楊 雪，謝 雷

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130012）

一、引言

長(zhǎng)期以來，我國(guó)面臨著低生育水平、人口老齡化和人口性別比上升等人口問題。我國(guó)總和生育率從1992 年起近30 年里一直低于更替水平；我國(guó)從1997 年起進(jìn)入老齡化社會(huì)，65 歲及以上人口比重逐年上升，到2020年達(dá)到13.5%；人口性別比以2010年第六次全國(guó)人口普查到2019年20-24歲人口性別比為例，除2013-2014年性別比下降外，總體上呈上升態(tài)勢(shì)，2019年達(dá)到114.61，而10-14歲和15-19歲的性別比高達(dá)119.10和118.39。為了防止跌入低生育率陷阱和應(yīng)對(duì)老齡化程度加深及婚姻擠壓等社會(huì)問題，我國(guó)于2013年和2015年相繼出臺(tái)了“單獨(dú)二孩”和“全面二孩”政策，但是人口出生數(shù)并沒有出現(xiàn)如預(yù)期的“井噴式”增長(zhǎng)。［1］我國(guó)人口出生人數(shù)從2015 年到2021 年分別為：1 655 萬、1 786 萬、1 723 萬、1 523 萬、1 465 萬、1 202.11 萬和1 062 萬，2016 年和2017 年兩年有小幅度上升，隨后又下降，2021年人口出生率僅為7.52‰，創(chuàng)下歷史新低。“二孩政策”發(fā)揮了短期效用并產(chǎn)生生育堆積現(xiàn)象，但是長(zhǎng)期效果有限則成為很多學(xué)者的共識(shí)。［2］2021年5月31日，我國(guó)開始實(shí)施一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女政策并出臺(tái)配套支持措施。在外部制度性因素對(duì)促進(jìn)生育作用有限的情況下，從個(gè)人和家庭的角度來思考如何提高生育水平應(yīng)該得到更多的重視。我國(guó)在對(duì)生育政策進(jìn)行調(diào)整的過程中應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮創(chuàng)造良好婚育環(huán)境對(duì)促進(jìn)生育的作用，以應(yīng)對(duì)少子化問題。［3］

關(guān)于生育問題的研究，學(xué)者尤其關(guān)注生育意愿和生育行為的影響因素。主觀感受會(huì)影響個(gè)體的生育意愿和生育行為，已有文獻(xiàn)研究了主觀幸福感、公共服務(wù)滿意度、公共教育滿意度等方面對(duì)生育的影響，［4-6］但是從主觀幸福感和婚姻滿意度的角度進(jìn)行探究還鮮有涉及。青年不僅是社會(huì)發(fā)展進(jìn)步的中堅(jiān)力量和活力之源，其生育狀況往往代表了整個(gè)社會(huì)的生育力，青年人的生育意愿及其變化對(duì)生育率的影響至關(guān)重要。［7］基于此，本文嘗試從個(gè)人因素與家庭因素相結(jié)合的角度分析其對(duì)青年生育安排的影響，以豐富主觀感受與生育關(guān)系的研究；同時(shí)也有助于在時(shí)代變遷和觀念轉(zhuǎn)變的背景下思考如何從家庭內(nèi)部促進(jìn)生育。

生育意愿作為判斷生育行為的超前變量，能夠直接影響生育行為，［8］但意愿與行為之間也存在著悖離的事實(shí)。［9］基于生育意愿和生育行為的定義及已有研究成果，本文構(gòu)建了生育安排的概念，以減少生育行為與生育意愿之間的偏差。生育安排是指?jìng)€(gè)人根據(jù)當(dāng)前生育子女?dāng)?shù)量，有計(jì)劃地實(shí)現(xiàn)生育意愿的過程，既包括當(dāng)前實(shí)際生育子女?dāng)?shù)量，也包括生育意愿在未來轉(zhuǎn)化為實(shí)際生育的子女?dāng)?shù)量，并根據(jù)定義計(jì)算生育安排指數(shù)，用來測(cè)度生育安排。

二、文獻(xiàn)綜述與相關(guān)理論

國(guó)外關(guān)于主觀感受影響生育意愿和行為的研究相對(duì)較早。近20年來主觀幸福感與生育行為相關(guān)性研究的數(shù)量迅速增加。［10-11］Perelli-Harris 研究了俄羅斯居民的主觀幸福感對(duì)于生育行為的影響，發(fā)現(xiàn)幸福感會(huì)顯著正向影響人們的生育意愿和實(shí)際生育子女?dāng)?shù)量。［10］Billari 根據(jù)歐洲社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)幸福程度越高的個(gè)人更愿意生育子女。［12］Parr 利用澳大利亞數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了生活滿意度和夫妻關(guān)系對(duì)生育行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不論男性和女性，前一期的生活滿意度都會(huì)顯著提升其2年后的生育水平，婚姻和同居關(guān)系帶來的生活滿意度也能夠起到促進(jìn)生育的作用。［13］

