主觀幸福感、婚姻滿意度與當代青年的生育安排

楊 雪，謝 雷

（吉林大學 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

長期以來，我國面臨著低生育水平、人口老齡化和人口性別比上升等人口問題。我國總和生育率從1992 年起近30 年里一直低于更替水平；我國從1997 年起進入老齡化社會，65 歲及以上人口比重逐年上升，到2020年達到13.5%；人口性別比以2010年第六次全國人口普查到2019年20-24歲人口性別比為例，除2013-2014年性別比下降外，總體上呈上升態勢，2019年達到114.61，而10-14歲和15-19歲的性別比高達119.10和118.39。為了防止跌入低生育率陷阱和應對老齡化程度加深及婚姻擠壓等社會問題，我國于2013年和2015年相繼出臺了“單獨二孩”和“全面二孩”政策，但是人口出生數并沒有出現如預期的“井噴式”增長。［1］我國人口出生人數從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‰，創下歷史新低。“二孩政策”發揮了短期效用并產生生育堆積現象，但是長期效果有限則成為很多學者的共識。［2］2021年5月31日，我國開始實施一對夫妻可以生育三個子女政策并出臺配套支持措施。在外部制度性因素對促進生育作用有限的情況下，從個人和家庭的角度來思考如何提高生育水平應該得到更多的重視。我國在對生育政策進行調整的過程中應當充分發揮創造良好婚育環境對促進生育的作用，以應對少子化問題。［3］

關于生育問題的研究，學者尤其關注生育意愿和生育行為的影響因素。主觀感受會影響個體的生育意愿和生育行為，已有文獻研究了主觀幸福感、公共服務滿意度、公共教育滿意度等方面對生育的影響，［4-6］但是從主觀幸福感和婚姻滿意度的角度進行探究還鮮有涉及。青年不僅是社會發展進步的中堅力量和活力之源，其生育狀況往往代表了整個社會的生育力，青年人的生育意愿及其變化對生育率的影響至關重要。［7］基于此，本文嘗試從個人因素與家庭因素相結合的角度分析其對青年生育安排的影響，以豐富主觀感受與生育關系的研究；同時也有助于在時代變遷和觀念轉變的背景下思考如何從家庭內部促進生育。

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。［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。生育安排是指個人根據當前生育子女數量，有計劃地實現生育意愿的過程，既包括當前實際生育子女數量，也包括生育意愿在未來轉化為實際生育的子女數量，并根據定義計算生育安排指數，用來測度生育安排。

二、文獻綜述與相關理論

國外關于主觀感受影響生育意愿和行為的研究相對較早。近20年來主觀幸福感與生育行為相關性研究的數量迅速增加。［10-11］Perelli-Harris 研究了俄羅斯居民的主觀幸福感對于生育行為的影響，發現幸福感會顯著正向影響人們的生育意愿和實際生育子女數量。［10］Billari 根據歐洲社會調查數據，研究發現幸福程度越高的個人更愿意生育子女。［12］Parr 利用澳大利亞數據檢驗了生活滿意度和夫妻關系對生育行為的影響，結果發現不論男性和女性，前一期的生活滿意度都會顯著提升其2年后的生育水平，婚姻和同居關系帶來的生活滿意度也能夠起到促進生育的作用。［13］

作為一個影響生育意愿的重要因素，初為人父母的體驗和經歷會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］相關學者研究得到的結論為：生育第一個孩子后主觀幸福感的減少會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］在此基礎上，Aassve 等利用英國的數據，將夫妻雙方的主觀幸福感都納入離散時間事件史模型，發現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孩子的風險比例更高，而且這種正向的促進作用對女性的效果更顯著。［17］

西方人口學者對主觀幸福感與生育行為關系的研究有一個相對清晰的理論發展脈絡。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系納入經濟學的分析框架中。Leibenstein的邊際孩子合理選擇理論認為生育子女能夠給父母帶來幸福感和養老保障等效用，同時也存在養育子女的成本。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 研究的基礎上構建了孩子數量-質量替代理論，其中孩子被看作是耐用消費品，在收入有限的情況下，父母通過組合消費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，他們會更加追求孩子的質量而減少生育子女的數量，對孩子數量產生替代效應。［19］Becker和Tomes進一步分析了孩子數量和質量之間的關系，孩子作為父母的消費品，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動機。［20］

