趙思博　林琳　劉靜文　

摘要通過(guò)傾向值匹配的方法，對(duì)方便取樣的1953名大學(xué)生生活滿意度差異進(jìn)行考察，探討剝離家庭資本后，獨(dú)生子女影響生活滿意度的真實(shí)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在傾向值匹配之前，獨(dú)生子女的生活滿意度顯著高于非獨(dú)生子女的生活滿意度，且在家庭資本的三個(gè)指標(biāo)上獨(dú)生子女均好于非獨(dú)生子女家庭。經(jīng)過(guò)傾向值匹配處理后，獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女大學(xué)生在生活滿意度評(píng)分上并無(wú)顯著差異。研究結(jié)果表明，對(duì)于獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女大學(xué)生存在的生活滿意度差異不能完全歸咎于獨(dú)生與否，而應(yīng)當(dāng)重視家庭資本在其中的影響。這些結(jié)論為深層次理解大學(xué)生的生活滿意度提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

關(guān)鍵詞生活滿意度;獨(dú)生子女;家庭資本;傾向值匹配

分類號(hào)B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2022.04.004

1引言

隨著我國(guó)計(jì)劃生育政策的推進(jìn)，不同社會(huì)發(fā)展階段出生的獨(dú)生子女展現(xiàn)出了差異化的社會(huì)特征，從而成為國(guó)內(nèi)社會(huì)學(xué)、心理學(xué)等領(lǐng)域研究的重要對(duì)象 （風(fēng)笑天，2021;鄭鵬，陳圖農(nóng)，2020）。以往文獻(xiàn)對(duì)獨(dú)生子女與非獨(dú)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(dá)成一致結(jié)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(gè)體生活質(zhì)量的關(guān)鍵因素和重要指標(biāo)（Pilcher， 1998）。大學(xué)生處于由青少年向成年轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，通過(guò)調(diào)查該群體的生活滿意度，對(duì)更好地了解獨(dú)生和非獨(dú)生子女大學(xué)生生活目標(biāo)定位和行為追求取向有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

以往對(duì)生活滿意度的研究大致有兩類不同結(jié)論：一方面，有學(xué)者認(rèn)為獨(dú)生子女在成長(zhǎng)過(guò)程中擁有充足的家庭資源，更多的父母關(guān)注，從而表現(xiàn)出比非獨(dú)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(xué)者認(rèn)為由于父母過(guò)度關(guān)心，獨(dú)生子女極易形成依賴性，在進(jìn)入學(xué)校和社會(huì)后將面臨更多適應(yīng)性問(wèn)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(jié)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(fēng)笑天， 2012）。

為了更準(zhǔn)確地認(rèn)識(shí)獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女的生活滿意度差異，盧珂在研究中運(yùn)用了傾向值匹配的方法。在配對(duì)之前，京籍學(xué)生、城市學(xué)生、學(xué)校更好的學(xué)生，父母職業(yè)等級(jí)更高、受教育年限更長(zhǎng)的學(xué)生更有可能是獨(dú)生子女，因此獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女樣本之間存在不可忽視的異質(zhì)性問(wèn)題。配對(duì)后發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女對(duì)朋友關(guān)系的滿意度最高，對(duì)自我的滿意度相對(duì)最低，對(duì)居住環(huán)境的滿意度顯著低于非獨(dú)生子女，而對(duì)學(xué)校生活的滿意度顯著高于非獨(dú)生子女（盧珂， 2016）。這一研究方法與苑春永等人對(duì)獨(dú)生子女情緒適應(yīng)的發(fā)現(xiàn)一致，即在傾向分?jǐn)?shù)匹配之前，獨(dú)生子女在情緒適應(yīng)各指標(biāo)上均明顯好于非獨(dú)生子女，但運(yùn)用傾向分?jǐn)?shù)進(jìn)行樣本匹配之后，二者的差異不再顯著 （苑春永等， 2013）?？梢?jiàn)，在不充分考慮樣本匹配的前提下討論獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女之間的異同，直接給他們貼上“差異化”標(biāo)簽是不恰當(dāng)?shù)?。因此如果單純考察?dú)生子女的生活滿意度，城鄉(xiāng)和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等很可能會(huì)混淆自變量和因變量之間的關(guān)系，導(dǎo)致“凈效應(yīng)”無(wú)法被直接考察。