作為一個(gè)影響生育意愿的重要因素，初為人父母的體驗(yàn)和經(jīng)歷會(huì)顯著地影響父母的生育意愿和是否選擇再生育更多的孩子。［14］相關(guān)學(xué)者研究得到的結(jié)論為：生育第一個(gè)孩子后主觀幸福感的減少會(huì)顯著降低父母未來的生育意愿和生育更多孩子的可能性。［14-16］在此基礎(chǔ)上，Aassve 等利用英國(guó)的數(shù)據(jù)，將夫妻雙方的主觀幸福感都納入離散時(shí)間事件史模型，發(fā)現(xiàn)不論是男性還是女性，相較于都處于中等幸福程度的夫妻，具有更高程度幸福感的夫妻兩人生育第一個(gè)孩子的風(fēng)險(xiǎn)比例更高，而且這種正向的促進(jìn)作用對(duì)女性的效果更顯著。［17］

西方人口學(xué)者對(duì)主觀幸福感與生育行為關(guān)系的研究有一個(gè)相對(duì)清晰的理論發(fā)展脈絡(luò)。主觀幸福感作為效用的代理變量，可以將主觀幸福感與生育行為的關(guān)系納入經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析框架中。Leibenstein的邊際孩子合理選擇理論認(rèn)為生育子女能夠給父母帶來幸福感和養(yǎng)老保障等效用，同時(shí)也存在養(yǎng)育子女的成本。生育行為是父母在比較“孩子成本-收益”后做出的理性選擇，如果邊際收益大于邊際成本，父母會(huì)選擇生育更多的子女，相反則不再生育。［18］

Becker 在Leibenstein 研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建了孩子數(shù)量-質(zhì)量替代理論，其中孩子被看作是耐用消費(fèi)品，在收入有限的情況下，父母通過組合消費(fèi)其他商品和生育子女使得家庭效用最大化。隨著父母的收入逐漸提高，他們會(huì)更加追求孩子的質(zhì)量而減少生育子女的數(shù)量，對(duì)孩子數(shù)量產(chǎn)生替代效應(yīng)。［19］Becker和Tomes進(jìn)一步分析了孩子數(shù)量和質(zhì)量之間的關(guān)系，孩子作為父母的消費(fèi)品，他們帶給父母的直接效用是父母選擇生育更多子女的主要?jiǎng)訖C(jī)。［20］

社會(huì)心理學(xué)相關(guān)理論認(rèn)為生育行為會(huì)受到心理因素的影響。Ajzen的計(jì)劃行為理論認(rèn)為人們的生育行為主要受到三個(gè)方面的影響：主觀生育行為態(tài)度，指?jìng)€(gè)人對(duì)待生育行為積極或消極評(píng)價(jià)的程度；生育行為的主觀規(guī)范，指?jìng)€(gè)人在執(zhí)行生育行為時(shí)感受到來自家庭和社會(huì)的壓力；生育的潛在行為控制，指?jìng)€(gè)人對(duì)促進(jìn)或阻礙生育行為因素的感知程度。其中，個(gè)人對(duì)待生育行為的觀念和評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)共同決定了其對(duì)生育行為所持有的態(tài)度，不同的生育觀念會(huì)產(chǎn)生積極和消極的兩種生育行為態(tài)度。對(duì)生育行為有積極態(tài)度并期望從生育行為中獲得幸福感的人，他們擁有更強(qiáng)的生育意愿并最終轉(zhuǎn)化為更多的實(shí)際生育子女?dāng)?shù)。［21］

在此基礎(chǔ)上，McDonald 的理性選擇理論將生育子女的收益定義為不容易量化的內(nèi)在幸福感受，而成本可以用金錢進(jìn)行量化。如果人們期望生育孩子的獲得感大于在經(jīng)濟(jì)上的花費(fèi)，人們就會(huì)選擇繼續(xù)生育。因而可以通過提高生育孩子的價(jià)值閾值或者降低生育成本來提高生育水平。［22］