社會心理學相關理論認為生育行為會受到心理因素的影響。Ajzen的計劃行為理論認為人們的生育行為主要受到三個方面的影響：主觀生育行為態度，指個人對待生育行為積極或消極評價的程度；生育行為的主觀規范，指個人在執行生育行為時感受到來自家庭和社會的壓力；生育的潛在行為控制，指個人對促進或阻礙生育行為因素的感知程度。其中，個人對待生育行為的觀念和評價標準共同決定了其對生育行為所持有的態度，不同的生育觀念會產生積極和消極的兩種生育行為態度。對生育行為有積極態度并期望從生育行為中獲得幸福感的人，他們擁有更強的生育意愿并最終轉化為更多的實際生育子女數。［21］

在此基礎上，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在幸福感受，而成本可以用金錢進行量化。如果人們期望生育孩子的獲得感大于在經濟上的花費，人們就會選擇繼續生育。因而可以通過提高生育孩子的價值閾值或者降低生育成本來提高生育水平。［22］

國內學者對主觀感受與生育意愿關系進行了研究，朱明寶和楊云彥、向栩等研究了主觀幸福感對居民生育意愿的影響，結果都表明主觀幸福感的提升有助于增強居民的生育意愿。［4］［23］魏煒等進一步研究發現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滿意度對居民生育意愿和二胎意愿的影響，也得到類似的結論。［5］

婚姻的滿意度是個人主觀感受的一部分，婚姻滿意程度對個人的主觀幸福感和生育行為產生影響也在理論上得到論證。Cook和Kenny的行動者-對象效應理論認為婚姻中的一方如果對婚姻感到不滿，她或他會責難其配偶進而給對方帶來負面情緒；反之，擁有幸福婚姻的一方會給其配偶提供支持和鼓勵，因而能夠提升其配偶的幸福感。［24］

Thornton 的婚姻穩定理論認為婚姻關系不穩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認為孩子是婚姻中最大的投資品，對婚姻滿意度評價不高的夫妻不愿意承擔離婚后單獨撫養孩子的風險，因此他們選擇推遲或者不生育。［26］Rijken 和Liefbroer 認為高質量的婚姻關系能夠給養育孩子提供一個最為有利的環境進而促進生育，但也存在婚姻質量不高的夫妻寄希望于通過生育孩子來改善他們夫妻關系的可能性。Rijken和Liefbroer的研究認為婚姻質量較差或較好都會降低生育孩子的可能性，［27］婚姻質量為中等水平的女性生育第一個孩子的可能性最大，而中等和高質量婚姻的男性最可能生育第二個孩子。［28］

基于以上分析，本文提出兩個理論假設：

假設1：主觀幸福感越強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化為更多的生育安排。

假設2：婚姻滿意度越強的夫妻，彼此交流的增加和情感的穩定能夠創造良好的育兒環境，起到促進生育安排的作用。

除了主觀因素會影響生育以外，很多客觀因素也會對生育產生影響。女性的受教育程度是否會影響生育意愿和生育行為，學者們的觀點并不一致。楊雪和徐嘉樹認為受教育程度越高的人初婚年齡也越高，女性的生育行為會受到受教育程度的阻礙作用；［29］何秀玲和林麗梅研究發現受教育水平對二孩生育意愿具有負向的影響；［30］而張樨樨和崔玉倩、趙夢晗研究發現高人力資本女性具有更高的生育意愿，但轉化為實際生育行為的過程中所受到的約束更多。［31-32］獨生屬性也會顯著影響生育意愿。［33］關于是否購買保險對生育意愿的作用，相關研究發現新農合、養老保險都會對生育意愿產生擠出效應，與農村居民相比，社會養老保障對城市居民傳統生育偏好的削弱效應更強。［34］收入水平是影響生育意愿重要且根本的因素，［30］收入對于生育的影響也是國內外學者們關注的重點，相關研究所得結論多為：隨著收入的提高，生育意愿呈現先下降后上升的“U”形曲線關系。［35］隨著越來越多的年輕人結婚意愿的降低，初婚年齡的推遲不僅會顯著降低青年人的生育意愿，而且對中國生育水平的影響也會不斷增大。［36-37］