綜合以往的研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)，對(duì)于大學(xué)生生活滿意度的討論離不開(kāi)對(duì)于家庭資本的考察。家庭資本被認(rèn)為是一種個(gè)人擁有的嵌入在家庭關(guān)系中的先賦性資源 （董金秋， 2011; 薛海平， 2017）， 對(duì)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(jīng)濟(jì)資本、家庭文化資本和家庭內(nèi)社會(huì)資本。家庭經(jīng)濟(jì)資本主要指影響家庭發(fā)展的有形資產(chǎn)或物質(zhì)資本，通常用家庭收入水平衡量 （Coleman & James， 1988）。受到政策影響，獨(dú)生子女更可能出生于城市，其家庭經(jīng)濟(jì)狀況平均好于非獨(dú)生子女家庭（李銀萍，龐慶軍， 2007; 肖富群，風(fēng)笑天， 2010）。 獨(dú)生子女家庭對(duì)女孩的教育投資顯著高于非獨(dú)生子女家庭，這使得獨(dú)生女孩和同齡男孩相比在數(shù)學(xué)成績(jī)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(jìn)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(lái)說(shuō)它與某個(gè)文化中占主導(dǎo)地位的概念或符號(hào)密切相關(guān) （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(biāo)加以關(guān)注 （Woemann， 2005）。以往研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)生子女父母的文化程度明顯高于非獨(dú)生子女父母（王月云等， 2007）。受過(guò)良好教育的父母的教育方式能夠促進(jìn)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(jìn)而影響大學(xué)生的生活滿意度。家庭內(nèi)社會(huì)資本主要包括家庭內(nèi)親子關(guān)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(nèi)社會(huì)資本的重要指標(biāo)。較高的家庭親密度能帶來(lái)更積極的情感體驗(yàn)，使人對(duì)生活做出較高的滿意度評(píng)價(jià)，從而顯著影響幸福感 （羅偉等， 2007; 張建人， 黃懿， 2007）。最后，由于國(guó)內(nèi)外對(duì)獨(dú)生子女大學(xué)生個(gè)性特征與生活滿意度關(guān)系的研究還體現(xiàn)在對(duì)負(fù)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(dú)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(duì)獨(dú)生子女生活滿意度的實(shí)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(yù)之前干預(yù)組和控制組就在會(huì)對(duì)所研究的結(jié)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(yù)”，此前獨(dú)生子女在諸多方面就可能與非獨(dú)生子女存在差異了。家庭和父母因素，個(gè)體自身特征乃至學(xué)校或地域特點(diǎn)，都可能成為產(chǎn)生選擇性偏差的混淆變量。例如，獨(dú)生子女家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高于非獨(dú)生子女家庭 （王月云等， 2007），而家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位又和生活滿意度正相關(guān)，那么忽略此類因素產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題就會(huì)誤認(rèn)為因變量造成影響，從而產(chǎn)生偏差。傳統(tǒng)的多元線性回歸或均值分析法 （如t檢驗(yàn)、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(shí)推斷模型”的理論框架下，通過(guò)使用非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)或觀測(cè)數(shù)據(jù)“控制”混淆變量，以傾向值為標(biāo)準(zhǔn)配對(duì)后的新樣本上重新進(jìn)行比較分析，降低混淆變量對(duì)研究結(jié)論的影響，從而滿足非混淆假設(shè) （Unconfoundedness） 進(jìn)行因果推論 （胡安寧， 2012）。該方法已被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)、生物學(xué)、醫(yī)學(xué)和社會(huì)學(xué)等領(lǐng)域 （Guo & Fraser， 2010），也在發(fā)展心理學(xué)領(lǐng)域漸受重視 （Foster， 2010; Monahan et al.， 2011）。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