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)主觀感受與生育意愿關(guān)系進(jìn)行了研究，朱明寶和楊云彥、向栩等研究了主觀幸福感對(duì)居民生育意愿的影響，結(jié)果都表明主觀幸福感的提升有助于增強(qiáng)居民的生育意愿。［4］［23］魏煒等進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)主觀幸福感和公共教育滿意度均正向顯著影響居民的二孩生育意愿，［6］梁城城和王鵬考察了公共服務(wù)滿意度對(duì)居民生育意愿和二胎意愿的影響，也得到類似的結(jié)論。［5］

婚姻的滿意度是個(gè)人主觀感受的一部分，婚姻滿意程度對(duì)個(gè)人的主觀幸福感和生育行為產(chǎn)生影響也在理論上得到論證。Cook和Kenny的行動(dòng)者-對(duì)象效應(yīng)理論認(rèn)為婚姻中的一方如果對(duì)婚姻感到不滿，她或他會(huì)責(zé)難其配偶進(jìn)而給對(duì)方帶來負(fù)面情緒；反之，擁有幸?；橐龅囊环綍?huì)給其配偶提供支持和鼓勵(lì)，因而能夠提升其配偶的幸福感。［24］

Thornton 的婚姻穩(wěn)定理論認(rèn)為婚姻關(guān)系不穩(wěn)定使得夫妻交流的頻率降低，抑制了生育孩子的可能性。［25］Waite和Lillard認(rèn)為孩子是婚姻中最大的投資品，對(duì)婚姻滿意度評(píng)價(jià)不高的夫妻不愿意承擔(dān)離婚后單獨(dú)撫養(yǎng)孩子的風(fēng)險(xiǎn)，因此他們選擇推遲或者不生育。［26］Rijken 和Liefbroer 認(rèn)為高質(zhì)量的婚姻關(guān)系能夠給養(yǎng)育孩子提供一個(gè)最為有利的環(huán)境進(jìn)而促進(jìn)生育，但也存在婚姻質(zhì)量不高的夫妻寄希望于通過生育孩子來改善他們夫妻關(guān)系的可能性。Rijken和Liefbroer的研究認(rèn)為婚姻質(zhì)量較差或較好都會(huì)降低生育孩子的可能性，［27］婚姻質(zhì)量為中等水平的女性生育第一個(gè)孩子的可能性最大，而中等和高質(zhì)量婚姻的男性最可能生育第二個(gè)孩子。［28］

基于以上分析，本文提出兩個(gè)理論假設(shè)：

假設(shè)1：主觀幸福感越強(qiáng)的人期望從生育子女中獲得的收益越大，其更愿意生育子女并最終轉(zhuǎn)化為更多的生育安排。

假設(shè)2：婚姻滿意度越強(qiáng)的夫妻，彼此交流的增加和情感的穩(wěn)定能夠創(chuàng)造良好的育兒環(huán)境，起到促進(jìn)生育安排的作用。

除了主觀因素會(huì)影響生育以外，很多客觀因素也會(huì)對(duì)生育產(chǎn)生影響。女性的受教育程度是否會(huì)影響生育意愿和生育行為，學(xué)者們的觀點(diǎn)并不一致。楊雪和徐嘉樹認(rèn)為受教育程度越高的人初婚年齡也越高，女性的生育行為會(huì)受到受教育程度的阻礙作用；［29］何秀玲和林麗梅研究發(fā)現(xiàn)受教育水平對(duì)二孩生育意愿具有負(fù)向的影響；［30］而張樨樨和崔玉倩、趙夢(mèng)晗研究發(fā)現(xiàn)高人力資本女性具有更高的生育意愿，但轉(zhuǎn)化為實(shí)際生育行為的過程中所受到的約束更多。［31-32］獨(dú)生屬性也會(huì)顯著影響生育意愿。［33］關(guān)于是否購(gòu)買保險(xiǎn)對(duì)生育意愿的作用，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合、養(yǎng)老保險(xiǎn)都會(huì)對(duì)生育意愿產(chǎn)生擠出效應(yīng)，與農(nóng)村居民相比，社會(huì)養(yǎng)老保障對(duì)城市居民傳統(tǒng)生育偏好的削弱效應(yīng)更強(qiáng)。［34］收入水平是影響生育意愿重要且根本的因素，［30］收入對(duì)于生育的影響也是國(guó)內(nèi)外學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)，相關(guān)研究所得結(jié)論多為：隨著收入的提高，生育意愿呈現(xiàn)先下降后上升的“U”形曲線關(guān)系。［35］隨著越來越多的年輕人結(jié)婚意愿的降低，初婚年齡的推遲不僅會(huì)顯著降低青年人的生育意愿，而且對(duì)中國(guó)生育水平的影響也會(huì)不斷增大。［36-37］