通過對相關文獻梳理發現已有研究多從個人的主觀幸福感影響生育意愿和生育行為的角度展開，實證研究的結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際生育子女數，公共教育滿意度和公共服務滿意度的提升也會顯著增加個人的二孩生育意愿。而影響生育的重要因素之一是夫妻關系的和諧程度和對配偶及婚姻的滿意程度，因為生育子女是夫妻兩個人共同做出的重大家庭決定。［14］［17］婚姻滿意度不僅會影響個人的主觀幸福感，同樣也會影響生育。綜上所述，本文將從兩個方面來推進主觀感受與生育關系的研究：首先，在個人主觀幸福感影響生育的基礎上，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上構建生育安排指數，以降低生育意愿和生育行為之間的偏離程度。

三、模型設定與數據來源

（一）模型設定

由于生育安排指數是連續型變量，因而采用普通最小二乘回歸模型（OLS模型）進行估計。構建模型如下：

其中，下標i代表每個青年樣本，Fertility_arrange為生育安排指數，Happiness表示主觀幸福感，Marital_satis表示婚姻滿意度，Xi為控制變量，μi為隨機誤差項，β0為常數項，β1和β2分別是兩個核心自變量的回歸系數，δ為控制變量對應的回歸系數構成的向量。

進一步研究中，對因變量進行重新賦值，“二孩生育安排”賦值為1，“無二孩生育安排”賦值為0；同理，對“三孩生育安排”進行同樣的處理。因此，生育安排指數被轉變為二分類變量，建立二元邏輯斯蒂回歸模型（Binary Logistic模型）：

其中，pi表示當代青年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）數據及變量

1.數據來源

本文的數據來源為中國綜合社會調查（CGSS2017），該調查覆蓋全國28個省、市、自治區，抽樣方案采用多階分層PPS 隨機抽樣，其中家庭問卷模塊為本研究提供了關鍵的解釋變量。根據研究內容，需要對原始數據進行如下預處理：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，總數為3 093 個，其中初婚有配偶占比為96.44%；第二，由于研究對象為當代青年，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。

2.因變量

因變量為生育安排，根據宋健和阿里米熱·阿里木的相關研究結論，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·阿里木采用權威的代表性數據，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%，本文進行簡化處理，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］生育安排指數的計算公式如下：

其中，Fertility_arrange為生育安排指數，Fertility_behavior表示生育行為，用實際生育子女數測度，Fertility_desire為生育意愿。實際生育子女數代表受訪者當前的生育狀況，將生育意愿超過實際生育子女數的正偏向度乘以無偏離比例來表示未來能夠實現的生育子女數，兩者相加得到生育安排指數。若實際生育子女數大于生育意愿數，得到負偏向度，則將其重新賦值為0，得到生育安排指數等于實際生育子女數；若實際生育子女數等于生育意愿數，同樣得到生育安排指數等于實際生育子女數。

構建生育安排指數的內涵在于：對實際生育子女數不同，但生育意愿相同的個體進行區分和排序。例如，生育意愿都為2但是實際生育子女數分別為0、1和2的三種樣本，其生育安排指數分別為1.7、1.85和2，通過生育安排指數值的大小排序就能夠區分生育意愿相同但是實現生育意愿的差異，生育安排指數的值越大，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，您希望有幾個孩子？”填寫的欄目中區分了希望有幾個兒子和希望有幾個女兒，將兩個欄目進行加總得到生育意愿的總個數，受訪者回答的取值范圍從0到10不等，考慮實際生育6個孩子的樣本及回答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“非常不幸福”和“非常不滿意”，取值5分別表示“非常幸福”和“非常滿意”。

