独生与非独生子女大学生生活满意度的差异:基于倾向值匹配的分析

赵思博　林琳　刘静文　

摘要通过倾向值匹配的方法，对方便取样的1953名大学生生活满意度差异进行考察，探讨剥离家庭资本后，独生子女影响生活满意度的真实效应。结果发现，在倾向值匹配之前，独生子女的生活满意度显著高于非独生子女的生活满意度，且在家庭资本的三个指标上独生子女均好于非独生子女家庭。经过倾向值匹配处理后，独生子女与非独生子女大学生在生活满意度评分上并无显著差异。研究结果表明，对于独生子女和非独生子女大学生存在的生活满意度差异不能完全归咎于独生与否，而应当重视家庭资本在其中的影响。这些结论为深层次理解大学生的生活满意度提供了经验证据。

关键词生活满意度;独生子女;家庭资本;倾向值匹配

分类号B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2022.04.004

1引言

随着我国计划生育政策的推进，不同社会发展阶段出生的独生子女展现出了差异化的社会特征，从而成为国内社会学、心理学等领域研究的重要对象 （风笑天，2021;郑鹏，陈图农，2020）。以往文献对独生子女与非独生子女的性格特征差异有着丰富的研究成果，但在心理健康状态的差异性上，尚未达成一致结论 （鲍思顿等，1989;曾荣， 2008）。而生活满意度作为其中的重要变量，是衡量个体生活质量的关键因素和重要指标（Pilcher， 1998）。大学生处于由青少年向成年转变的关键时期，通过调查该群体的生活满意度，对更好地了解独生和非独生子女大学生生活目标定位和行为追求取向有着重要的现实意义。

以往对生活满意度的研究大致有两类不同结论：一方面，有学者认为独生子女在成长过程中拥有充足的家庭资源，更多的父母关注，从而表现出比非独生子女更好的心理健康状态，生活满意度较高 （Shao et al.， 2013）;另一方面，学者认为由于父母过度关心，独生子女极易形成依赖性，在进入学校和社会后将面临更多适应性问题 （曾荣， 2008），从而降低其生活满意度 （Maheshwari & Jamal， 2015）。造成以上研究不一致結论的主要原因除了样本群体选择不同，也有研究方法的差异（王晓焘，风笑天， 2012）。

为了更准确地认识独生子女和非独生子女的生活满意度差异，卢珂在研究中运用了倾向值匹配的方法。在配对之前，京籍学生、城市学生、学校更好的学生，父母职业等级更高、受教育年限更长的学生更有可能是独生子女，因此独生子女与非独生子女样本之间存在不可忽视的异质性问题。配对后发现独生子女对朋友关系的满意度最高，对自我的满意度相对最低，对居住环境的满意度显著低于非独生子女，而对学校生活的满意度显著高于非独生子女（卢珂， 2016）。这一研究方法与苑春永等人对独生子女情绪适应的发现一致，即在倾向分数匹配之前，独生子女在情绪适应各指标上均明显好于非独生子女，但运用倾向分数进行样本匹配之后，二者的差异不再显著 （苑春永等， 2013）。可见，在不充分考虑样本匹配的前提下讨论独生子女与非独生子女之间的异同，直接给他们贴上“差异化”标签是不恰当的。因此如果单纯考察独生子女的生活满意度，城乡和家庭社会经济状况等很可能会混淆自变量和因变量之间的关系，导致“净效应”无法被直接考察。

综合以往的研究结论发现，对于大学生生活满意度的讨论离不开对于家庭资本的考察。家庭资本被认为是一种个人拥有的嵌入在家庭关系中的先赋性资源 （董金秋， 2011; 薛海平， 2017）， 对青少年的生活满意度有重要影响（Hair et al.， 2008; Joronen & Astedt， 2005; Piko & Hamvai， 2010）。本文从三种形式考察家庭资本，分别是家庭经济资本、家庭文化资本和家庭内社会资本。家庭经济资本主要指影响家庭发展的有形资产或物质资本，通常用家庭收入水平衡量 （Coleman & James， 1988）。受到政策影响，独生子女更可能出生于城市，其家庭经济状况平均好于非独生子女家庭（李银萍，庞庆军， 2007; 肖富群，风笑天， 2010）。 独生子女家庭对女孩的教育投资显著高于非独生子女家庭，这使得独生女孩和同龄男孩相比在数学成绩上有着同样的表现 （Ming & Rich， 2002），从而有助于提高其自尊感和自我掌控感，进而提高生活满意度。家庭文化资本是指家庭拥有的文化资源，一般来说它与某个文化中占主导地位的概念或符号密切相关 （J?ger， 2011）。研究中通常把父母的受教育程度作为家庭文化资本的重要指标加以关注 （Woemann， 2005）。以往研究发现，独生子女父母的文化程度明显高于非独生子女父母（王月云等， 2007）。受过良好教育的父母的教育方式能够促进孩子的心理健康，使得孩子拥有较高的自尊水平和较轻的抑郁症状 （ToniFalbo， 2011）。这些积极的状态将进而影响大学生的生活满意度。家庭内社会资本主要包括家庭内亲子关系和支持等。家庭亲密度是指家庭成员之间的情感联系，表现出维持家庭体系的倾向 （王瑞姗等， 2013），可作为衡量家庭内社会资本的重要指标。较高的家庭亲密度能带来更积极的情感体验，使人对生活做出较高的满意度评价，从而显著影响幸福感 （罗伟等， 2007; 张建人， 黄懿， 2007）。最后，由于国内外对独生子女大学生个性特征与生活满意度关系的研究还体现在对负性生活事件 （Fan et al.， 2015） 和抑郁等消极心理状态研究上，如独生子女抑郁、焦虑消极情绪 （徐丽华等， 2011）。因此，本研究将二者作为控制变量纳入分析框架中。