通過對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)已有研究多從個(gè)人的主觀幸福感影響生育意愿和生育行為的角度展開，實(shí)證研究的結(jié)果都表明主觀幸福感的提升能夠顯著提高人們的生育意愿和實(shí)際生育子女?dāng)?shù)，公共教育滿意度和公共服務(wù)滿意度的提升也會(huì)顯著增加個(gè)人的二孩生育意愿。而影響生育的重要因素之一是夫妻關(guān)系的和諧程度和對(duì)配偶及婚姻的滿意程度，因?yàn)樯优欠蚱迌蓚€(gè)人共同做出的重大家庭決定。［14］［17］婚姻滿意度不僅會(huì)影響個(gè)人的主觀幸福感，同樣也會(huì)影響生育。綜上所述，本文將從兩個(gè)方面來推進(jìn)主觀感受與生育關(guān)系的研究：首先，在個(gè)人主觀幸福感影響生育的基礎(chǔ)上，加入婚姻滿意度這一家庭因素；其次，在生育意愿和生育行為作為被解釋變量的基礎(chǔ)上構(gòu)建生育安排指數(shù)，以降低生育意愿和生育行為之間的偏離程度。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

由于生育安排指數(shù)是連續(xù)型變量，因而采用普通最小二乘回歸模型（OLS模型）進(jìn)行估計(jì)。構(gòu)建模型如下：

其中，下標(biāo)i代表每個(gè)青年樣本，F(xiàn)ertility_arrange為生育安排指數(shù)，Happiness表示主觀幸福感，Marital_satis表示婚姻滿意度，Xi為控制變量，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1和β2分別是兩個(gè)核心自變量的回歸系數(shù)，δ為控制變量對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)構(gòu)成的向量。

進(jìn)一步研究中，對(duì)因變量進(jìn)行重新賦值，“二孩生育安排”賦值為1，“無二孩生育安排”賦值為0；同理，對(duì)“三孩生育安排”進(jìn)行同樣的處理。因此，生育安排指數(shù)被轉(zhuǎn)變?yōu)槎诸愖兞?，建立二元邏輯斯蒂回歸模型（Binary Logistic模型）：

其中，pi表示當(dāng)代青年i擁有二孩生育安排或三孩生育安排的概率，其余變量與公式（1）中的含義相同。

（二）數(shù)據(jù)及變量

1.數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源為中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2017），該調(diào)查覆蓋全國(guó)28個(gè)省、市、自治區(qū)，抽樣方案采用多階分層PPS 隨機(jī)抽樣，其中家庭問卷模塊為本研究提供了關(guān)鍵的解釋變量。根據(jù)研究?jī)?nèi)容，需要對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下預(yù)處理：首先選取回答了婚姻滿意度問題的在婚樣本，包括初婚有配偶、再婚有配偶、分居未離婚三種情況，總數(shù)為3 093 個(gè)，其中初婚有配偶占比為96.44%；第二，由于研究對(duì)象為當(dāng)代青年，選取男性年齡為20-45歲及女性年齡為20-40歲的樣本①男性樣本的年齡比女性樣本年齡大5 歲是參照Aassve 等人的做法，他們的研究中，男性和女性的取樣年齡分別為16-50 歲和16-45歲。［17］；第三，剔除掉變量中取值缺失的樣本，獲得研究使用的樣本量為812個(gè)。

2.因變量

因變量為生育安排，根據(jù)宋健和阿里米熱·阿里木的相關(guān)研究結(jié)論，生育意愿與生育行為的無偏離比例為85.45%②宋健和阿里米熱·阿里木采用權(quán)威的代表性數(shù)據(jù)，得到生育意愿與生育行為無偏離的育齡女性在樣本中所占比例為85.45%，本文進(jìn)行簡(jiǎn)化處理，取無偏離比例為0.85，且將男性的無偏離比同樣算作0.85。，［38］生育安排指數(shù)的計(jì)算公式如下：

其中，F(xiàn)ertility_arrange為生育安排指數(shù)，F(xiàn)ertility_behavior表示生育行為，用實(shí)際生育子女?dāng)?shù)測(cè)度，F(xiàn)ertility_desire為生育意愿。實(shí)際生育子女?dāng)?shù)代表受訪者當(dāng)前的生育狀況，將生育意愿超過實(shí)際生育子女?dāng)?shù)的正偏向度乘以無偏離比例來表示未來能夠?qū)崿F(xiàn)的生育子女?dāng)?shù)，兩者相加得到生育安排指數(shù)。若實(shí)際生育子女?dāng)?shù)大于生育意愿數(shù)，得到負(fù)偏向度，則將其重新賦值為0，得到生育安排指數(shù)等于實(shí)際生育子女?dāng)?shù)；若實(shí)際生育子女?dāng)?shù)等于生育意愿數(shù)，同樣得到生育安排指數(shù)等于實(shí)際生育子女?dāng)?shù)。