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

4.控制變量

控制變量包括：年齡、性別、受教育程度、初婚年齡、自評健康、兄弟姐妹數量、家庭收入、家庭成員數、養老保險。

四、實證分析

（一）描述性統計

表1為變量的描述性統計分析。生育安排指數的平均值為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，都在有點同意和同意之間。男性做晚飯頻率介于約一個月一次到約一周一次之間，洗衣服頻率接近一個月一次；女性做晚飯頻率和洗衣服頻率都處于一周數次到幾乎每天之間，顯著高于男性做家務頻率。年齡的均值為34.72歲。男性人數略多于女性，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。擁有兄弟姐妹數量的平均值為1.55。家庭成員數的均值為3.52個。參保了養老保險的樣本比例非常高，其中政策性的醫療保險和商業性醫療保險都算作是擁有養老保險，參保率達到71%。對家庭收入進行了取對數處理，這里不再進行描述性統計分析。

表1 主要變量的描述性統計

（二）基準回歸結果

在進行回歸分析之前，首先對各個自變量進行多重共線性檢驗。結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，遠小于10，表明兩個關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結果。另外，為了處理橫截面數據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算異方差-穩健標準誤來進行統計推斷。

表2 多重共線性檢驗

表3顯示的是使用OLS 模型進行基準回歸的結果，檢驗了主觀幸福感和婚姻滿意度對生育安排的影響。模型1 為只加入了控制變量的簡化模型。模型2 和模型3 是在模型1 的基礎上分別加入了主觀幸福感和婚姻滿意度的回歸結果，模型4是同時加入主觀幸福感和婚姻滿意度的回歸結果。結果顯示，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。當模型4中同時加入兩個核心自變量時，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，生育安排指數越大，假設1 和假設2得到驗證。

表3 主觀幸福感與婚姻滿意度對生育安排的OLS回歸結果

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，表明年齡因素會對生育安排指數形成累積效應，年齡越大的青年，其生育安排指數越大；受教育程度的提高會顯著負向影響生育安排，受教育程度的提高意味著在校時間的延長并推遲了青年的初婚年齡，同時生育觀念的轉變也會對生育安排產生負向影響；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越小，這與陽義南得到的初婚年齡負向影響生育意愿的結論類似；［36］自評健康狀況較好的青年，預期年老時依靠子女照顧的可能性更小，因此其生育安排指數較低，這與朱明寶和楊云彥得到的結論類似；［4］兄弟姐妹數量越多的青年生育安排指數越大，表明在成長過程中有兄弟姐妹陪伴的青年進入生育旺盛期也會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，表明經濟狀況越好的家庭，生養子女的壓力越小，更加有能力進行生育安排；由于家庭成員數越多的家庭能夠給予有生育安排的青年更多的支持，家庭成員數在1%的顯著性水平上正向影響生育安排；養老保險至少在15%的顯著性水平上負向影響生育安排，擁有養老保險會降低人們對于子女的依賴程度，因此會對生育安排產生擠出效應，這與之前的研究結論相同；［34］男性對生育安排產生負向影響，但在統計上不顯著。

表4顯示的是主觀幸福感和婚姻滿意度的關聯變量對生育安排的影響。模型5和模型6是在模型1 的基礎上分別加入男性做家務頻率和女性做家務頻率的回歸結果。模型7 和模型8 是在模型5和模型6的基礎上加入主觀幸福感關聯變量的回歸結果。結果表明對未來的信心程度在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，統計上不顯著。婚姻滿意度的關聯變量表現為，當代男青年做晚飯的頻率越高，其生育安排指數越大，洗衣服的頻率對生育安排的影響方向相反。女性做家務頻率對促進生育安排的作用不顯著。丈夫分擔家務和更多地參與家務勞動能夠顯著提高婚姻滿意度，［40］進而起到促進生育的作用。洗衣服頻率的降低能夠顯著正向影響男青年的生育安排，表明借助于洗衣機或送洗衣店來減輕家務勞動能夠提高其生育安排指數。

表4 主觀幸福感和婚姻滿意度關聯變量對生育安排的OLS回歸結果

（三）異質性分析

本文將樣本根據性別、是否接受高等教育和年齡組進行分組回歸分析，表5 呈現了異質性分析的結果。

表5 異質性分析

1.不同性別的回歸結果

男性和女性在影響生育的因素上可能存在不同，因此進一步分析了主觀幸福感和婚姻滿意度對不同性別生育安排的異質性。結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。可能與男性更多地承擔了養育家庭的責任、女性更多地承擔了養育孩子的責任有關，即“男主外，女主內”。相比于男性，養育孩子會分散女性更多的精力，婚姻滿意度對女性生育安排的影響就沒有那么明顯了，而從養育孩子中獲得快樂感受會促進女性的生育安排。與女性相比，由于同子女相處時間相對較少，從婚姻和家庭中獲得滿足感對于男性的生育安排作用更明顯。

