （e^0.247-1=0.28）?？梢?，若不進行樣本匹配，獨生子女與非獨生子女生活滿意度的差異將受到這些因素的干擾，降低回歸分析的可信度。

3.3平衡性檢驗

為進一步確定傾向值匹配方法的有效性，本研究對匹配前后的樣本進行了平衡性檢驗。通過平衡性檢驗 （Balancing Test） 是應用傾向值匹配首先要滿足的前提條件，該檢驗主要考察匹配是否能平衡相關混淆變量的分布，要求“處理組”和“控制組”的混淆變量在匹配后不存在系統(tǒng)差異 （Caliendo & Kopeinig， 2005）。傾向值匹配后，樣本的Pseudo R²從17.9%降低到0.7%，LR統(tǒng)計量從484.55 （p<0.001）降低到10.41 （p=0.26），平均偏差從32.10降低到6.10。具體變量的平衡性檢驗如表3所示：各控制變量的標準偏差均有大幅度的降低，且均控制到了10%以內。說明經過傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對處理效應提供新的信息，獨生子女與非獨生子女在性別、年齡、家庭年收入和父母受教育水平方面的分布更加均衡，總體的平衡檢驗因此可以通過。并且，對匹配后的樣本進行回歸分析發(fā)現(xiàn)，獨生子女與非獨生子女在性別、年齡、家庭年收入和父母受教育水平之間的差異不再顯著。可見，傾向值匹配很好地控制了混淆因素對回歸分析的影響，提高了研究結論的可靠性。

通過傾向值匹配，本研究抽取樣本數(shù)量為1320個，樣本保留比例較高。通過回歸分析，未發(fā)現(xiàn)獨生子女與非獨生子女大學生在生活滿意度上存在顯著差異。因此，本文的研究假設得到了驗證。

4討論

目前已有文獻對于獨生子女生活滿意度的研究有著不一致的結論，本研究利用高校新生的調查數(shù)據(jù)再次驗證獨生子女和非獨生子女在生活滿意度上是否有顯著差異，為深層次理解大學生的生活滿意度提供了經驗證據(jù)。統(tǒng)計分析表明，雖然原始樣本數(shù)據(jù)中獨生子女大學生比非獨生子女大學生有更高的生活滿意度得分，但是通過傾向值匹配處理內生性偏差后發(fā)現(xiàn)，獨生子女和非獨生子女大學生在總評生活滿意度上并沒有顯著差異。正如風笑天所指出的，大學獨生子女的研究偏差不僅僅來自大學生獨生子女和非獨生子女之間的差異，也可能來自獨生子女和非獨生子女內部的差異 （風笑天，2002）。因此，以往相沖突的研究結論既可能是樣本選擇的差異性導致的，也可能是研究方法的偏誤造成的（王曉燾，風笑天， 2012）。

具體而言，研究發(fā)現(xiàn)在樣本匹配之前，較之獨生子女，非獨生子女在家庭資本和生活滿意度上都處于明顯劣勢，這與以往研究結論一致（Shao et al.， 2013）。然而在傾向值匹配后的樣本中，獨生子女和非獨生子女大學生在生活滿意度上的差異不再明顯。這在一定程度上驗證了研究的推測，即原始樣本中獨生與非獨生子女大學生在生活滿意度上出現(xiàn)的差異的確存在選擇性偏差。正是由于非獨生子女家庭在家庭經濟地位、父母受教育水平、家庭親密度等方面原本就處于相對劣勢，才導致非獨生子女大學生生活滿意度得分較低?？梢娨酝难芯客雎粤舜祟愐蛩貛淼膬壬詥栴}，從而夸大了獨生子女變量帶來的直接影響。這提示我們，不能將獨生與非獨生子女大學生的生活滿意度差異簡單歸咎于獨生與否，而是有必要細致探究和分析家庭資本等深層次因素，以采取更有針對性的措施來促進獨生和非獨生子女大學生的心理健康。隨著“后獨生子女”時代的到來，比起對獨生子女或非獨生子女的關注，我們更應當重視對家庭親密度低以及家庭社會經濟地位較低的大學生的心理支持;家長在重視家庭社會經濟地位提升的同時，也應當探索良好的親子交流方式，維持健康的家庭結構，促進家庭關系融洽和諧。

研究所使用的傾向值匹配方法借鑒實驗設計思路，通過對處理組和控制組中樣本的逐一匹配，達到隨機分配效果。為有效控制干擾因素的影響，有效檢驗“獨生子女”變量對于生活滿意度影響的真實效應提供了分析工具（盧珂， 2016）。這為以后研究中可能遇到的選擇性偏差問題提供了可借鑒的處理方法，以獲得更為準確有效的變量分析結果。

本研究也存在一些不足。首先，由于問卷調查設計的局限，難免遺漏一些關鍵背景變量，如個體城鄉(xiāng)屬性和自尊水平等。這些未被調查的因素可能使得目前傾向值匹配結果存在一定程度上的偏差。其次，選取的是大學生樣本，研究結果能否推廣到更廣泛的人群中還有待考證。最后，對于家庭社會資本，只考查了以家庭親密度為核心的家庭內部社會資本在獨生子女和非獨生子女大學生中的差異，未對家庭外社會資本予以考察。未來需要針對以上問題進一步探討。

5結論

（1） 在傾向值匹配之前，相對于非獨生子女大學生，獨生子女大學生在家庭經濟地位、父母受教育水平和家庭親密度方面有明顯優(yōu)勢，生活滿意度上得分顯著較高。

（2） 經過傾向值匹配后，樣本選擇性偏誤降低，獨生子女與非獨生子女大學生在生活滿意度的差異不再顯著。結果表明獨生子女和非獨生子女大學生生活滿意度差異存在一定的選擇性偏差，因此不能完全歸咎于獨生與否，而應當重視家庭資本的影響。這有助于糾正人們對于獨生子女的刻板印象，減少社會對獨生子女或非獨生子女的差異化區(qū)分。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

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The Difference of Life Satisfaction between Only-Child and Non-Only-Child College Students：

An Analysis Based on The Propensity Score MatchingZHAO Sibo LIN Lin LIU Jingwen

（1 School of Sociology and Psychology， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China）

（2 Key Research Base of Humanities and Social Sciences of Ministry of Education， Academy of Psychology and Behavior，

Tianjin Normal University， Tianjin 300074， China）

（3 Center of Collaborative Innovation for Assessment and Promotion of Mental Health， Tianjin 300074， China）

（4 Department of Sociology， University of Maryland， MD 20742， USA）Abstract

In this study， we examined the differences in life satisfaction based on a convenient sample of 1953 college students by Propensity Score Matching （PSM） method to explore the true effect of only child on life satisfaction after stripping the influence of family capital. The results show that the life satisfaction of only-child is significantly higher than that of non-only-child before matching， and the only-child is better than the non-only-child family on the three indicators of family capital. There is no significant difference in life satisfaction between only-child and non-only-child college students after propensity matching. The results indicate that the difference in life satisfaction between? only-child and non-only-child college students cannot be completely attributed to? only-child or not， but the influence of family capital should be emphasized. These conclusions provide empirical evidence for a deeper understanding of life satisfaction of college students.

Key words：? perceived life satisfaction; only child; family capital; propensity score matching002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1