構(gòu)建生育安排指數(shù)的內(nèi)涵在于：對(duì)實(shí)際生育子女?dāng)?shù)不同，但生育意愿相同的個(gè)體進(jìn)行區(qū)分和排序。例如，生育意愿都為2但是實(shí)際生育子女?dāng)?shù)分別為0、1和2的三種樣本，其生育安排指數(shù)分別為1.7、1.85和2，通過生育安排指數(shù)值的大小排序就能夠區(qū)分生育意愿相同但是實(shí)現(xiàn)生育意愿的差異，生育安排指數(shù)的值越大，表示越接近生育意愿。

其中，生育意愿變量來源于問題“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個(gè)孩子？”填寫的欄目中區(qū)分了希望有幾個(gè)兒子和希望有幾個(gè)女兒，將兩個(gè)欄目進(jìn)行加總得到生育意愿的總個(gè)數(shù)，受訪者回答的取值范圍從0到10不等，考慮實(shí)際生育6個(gè)孩子的樣本及回答6以上的樣本量非常少，因此采用縮尾處理，將回答超過6的樣本都替換成6。

3.核心自變量

核心自變量為主觀幸福感和婚姻滿意度，分別從如下兩個(gè)問題中獲得：“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”和“總的來說，您對(duì)您的婚姻生活感到滿意嗎？”取值范圍都是從1到5，取值1分別表示“非常不幸?！焙汀胺浅２粷M意”，取值5分別表示“非常幸?！焙汀胺浅M意”。

由于CGSS2017 年的數(shù)據(jù)中包含了主觀幸福感和婚姻滿意度相關(guān)的問題，本文選取主觀幸福感的兩個(gè)關(guān)聯(lián)變量，分別為對(duì)未來的信心程度和與家人相處的愉快程度，來自問題：您對(duì)以下觀點(diǎn)的同意程度如何？——“社會(huì)給人們提供的出路會(huì)越來越多”“和家人在一起，我感到特別愉快”。由于家務(wù)分工是影響婚姻滿意度的重要方面，將做家務(wù)頻率作為婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)變量，其中，做家務(wù)頻率來源于問題：下列家務(wù)事，您多長(zhǎng)時(shí)間會(huì)做一次？下列家務(wù)事，您配偶多長(zhǎng)時(shí)間會(huì)做一次？——“做晚飯”“洗衣服”。選取男性樣本的本人做家務(wù)頻率和女性樣本的配偶做家務(wù)頻率來構(gòu)建男性做家務(wù)頻率變量；同理，采用女性樣本的本人做家務(wù)頻率和男性樣本的配偶做家務(wù)頻率來構(gòu)建女性做家務(wù)頻率變量。

4.控制變量

控制變量包括：年齡、性別、受教育程度、初婚年齡、自評(píng)健康、兄弟姐妹數(shù)量、家庭收入、家庭成員數(shù)、養(yǎng)老保險(xiǎn)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。生育安排指數(shù)的平均值為1.83，低于更替水平，青年的生育安排情況并不樂觀，主觀幸福感和婚姻滿意度的均值分別為3.95 和4.07，青年的主觀幸福感和婚姻滿意度處于較高水平。對(duì)未來的信心程度和與家人相處的愉快程度的均值分別為4.42和4.94，都在有點(diǎn)同意和同意之間。男性做晚飯頻率介于約一個(gè)月一次到約一周一次之間，洗衣服頻率接近一個(gè)月一次；女性做晚飯頻率和洗衣服頻率都處于一周數(shù)次到幾乎每天之間，顯著高于男性做家務(wù)頻率。年齡的均值為34.72歲。男性人數(shù)略多于女性，占比為51%。平均受教育程度介于初中到高中之間，平均初婚年齡為24.35歲。自評(píng)健康狀況較好，均值為0.72，處于接近比較健康的水平。擁有兄弟姐妹數(shù)量的平均值為1.55。家庭成員數(shù)的均值為3.52個(gè)。參保了養(yǎng)老保險(xiǎn)的樣本比例非常高，其中政策性的醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)都算作是擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)，參保率達(dá)到71%。對(duì)家庭收入進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，這里不再進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在進(jìn)行回歸分析之前，首先對(duì)各個(gè)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示平均方差膨脹因子（Mean VIF）的值為1.56，其中主觀幸福感和婚姻滿意度的VIF 值分別為1.32 和1.26，遠(yuǎn)小于10，表明兩個(gè)關(guān)鍵自變量之間不存在多重共線性問題。［39］表2 為多重共線性的檢驗(yàn)結(jié)果。另外，為了處理橫截面數(shù)據(jù)中普遍存在的異方差問題，本文在以下所有的回歸模型中都采用計(jì)算異方差-穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。