本研究運(yùn)用傾向值匹配法對(duì)原有樣本進(jìn)行重新匹配，在新樣本的基礎(chǔ)上分析大學(xué)生獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在生活滿意度上是否真正存在差異，以期更為準(zhǔn)確地評(píng)估獨(dú)生狀態(tài)對(duì)大學(xué)生生活滿意度的影響。本研究假設(shè)： 在原樣本中，與非獨(dú)生子女大學(xué)生相比，獨(dú)生子女大學(xué)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(gè)體其他特征） 傾向值匹配的非獨(dú)生子女大學(xué)生樣本對(duì)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(duì)象

選取參與某高校公選課的1972名大一學(xué)生，以班級(jí)為單位進(jìn)行集體施測(cè)，共回收有效問(wèn)卷1953份 （剔除未認(rèn)真作答的19份問(wèn)卷結(jié)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(biāo)準(zhǔn)差為0.82。之所以選用新生調(diào)查樣本，是為了避免大學(xué)生在大學(xué)期間發(fā)展的異質(zhì)性對(duì)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(jìn)行測(cè)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(gè)題目，并采用7點(diǎn)計(jì)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(duì)目前的生活越滿意。該量表在國(guó)內(nèi)外應(yīng)用廣泛（邱林，鄭雪，2005; Pavot & Diener， 1993），在中國(guó)大學(xué)生群體中具有較高的信度和效度 （熊承清，許遠(yuǎn)理， 2009）。本研究中該量表的內(nèi)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(fèi)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(duì)家庭內(nèi)社會(huì)資本進(jìn)行測(cè)量。該量表共九個(gè)題目，采用2點(diǎn)計(jì)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(xué)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(nèi)部一致性信度為 0.85。

2.2.3負(fù)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(jìn)行測(cè)量，該量表共27個(gè)條目，六個(gè)維度，分別是人際關(guān)系、學(xué)習(xí)壓力、受懲罰、喪失、健康適應(yīng)及其他，包括“受人歧視冷遇”“升學(xué)壓力”“家庭內(nèi)部有矛盾”等題目。若所述事件未發(fā)生過(guò)，計(jì)0分，若發(fā)生過(guò)，則按照影響程度的不同計(jì)1～5分，分?jǐn)?shù)越高表示影響程度越嚴(yán)重。本研究中該量表內(nèi)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(diào)中心抑郁量表（The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale， CES-D） 對(duì)個(gè)體一周內(nèi)的抑郁程度進(jìn)行測(cè)量。該量表共有20個(gè)條目，其中4、8、12、16為反向計(jì)分。采用4 點(diǎn)計(jì)分，0表示“偶爾或無(wú)發(fā)生”，1表示“有時(shí)發(fā)生”，2表示“經(jīng)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(nèi)部一致性信度為0.81。

2.3數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析

Rosenbaum和Rubin于1983年提出利用傾向得分匹配方法來(lái)消除混雜因素所致的偏差 （Rosenbaum & Rubin， 1983）。該方法隨后被廣泛應(yīng)用于醫(yī)藥、經(jīng)濟(jì)、政策評(píng)價(jià)研究等領(lǐng)域，成為因果推斷實(shí)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(jī)分配的替代策略，用來(lái)減少混淆變量對(duì)結(jié)果的影響，提高因果推論的準(zhǔn)確性（胡安寧， 2012）。該方法將“獨(dú)生”視為分類條件 （盧珂， 2016），獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女大學(xué)生分別作為“對(duì)照組”和“控制組”。當(dāng)控制性別、年齡、家庭年收入、父母受教育年限時(shí)，個(gè)體被隨機(jī)分配到對(duì)照組和控制組的概率相等。隨后將兩組進(jìn)行匹配，計(jì)算平均處理效應(yīng)（average treatment effect on the treated， ATT）（呂小康， 2013; Rubin， 2005）。