综上所述，以往多数针对独生子女生活满意度的实证研究都忽略了家庭因素的选择性偏差 （Selection Bias）。所谓选择性偏差，是指“干预之前干预组和控制组就在会对所研究的结果造成影响的一些方面有所不同”（Guo & Fraser， 2010）。如果将家庭因素视为一种“干预”，此前独生子女在诸多方面就可能与非独生子女存在差异了。家庭和父母因素，个体自身特征乃至学校或地域特点，都可能成为产生选择性偏差的混淆变量。例如，独生子女家庭社会经济地位高于非独生子女家庭 （王月云等， 2007），而家庭社会经济地位又和生活满意度正相关，那么忽略此类因素产生的内生性问题就会误认为因变量造成影响，从而产生偏差。传统的多元线性回归或均值分析法 （如t检验、方差分析等） 难以排除此类干扰因素的影响。倾向值匹配 （Propensity Score Matching， PSM） 的方法，在“反事实推断模型”的理论框架下，通过使用非实验数据或观测数据“控制”混淆变量，以倾向值为标准配对后的新样本上重新进行比较分析，降低混淆变量对研究结论的影响，从而满足非混淆假设 （Unconfoundedness） 进行因果推论 （胡安宁， 2012）。该方法已被广泛应用于经济学、生物学、医学和社会学等领域 （Guo & Fraser， 2010），也在发展心理学领域渐受重视 （Foster， 2010; Monahan et al.， 2011）。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

本研究运用倾向值匹配法对原有样本进行重新匹配，在新样本的基础上分析大学生独生子女与非独生子女在生活满意度上是否真正存在差异，以期更为准确地评估独生状态对大学生生活满意度的影响。本研究假设： 在原样本中，与非独生子女大学生相比，独生子女大学生的生活满意度明显更好。如果与混淆变量（家庭背景因素和个体其他特征） 倾向值匹配的非独生子女大学生样本对比，两者之间在生活满意度上将不存在显著差异。

2研究方法

2.1研究对象

选取参与某高校公选课的1972名大一学生，以班级为单位进行集体施测，共回收有效问卷1953份 （剔除未认真作答的19份问卷结果） ，有效回收率为99.04%。其中男生385人，女生1568人，平均年龄为19.34，标准差为0.82。之所以选用新生调查样本，是为了避免大学生在大学期间发展的异质性对生活满意度的影响差异。

2.2研究工具

2.2.1总体生活满意度量表

采用Diener等人（1985）编制的生活满意度量表 （Satisfaction With Life Scale， SWLS） 进行测量。该量表包括“我的生活大多接近我的理想”“我的生活条件很好”等五个题目，并采用7点计分形式 （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，表示对目前的生活越满意。该量表在国内外应用广泛（邱林，郑雪，2005; Pavot & Diener， 1993），在中国大学生群体中具有较高的信度和效度 （熊承清，许远理， 2009）。本研究中该量表的内部一致性信度为0.86。

2.2.2家庭亲密度量表

采用Moos和Moos （1981）编制，费立鹏等人 （1999） 修订的家庭环境量表中文版 （Family Environment Scale-Chinese Version， FES-CV） 的亲密性分量表对家庭内社会资本进行测量。该量表共九个题目，采用2点计分（是，否），得分越高，表示家庭环境亲密度越高。此分量表中文版在大学生群体中具有较高的信度和效度 （陶金花等， 2015）。本研究中该量表内部一致性信度为 0.85。