表2 多重共線性檢驗(yàn)

表3顯示的是使用OLS 模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，檢驗(yàn)了主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)生育安排的影響。模型1 為只加入了控制變量的簡(jiǎn)化模型。模型2 和模型3 是在模型1 的基礎(chǔ)上分別加入了主觀幸福感和婚姻滿意度的回歸結(jié)果，模型4是同時(shí)加入主觀幸福感和婚姻滿意度的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，主觀幸福感和婚姻滿意度分別在1%和5%的顯著性水平上正向影響生育安排。當(dāng)模型4中同時(shí)加入兩個(gè)核心自變量時(shí)，主觀幸福感在5%的顯著性水平上為正，婚姻滿意度在10%的顯著性水平上為正。結(jié)果表明了青年的主觀幸福感和婚姻滿意程度越高，生育安排指數(shù)越大，假設(shè)1 和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 主觀幸福感與婚姻滿意度對(duì)生育安排的OLS回歸結(jié)果

控制變量中，受訪者年齡在1%的顯著性水平上正向影響生育安排，表明年齡因素會(huì)對(duì)生育安排指數(shù)形成累積效應(yīng)，年齡越大的青年，其生育安排指數(shù)越大；受教育程度的提高會(huì)顯著負(fù)向影響生育安排，受教育程度的提高意味著在校時(shí)間的延長(zhǎng)并推遲了青年的初婚年齡，同時(shí)生育觀念的轉(zhuǎn)變也會(huì)對(duì)生育安排產(chǎn)生負(fù)向影響；模型1 到模型4 中，初婚年齡都在5%的顯著性水平上負(fù)向影響生育安排，隨著初婚年齡的增加，青年的生育安排指數(shù)越小，這與陽義南得到的初婚年齡負(fù)向影響生育意愿的結(jié)論類似；［36］自評(píng)健康狀況較好的青年，預(yù)期年老時(shí)依靠子女照顧的可能性更小，因此其生育安排指數(shù)較低，這與朱明寶和楊云彥得到的結(jié)論類似；［4］兄弟姐妹數(shù)量越多的青年生育安排指數(shù)越大，表明在成長(zhǎng)過程中有兄弟姐妹陪伴的青年進(jìn)入生育旺盛期也會(huì)愿意生育更多的子女；家庭收入至少在15%的顯著性水平上增加了青年的生育安排指數(shù)，表明經(jīng)濟(jì)狀況越好的家庭，生養(yǎng)子女的壓力越小，更加有能力進(jìn)行生育安排；由于家庭成員數(shù)越多的家庭能夠給予有生育安排的青年更多的支持，家庭成員數(shù)在1%的顯著性水平上正向影響生育安排；養(yǎng)老保險(xiǎn)至少在15%的顯著性水平上負(fù)向影響生育安排，擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)降低人們對(duì)于子女的依賴程度，因此會(huì)對(duì)生育安排產(chǎn)生擠出效應(yīng)，這與之前的研究結(jié)論相同；［34］男性對(duì)生育安排產(chǎn)生負(fù)向影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

表4顯示的是主觀幸福感和婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)變量對(duì)生育安排的影響。模型5和模型6是在模型1 的基礎(chǔ)上分別加入男性做家務(wù)頻率和女性做家務(wù)頻率的回歸結(jié)果。模型7 和模型8 是在模型5和模型6的基礎(chǔ)上加入主觀幸福感關(guān)聯(lián)變量的回歸結(jié)果。結(jié)果表明對(duì)未來的信心程度在1%的顯著性水平上正向影響青年的生育安排，與家人相處的愉快程度正向影響生育安排，統(tǒng)計(jì)上不顯著?；橐鰸M意度的關(guān)聯(lián)變量表現(xiàn)為，當(dāng)代男青年做晚飯的頻率越高，其生育安排指數(shù)越大，洗衣服的頻率對(duì)生育安排的影響方向相反。女性做家務(wù)頻率對(duì)促進(jìn)生育安排的作用不顯著。丈夫分擔(dān)家務(wù)和更多地參與家務(wù)勞動(dòng)能夠顯著提高婚姻滿意度，［40］進(jìn)而起到促進(jìn)生育的作用。洗衣服頻率的降低能夠顯著正向影響男青年的生育安排，表明借助于洗衣機(jī)或送洗衣店來減輕家務(wù)勞動(dòng)能夠提高其生育安排指數(shù)。