首先，通過(guò)Logistic回歸計(jì)算出獨(dú)生子女生活滿意度的傾向值分?jǐn)?shù)，然后根據(jù)對(duì)照組 （獨(dú)生子女） 中個(gè)案的傾向值分?jǐn)?shù)（Pi），在控制組 （非獨(dú)生子女） 中挑選出與之傾向值最為接近的一個(gè)個(gè)案（Pj）。其中要求對(duì)照組個(gè)案的傾向值分?jǐn)?shù)與控制組中的任一傾向值分?jǐn)?shù)之差的絕對(duì)值不能超過(guò)傾向值標(biāo)準(zhǔn)差的0.25倍，否則該控制組個(gè)案將被刪除并進(jìn)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(duì)個(gè)案從總體樣本中做不放回的抽出，循環(huán)往復(fù)。這樣，被抽出的個(gè)案就組成了一個(gè)新樣本。在此基礎(chǔ)上，兩個(gè)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(duì)照組與試驗(yàn)組之間由于協(xié)變量的不均衡對(duì)估計(jì)效應(yīng)的干擾（呂小康， 2013）。

最后，本研究在新樣本的基礎(chǔ)上分析獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女大學(xué)生的生活滿意度是否“真正”存在差異。3研究結(jié)果

3.1描述性分析

在未進(jìn)行樣本匹配之前，本研究中大學(xué)生的總體生活滿意度為20.72分，獨(dú)生子女的生活滿意度高于非獨(dú)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(dú)生子女的家庭年收入對(duì)數(shù)值為10.93，高于非獨(dú)生子女家庭的10.37。獨(dú)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(dú)生子女父母親分別高出0.94年和3.66年。獨(dú)生子女家庭親密度得分為7.87，顯著高于非獨(dú)生子女家庭。獨(dú)生子女在家庭資本的三個(gè)指標(biāo)上均好于非獨(dú)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(dú)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(dú)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(dú)生子女的幾率降低19.2% （1-e^-0.213=0.192）。家庭年收入的對(duì)數(shù)每增加1個(gè)單位，獨(dú)生子女的幾率相應(yīng)提高19.3% （e^0.176-1=0.193）。 母親受教育年限每增加一年，獨(dú)生子女的幾率相應(yīng)提高28% （e^0.247-1=0.28）。可見(jiàn)，若不進(jìn)行樣本匹配，獨(dú)生子女與非獨(dú)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(yàn)

為進(jìn)一步確定傾向值匹配方法的有效性，本研究對(duì)匹配前后的樣本進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)。通過(guò)平衡性檢驗(yàn) （Balancing Test） 是應(yīng)用傾向值匹配首先要滿足的前提條件，該檢驗(yàn)主要考察匹配是否能平衡相關(guān)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(jì)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(yàn)如表3所示：各控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差均有大幅度的降低，且均控制到了10%以內(nèi)。說(shuō)明經(jīng)過(guò)傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對(duì)處理效應(yīng)提供新的信息，獨(dú)生子女與非獨(dú)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(yàn)因此可以通過(guò)。并且，對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，獨(dú)生子女與非獨(dú)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?？梢?jiàn)，傾向值匹配很好地控制了混淆因素對(duì)回歸分析的影響，提高了研究結(jié)論的可靠性。