2.2.3负性生活事件量表

采用刘贤臣等人（1997） 编制的青少年生活事件量表 （Adolescents SelfRating Life Events Check List，ASLEC） 进行测量，该量表共27个条目，六个维度，分别是人际关系、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应及其他，包括“受人歧视冷遇”“升学压力”“家庭内部有矛盾”等题目。若所述事件未发生过，计0分，若发生过，则按照影响程度的不同计1～5分，分数越高表示影响程度越严重。本研究中该量表内部一致性信度为0.79。

2.2.4抑郁水平量表

采用Radloff （1977）編制，陈祉妍等人（2009）修订的流调中心抑郁量表（The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale， CES-D） 对个体一周内的抑郁程度进行测量。该量表共有20个条目，其中4、8、12、16为反向计分。采用4 点计分，0表示“偶尔或无发生”，1表示“有时发生”，2表示“经常发生”，3则表示“持续发生”，得分越高表示抑郁程度越高。本研究中该量表内部一致性信度为0.81。

2.3数据统计与分析

Rosenbaum和Rubin于1983年提出利用倾向得分匹配方法来消除混杂因素所致的偏差 （Rosenbaum & Rubin， 1983）。该方法随后被广泛应用于医药、经济、政策评价研究等领域，成为因果推断实证研究中最常用的方法 （刘凤芹，马慧，2009）。因此本研究使用倾向值匹配法作为随机分配的替代策略，用来减少混淆变量对结果的影响，提高因果推论的准确性（胡安宁， 2012）。该方法将“独生”视为分类条件 （卢珂， 2016），独生子女和非独生子女大学生分别作为“对照组”和“控制组”。当控制性别、年龄、家庭年收入、父母受教育年限时，个体被随机分配到对照组和控制组的概率相等。随后将两组进行匹配，计算平均处理效应（average treatment effect on the treated， ATT）（吕小康， 2013; Rubin， 2005）。

首先，通过Logistic回归计算出独生子女生活满意度的倾向值分数，然后根据对照组 （独生子女） 中个案的倾向值分数（Pi），在控制组 （非独生子女） 中挑选出与之倾向值最为接近的一个个案（Pj）。其中要求对照组个案的倾向值分数与控制组中的任一倾向值分数之差的绝对值不能超过倾向值标准差的0.25倍，否则该控制组个案将被删除并进行下一轮匹配。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，将匹配好的一对个案从总体样本中做不放回的抽出，循环往复。这样，被抽出的个案就组成了一个新样本。在此基础上，两个样本组在各类变量的分布上基本一致，降低数据的选择性偏差，抵消对照组与试验组之间由于协变量的不均衡对估计效应的干扰（吕小康， 2013）。

最后，本研究在新样本的基础上分析独生子女与非独生子女大学生的生活满意度是否“真正”存在差异。3研究结果

3.1描述性分析

在未进行样本匹配之前，本研究中大学生的总体生活满意度为20.72分，独生子女的生活满意度高于非独生子女的生活满意度，分别为21.64和 19.77分（p<0.01）。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

家庭资本方面，独生子女的家庭年收入对数值为10.93，高于非独生子女家庭的10.37。独生子女父亲和母亲平均受教育年限分别为11.10年和12.54年，比非独生子女父母亲分别高出0.94年和3.66年。独生子女家庭亲密度得分为7.87，显著高于非独生子女家庭。独生子女在家庭资本的三个指标上均好于非独生子女家庭，具有显著差异。

3.2样本匹配的必要性

如表2所示，是否为独生子女受到了性别、年龄、家庭收入、父母亲受教育年限、家庭亲密度等因素的显著影响。男性为独生子女的几率是女性的1.91倍 （e^0.65=1.91）;年龄每增加1岁，独生子女的几率降低19.2% （1-e^-0.213=0.192）。家庭年收入的对数每增加1个单位，独生子女的几率相应提高19.3% （e^0.176-1=0.193）。 母亲受教育年限每增加一年，独生子女的几率相应提高28% （e^0.247-1=0.28）。可见，若不进行样本匹配，独生子女与非独生子女生活满意度的差异将受到这些因素的干扰，降低回归分析的可信度。