表4 主觀幸福感和婚姻滿意度關(guān)聯(lián)變量對(duì)生育安排的OLS回歸結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

本文將樣本根據(jù)性別、是否接受高等教育和年齡組進(jìn)行分組回歸分析，表5 呈現(xiàn)了異質(zhì)性分析的結(jié)果。

表5 異質(zhì)性分析

1.不同性別的回歸結(jié)果

男性和女性在影響生育的因素上可能存在不同，因此進(jìn)一步分析了主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)不同性別生育安排的異質(zhì)性。結(jié)果顯示主觀幸福感在5%的顯著性水平上正向影響女性的生育安排，婚姻滿意度在15%的顯著性水平上正向影響男性的生育安排?？赡芘c男性更多地承擔(dān)了養(yǎng)育家庭的責(zé)任、女性更多地承擔(dān)了養(yǎng)育孩子的責(zé)任有關(guān)，即“男主外，女主內(nèi)”。相比于男性，養(yǎng)育孩子會(huì)分散女性更多的精力，婚姻滿意度對(duì)女性生育安排的影響就沒有那么明顯了，而從養(yǎng)育孩子中獲得快樂感受會(huì)促進(jìn)女性的生育安排。與女性相比，由于同子女相處時(shí)間相對(duì)較少，從婚姻和家庭中獲得滿足感對(duì)于男性的生育安排作用更明顯。

2.不同受教育程度回歸結(jié)果

是否接受高等教育對(duì)青年的生育觀念會(huì)產(chǎn)生重要的影響，因此將學(xué)歷為大專及以上的青年歸為接受高等教育組，將學(xué)歷為高中及以下的青年歸為未接受高等教育組。分組回歸結(jié)果顯示主觀幸福感和婚姻滿意度都在15%的顯著性水平上正向影響了接受過高等教育青年的生育安排，而對(duì)未接受過高等教育青年生育安排的作用不顯著。

3.不同年齡組回歸結(jié)果

由于不同年齡組青年生育安排的影響因素可能會(huì)不同，因此根據(jù)受訪者的年齡大小，將樣本分為20-34 歲和35-45 歲兩組，分別為低年齡組和高年齡組。結(jié)果顯示低年齡組中主觀幸福感和婚姻滿意度分別在1%和10%的顯著性水平上正向影響生育安排；在高年齡組中主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)生育安排的影響都變得不顯著?？赡艿脑蚴窃谀贻p的夫妻中夫妻之間的婚姻美滿對(duì)于生育所起到的作用明顯，而當(dāng)夫妻在過了35 歲以后，已經(jīng)生育了一個(gè)或者多個(gè)孩子，夫妻之間的精力更多地放在養(yǎng)育孩子上，婚姻滿意度對(duì)生育安排的影響變得不再顯著。

（四）進(jìn)一步分析

進(jìn)一步考察主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)二孩生育安排和三孩生育安排的影響。首先對(duì)生育安排指數(shù)進(jìn)行重新賦值。以二孩生育安排為例，生育意愿為2 但實(shí)際生育子女?dāng)?shù)分別為0 和1 的兩個(gè)樣本，其生育安排指數(shù)分別為1.7 和1.85。由于實(shí)際生育子女?dāng)?shù)為0 的樣本，可能在其生育一個(gè)子女后面臨諸多養(yǎng)育孩子的成本而不愿意生育更多的子女，生育安排指數(shù)為1.85的青年其生育二孩的可能性要顯著大于生育安排指數(shù)為1.7的青年。二孩生育安排與二孩生育意愿的差異在于臨界值的取值不同，二孩生育意愿是將生育意愿大于等于2 的樣本都定義為有二孩生育意愿，二孩生育安排則包括已經(jīng)生育一個(gè)子女且生育意愿為兩個(gè)及以上的樣本以及實(shí)際生育兩個(gè)或更多子女的樣本，因此將生育安排指數(shù)大于等于1.85 的樣本都定義為有二孩生育安排，并將其賦值為1，其余樣本賦值為0，表示無二孩生育安排。同理，將生育安排指數(shù)大于等于2.85的樣本賦值為1，其余樣本賦值為0，1表示有三孩生育安排，0表示無三孩生育安排。