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

4討論

目前已有文獻(xiàn)對(duì)于獨(dú)生子女生活滿意度的研究有著不一致的結(jié)論，本研究利用高校新生的調(diào)查數(shù)據(jù)再次驗(yàn)證獨(dú)生子女和非獨(dú)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(xué)生的生活滿意度提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。統(tǒng)計(jì)分析表明，雖然原始樣本數(shù)據(jù)中獨(dú)生子女大學(xué)生比非獨(dú)生子女大學(xué)生有更高的生活滿意度得分，但是通過(guò)傾向值匹配處理內(nèi)生性偏差后發(fā)現(xiàn)，獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女大學(xué)生在總評(píng)生活滿意度上并沒(méi)有顯著差異。正如風(fēng)笑天所指出的，大學(xué)獨(dú)生子女的研究偏差不僅僅來(lái)自大學(xué)生獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女之間的差異，也可能來(lái)自獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女內(nèi)部的差異 （風(fēng)笑天，2002）。因此，以往相沖突的研究結(jié)論既可能是樣本選擇的差異性導(dǎo)致的，也可能是研究方法的偏誤造成的（王曉燾，風(fēng)笑天， 2012）。

具體而言，研究發(fā)現(xiàn)在樣本匹配之前，較之獨(dú)生子女，非獨(dú)生子女在家庭資本和生活滿意度上都處于明顯劣勢(shì)，這與以往研究結(jié)論一致（Shao et al.， 2013）。然而在傾向值匹配后的樣本中，獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女大學(xué)生在生活滿意度上的差異不再明顯。這在一定程度上驗(yàn)證了研究的推測(cè)，即原始樣本中獨(dú)生與非獨(dú)生子女大學(xué)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(dú)生子女家庭在家庭經(jīng)濟(jì)地位、父母受教育水平、家庭親密度等方面原本就處于相對(duì)劣勢(shì)，才導(dǎo)致非獨(dú)生子女大學(xué)生生活滿意度得分較低。可見(jiàn)以往的研究往往忽略了此類因素帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，從而夸大了獨(dú)生子女變量帶來(lái)的直接影響。這提示我們，不能將獨(dú)生與非獨(dú)生子女大學(xué)生的生活滿意度差異簡(jiǎn)單歸咎于獨(dú)生與否，而是有必要細(xì)致探究和分析家庭資本等深層次因素，以采取更有針對(duì)性的措施來(lái)促進(jìn)獨(dú)生和非獨(dú)生子女大學(xué)生的心理健康。隨著“后獨(dú)生子女”時(shí)代的到來(lái)，比起對(duì)獨(dú)生子女或非獨(dú)生子女的關(guān)注，我們更應(yīng)當(dāng)重視對(duì)家庭親密度低以及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的大學(xué)生的心理支持;家長(zhǎng)在重視家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位提升的同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)探索良好的親子交流方式，維持健康的家庭結(jié)構(gòu)，促進(jìn)家庭關(guān)系融洽和諧。

研究所使用的傾向值匹配方法借鑒實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)思路，通過(guò)對(duì)處理組和控制組中樣本的逐一匹配，達(dá)到隨機(jī)分配效果。為有效控制干擾因素的影響，有效檢驗(yàn)“獨(dú)生子女”變量對(duì)于生活滿意度影響的真實(shí)效應(yīng)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(wèn)題提供了可借鑒的處理方法，以獲得更為準(zhǔn)確有效的變量分析結(jié)果。

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

5結(jié)論

（1） 在傾向值匹配之前，相對(duì)于非獨(dú)生子女大學(xué)生，獨(dú)生子女大學(xué)生在家庭經(jīng)濟(jì)地位、父母受教育水平和家庭親密度方面有明顯優(yōu)勢(shì)，生活滿意度上得分顯著較高。

（2） 經(jīng)過(guò)傾向值匹配后，樣本選擇性偏誤降低，獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女大學(xué)生在生活滿意度的差異不再顯著。結(jié)果表明獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女大學(xué)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(dú)生與否，而應(yīng)當(dāng)重視家庭資本的影響。這有助于糾正人們對(duì)于獨(dú)生子女的刻板印象，減少社會(huì)對(duì)獨(dú)生子女或非獨(dú)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