2.不同受教育程度回歸結果

是否接受高等教育對青年的生育觀念會產生重要的影響，因此將學歷為大專及以上的青年歸為接受高等教育組，將學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.不同年齡組回歸結果

由于不同年齡組青年生育安排的影響因素可能會不同，因此根據受訪者的年齡大小，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生育安排的影響都變得不顯著。可能的原因是在年輕的夫妻中夫妻之間的婚姻美滿對于生育所起到的作用明顯，而當夫妻在過了35 歲以后，已經生育了一個或者多個孩子，夫妻之間的精力更多地放在養育孩子上，婚姻滿意度對生育安排的影響變得不再顯著。

（四）進一步分析

進一步考察主觀幸福感和婚姻滿意度對二孩生育安排和三孩生育安排的影響。首先對生育安排指數進行重新賦值。以二孩生育安排為例，生育意愿為2 但實際生育子女數分別為0 和1 的兩個樣本，其生育安排指數分別為1.7 和1.85。由于實際生育子女數為0 的樣本，可能在其生育一個子女后面臨諸多養育孩子的成本而不愿意生育更多的子女，生育安排指數為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生育一個子女且生育意愿為兩個及以上的樣本以及實際生育兩個或更多子女的樣本，因此將生育安排指數大于等于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模型分別檢驗主觀幸福感和婚姻滿意度對二孩生育安排和三孩生育安排的影響。結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論相同；［6］但是主觀幸福感對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，意味著家庭養育孩子的負擔加重，婚姻滿意度較高的青年夫妻實現三孩生育安排的可能性更大。

表6 主觀幸福感、婚姻滿意度對二孩和三孩生育安排的影響

五、結論與討論

2015年以來我國相繼出臺了“全面二孩”“三孩”生育政策，以期鼓勵生育和提高生育率。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鍵變量，試圖從個人和家庭的視角來解讀主觀感受對生育的影響。利用CGSS2017年數據，通過構建生育安排指數，研究了主觀幸福感和婚姻滿意度對當代青年生育安排的影響。最終得到以下主要結論：

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，表明個人和家庭主觀感受的增強能夠提高青年的生育水平，進而促進生育。其中，對未來的信心程度對促進生育發揮的作用明顯，男性做家務頻率的增加能夠顯著提高生育安排指數，男青年積極參與家務勞動能夠促進婚姻滿意度進而對生育安排起到促進作用。

第二，主觀幸福感和婚姻滿意度對青年的生育安排影響存在異質性。具體而言，主觀幸福感對促進女性、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，進一步研究主觀幸福感和婚姻滿意度對二孩生育安排和三孩生育安排的影響，結果顯示主觀幸福感會顯著提高青年的二孩生育安排指數，婚姻滿意度對促進三孩生育安排的作用顯著。

根據以上研究結論對政府和個人的啟示有兩點：第一，政府應該重視主觀幸福感和婚姻滿意度對促進青年生育安排的作用，進一步改善民生和提高當代青年的幸福感和獲得感。首先，應減輕當代青年的生活壓力，尤其是增強青年對未來生活的信心程度，出臺針對青年的生育福利政策，如針對青年購買首套房降息等優惠政策，完善職場準入制度，降低女青年對生育行為影響職業發展的擔憂；其次，應充分發揮婚姻滿意度對低年齡段青年生育安排的促進作用，加強對青年的婚戀觀塑造，引導青年學生形成正確的婚姻價值觀念。第二，制定針對男性相關的陪產假制度，充分發揮男性在生育和養育孩子過程中的陪護作用，鼓勵男性回歸家庭并積極主動參與家務活動，強化男性養育子女的責任意識，減輕女性的育兒壓力進而提高其在生養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，構建以家庭和諧幸福為主導的新型家庭文化，進而促進生育水平提高。

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性，限于數據庫中沒有個人性格特征的相關問題，未來的研究可以加入個人的性格特征等變量展開進一步的研究。