表6是采用Logit和Probit模型分別檢驗(yàn)主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)二孩生育安排和三孩生育安排的影響。結(jié)果顯示主觀幸福感在1%的顯著性水平上增加了青年二孩生育安排的概率，這與主觀幸福感顯著增加二孩生育意愿概率的結(jié)論相同；［6］但是主觀幸福感對(duì)三孩生育安排的影響不再顯著，婚姻滿意度至少在15%的顯著性水平上提高了當(dāng)代青年三孩生育安排的可能性。青年家庭在做出三孩生育安排時(shí)，意味著家庭養(yǎng)育孩子的負(fù)擔(dān)加重，婚姻滿意度較高的青年夫妻實(shí)現(xiàn)三孩生育安排的可能性更大。

表6 主觀幸福感、婚姻滿意度對(duì)二孩和三孩生育安排的影響

五、結(jié)論與討論

2015年以來我國(guó)相繼出臺(tái)了“全面二孩”“三孩”生育政策，以期鼓勵(lì)生育和提高生育率。本文在主觀幸福感影響生育的框架下納入婚姻滿意度這一關(guān)鍵變量，試圖從個(gè)人和家庭的視角來解讀主觀感受對(duì)生育的影響。利用CGSS2017年數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建生育安排指數(shù)，研究了主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)當(dāng)代青年生育安排的影響。最終得到以下主要結(jié)論：

第一，主觀幸福感和婚姻滿意度顯著提高了青年的生育安排指數(shù)，表明個(gè)人和家庭主觀感受的增強(qiáng)能夠提高青年的生育水平，進(jìn)而促進(jìn)生育。其中，對(duì)未來的信心程度對(duì)促進(jìn)生育發(fā)揮的作用明顯，男性做家務(wù)頻率的增加能夠顯著提高生育安排指數(shù)，男青年積極參與家務(wù)勞動(dòng)能夠促進(jìn)婚姻滿意度進(jìn)而對(duì)生育安排起到促進(jìn)作用。

第二，主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)青年的生育安排影響存在異質(zhì)性。具體而言，主觀幸福感對(duì)促進(jìn)女性、接受過高等教育、低年齡組青年生育的作用明顯，婚姻滿意度能夠顯著提高男性、接受過高等教育、低年齡組青年的生育安排。

第三，進(jìn)一步研究主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)二孩生育安排和三孩生育安排的影響，結(jié)果顯示主觀幸福感會(huì)顯著提高青年的二孩生育安排指數(shù)，婚姻滿意度對(duì)促進(jìn)三孩生育安排的作用顯著。

根據(jù)以上研究結(jié)論對(duì)政府和個(gè)人的啟示有兩點(diǎn)：第一，政府應(yīng)該重視主觀幸福感和婚姻滿意度對(duì)促進(jìn)青年生育安排的作用，進(jìn)一步改善民生和提高當(dāng)代青年的幸福感和獲得感。首先，應(yīng)減輕當(dāng)代青年的生活壓力，尤其是增強(qiáng)青年對(duì)未來生活的信心程度，出臺(tái)針對(duì)青年的生育福利政策，如針對(duì)青年購(gòu)買首套房降息等優(yōu)惠政策，完善職場(chǎng)準(zhǔn)入制度，降低女青年對(duì)生育行為影響職業(yè)發(fā)展的擔(dān)憂；其次，應(yīng)充分發(fā)揮婚姻滿意度對(duì)低年齡段青年生育安排的促進(jìn)作用，加強(qiáng)對(duì)青年的婚戀觀塑造，引導(dǎo)青年學(xué)生形成正確的婚姻價(jià)值觀念。第二，制定針對(duì)男性相關(guān)的陪產(chǎn)假制度，充分發(fā)揮男性在生育和養(yǎng)育孩子過程中的陪護(hù)作用，鼓勵(lì)男性回歸家庭并積極主動(dòng)參與家務(wù)活動(dòng)，強(qiáng)化男性養(yǎng)育子女的責(zé)任意識(shí)，減輕女性的育兒壓力進(jìn)而提高其在生養(yǎng)過程中的獲得感和幸福感，增加夫妻婚姻滿意度和性別平等感受，構(gòu)建以家庭和諧幸福為主導(dǎo)的新型家庭文化，進(jìn)而促進(jìn)生育水平提高。

未來的研究展望：由于性格特征與主觀幸福感和生育都存在相關(guān)性，限于數(shù)據(jù)庫(kù)中沒有個(gè)人性格特征的相關(guān)問題，未來的研究可以加入個(gè)人的性格特征等變量展開進(jìn)一步的研究。