3.3平衡性检验

为进一步确定倾向值匹配方法的有效性，本研究对匹配前后的样本进行了平衡性检验。通过平衡性检验 （Balancing Test） 是应用倾向值匹配首先要满足的前提条件，该检验主要考察匹配是否能平衡相关混淆变量的分布，要求“处理组”和“控制组”的混淆变量在匹配后不存在系统差异 （Caliendo & Kopeinig， 2005）。倾向值匹配后，样本的Pseudo R²从17.9%降低到0.7%，LR统计量从484.55 （p<0.001）降低到10.41 （p=0.26），平均偏差从32.10降低到6.10。具体变量的平衡性检验如表3所示：各控制变量的标准偏差均有大幅度的降低，且均控制到了10%以内。说明经过倾向值匹配后，混淆變量几乎不能再对处理效应提供新的信息，独生子女与非独生子女在性别、年龄、家庭年收入和父母受教育水平方面的分布更加均衡，总体的平衡检验因此可以通过。并且，对匹配后的样本进行回归分析发现，独生子女与非独生子女在性别、年龄、家庭年收入和父母受教育水平之间的差异不再显著。可见，倾向值匹配很好地控制了混淆因素对回归分析的影响，提高了研究结论的可靠性。

通过倾向值匹配，本研究抽取样本数量为1320个，样本保留比例较高。通过回归分析，未发现独生子女与非独生子女大学生在生活满意度上存在显著差异。因此，本文的研究假设得到了验证。

4讨论

目前已有文献对于独生子女生活满意度的研究有着不一致的结论，本研究利用高校新生的调查数据再次验证独生子女和非独生子女在生活满意度上是否有显著差异，为深层次理解大学生的生活满意度提供了经验证据。统计分析表明，虽然原始样本数据中独生子女大学生比非独生子女大学生有更高的生活满意度得分，但是通过倾向值匹配处理内生性偏差后发现，独生子女和非独生子女大学生在总评生活满意度上并没有显著差异。正如风笑天所指出的，大学独生子女的研究偏差不仅仅来自大学生独生子女和非独生子女之间的差异，也可能来自独生子女和非独生子女内部的差异 （风笑天，2002）。因此，以往相冲突的研究结论既可能是样本选择的差异性导致的，也可能是研究方法的偏误造成的（王晓焘，风笑天， 2012）。

具体而言，研究发现在样本匹配之前，较之独生子女，非独生子女在家庭资本和生活满意度上都处于明显劣势，这与以往研究结论一致（Shao et al.， 2013）。然而在倾向值匹配后的样本中，独生子女和非独生子女大学生在生活满意度上的差异不再明显。这在一定程度上验证了研究的推测，即原始样本中独生与非独生子女大学生在生活满意度上出现的差异的确存在选择性偏差。正是由于非独生子女家庭在家庭经济地位、父母受教育水平、家庭亲密度等方面原本就处于相对劣势，才导致非独生子女大学生生活满意度得分较低。可见以往的研究往往忽略了此类因素带来的内生性问题，从而夸大了独生子女变量带来的直接影响。这提示我们，不能将独生与非独生子女大学生的生活满意度差异简单归咎于独生与否，而是有必要细致探究和分析家庭资本等深层次因素，以采取更有针对性的措施来促进独生和非独生子女大学生的心理健康。随着“后独生子女”时代的到来，比起对独生子女或非独生子女的关注，我们更应当重视对家庭亲密度低以及家庭社会经济地位较低的大学生的心理支持;家长在重视家庭社会经济地位提升的同时，也应当探索良好的亲子交流方式，维持健康的家庭结构，促进家庭关系融洽和谐。

研究所使用的倾向值匹配方法借鉴实验设计思路，通过对处理组和控制组中样本的逐一匹配，达到随机分配效果。为有效控制干扰因素的影响，有效检验“独生子女”变量对于生活满意度影响的真实效应提供了分析工具（卢珂， 2016）。这为以后研究中可能遇到的选择性偏差问题提供了可借鉴的处理方法，以获得更为准确有效的变量分析结果。

本研究也存在一些不足。首先，由于问卷调查设计的局限，难免遗漏一些关键背景变量，如个体城乡属性和自尊水平等。这些未被调查的因素可能使得目前倾向值匹配结果存在一定程度上的偏差。其次，选取的是大学生样本，研究结果能否推广到更广泛的人群中还有待考证。最后，对于家庭社会资本，只考查了以家庭亲密度为核心的家庭内部社会资本在独生子女和非独生子女大学生中的差异，未对家庭外社会资本予以考察。未来需要针对以上问题进一步探讨。

5结论

（1） 在倾向值匹配之前，相对于非独生子女大学生，独生子女大学生在家庭经济地位、父母受教育水平和家庭亲密度方面有明显优势，生活满意度上得分显著较高。

（2） 经过倾向值匹配后，样本选择性偏误降低，独生子女与非独生子女大学生在生活满意度的差异不再显著。结果表明独生子女和非独生子女大学生生活满意度差异存在一定的选择性偏差，因此不能完全归咎于独生与否，而应当重视家庭资本的影响。这有助于纠正人们对于独生子女的刻板印象，减少社会对独生子女或非独生子女的差异化区分。002B2DC9-E665-442D-966D-F5C969633CF1

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

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（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