生育的幸福效應(yīng)

摘" 要：生育的幸福效應(yīng)是理解低生育率社會中個體生育決策的一個重要維度。

利用中國家庭追蹤調(diào)查2010—2018年數(shù)據(jù)，考察孩子出生前后父母幸福感軌跡。研究發(fā)現(xiàn)，個人在主觀幸福感方面對生育事件有積極的預(yù)期收益，主觀幸福感在生育事件發(fā)生的當(dāng)年達到頂峰，然后隨著時間的推移逐漸下降。生育事件前后的主觀幸福感軌跡表明，生育事件對個人的心理和生活感知有積極的促進作用，同時也證實了適應(yīng)效應(yīng)的存在。就業(yè)性質(zhì)對生育的幸福效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，并且存在顯著的性別差異，表明當(dāng)父親和母親的工作允許他們有更多時間照顧孩子時，他們都會增加親子互動和溝通并從中獲得更高水平的幸福感。生育的這種幸福效應(yīng)具有超經(jīng)濟性，并借助個人的生育決策筑成低生育率的底部。

關(guān)鍵詞：主觀幸福感；生育的幸福效應(yīng)；定點理論；母職懲罰；父職懲罰

中圖分類號：C923" 文獻標(biāo)識碼：A" 文章編號：1000-4149（2024）02-0044-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2024.00.010

收稿日期：2023-09-08；修訂日期：2024-01-24

作者簡介：張震，復(fù)旦大學(xué)人口研究所教授；馬茜，

中國移動通信集團有限公司智慧家庭運營中心。

一、引言

中國生育率在半個多世紀(jì)里完成了從高到低的轉(zhuǎn)變，并在低水平保持多年［1］。這種生育轉(zhuǎn)變后期出現(xiàn)的生育率停滯不僅出現(xiàn)在發(fā)達國家，并開始在包括中國在內(nèi)的新興經(jīng)濟體中蔓延。生育率在更替水平下的長期停滯意味著人口無法實現(xiàn)動態(tài)更替，這對人口增長與人口年齡結(jié)構(gòu)產(chǎn)生深遠的影響，造成人口老齡化、勞動力萎縮、社會福利系統(tǒng)負擔(dān)等諸多問題。因此，低生育率國家都在力圖理解低生育率的形成機制并思考積極應(yīng)對策略。

已有大量文獻從經(jīng)濟、行為、文化和政策等諸多角度對生育率變化歷程及相關(guān)因素進行了深入考察，并形成許多的解釋框架，包括生育成本—效用分析、人口轉(zhuǎn)變及第二次人口轉(zhuǎn)變理論、政策制度與文化觀念等變遷等［2-5］。這些進展無疑極大豐富了我們對不同社會背景、不同發(fā)展階段的生育率下降的認識，但是對于長期低生育率停滯，生育率下降的解釋邏輯卻力所不逮。從生育成本的角度來看，生育成本高（即“養(yǎng)不起”）是低生育率或低生育意愿的直接原因，由此衍生出諸多針對性措施，如生育津貼、延長產(chǎn)假、女性就業(yè)/晉升保障、男性參與撫育孩子等。

對此，有研究認為，收入提高刺激著個人向上社會流動的欲望，這種欲望超越了生育愿望，對生育意愿起了抑制作用，這是社會性流動造成的價值觀的改變［6］。問題在于，如果少生是個體追求向上流動時采取的較優(yōu)策略，那么不生豈不是一個更優(yōu)的策略。但事實上，

生育率并沒有隨著收入增長、女性就業(yè)率提高而持續(xù)下降，

即使是近數(shù)十年處在超低生育率水平的國家也依然維持著一定的生育率水平［7］。換言之，人們或許會因為種種原因選擇少生，但是整個社會并沒有徹底淪落到全然不生的程度，似乎有一種力量在給人類生育率“托底”，盡管不同國家生育率的底部不盡相同。所以，對于生育率停滯，我們一方面需要更多的觀察和思考，同時也需要探索新的考察角度。

研究為人父母的幸福效應(yīng)有助于理解生育決策，了解人們是否能夠?qū)崿F(xiàn)成為父母的共同愿望，并提出

幫助人們實現(xiàn)這一愿望

的政策［8-10］。人類有追求終極的、抽象的生命意義的能力和沖動，并且力求理解作為父母的角色，學(xué)習(xí)如何更好地履行這一角色［11］。為人父母能夠提供一種目的感、連貫性和意義感，在養(yǎng)育子女的過程中尋找意義可以促進個人成長和提高幸福感［12-13］。而且現(xiàn)代化進程中生育作為族群繁衍的集體功能轉(zhuǎn)變?yōu)閭€體事務(wù)，個體越來越看重生育帶來的心理和生活感知。在中國，近代以來的價值系統(tǒng)也形成了傳統(tǒng)與現(xiàn)代的“雙重本體”［14］，父母在生育態(tài)度和價值觀念上對年輕人依然具有一定影響力，但是較年輕世代確實存在家庭主義的弱化傾向，新世代更在意養(yǎng)育子女對自身的意義感和情感價值［15］。生育的幸福效應(yīng)在個體生育決策中的作用在不斷凸顯。

鑒于此，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）多期數(shù)據(jù)，在中國社會情景下，考察生育事件發(fā)生前后個體主觀幸福感的變化軌跡，并探索其對理解低生育率的意義。在此，關(guān)注以下幾個問題：一是生育事件究竟能否增進幸福感？二是生育事件對個體主觀幸福感的影響有多大，能持續(xù)多久？三是生育的幸福效應(yīng)是否因為就業(yè)等因素而存在性別差異？最后，從生育的幸福效應(yīng)探討低生育率的生成機制及其政策啟示。

二、文獻回顧

1. 生育與幸福感

進入21世紀(jì)，隨著低生育率在歐洲的蔓延，生育與幸福感之間的關(guān)系受到越來越多的關(guān)注。雖然已有很多的文獻，但仍有一些問題未形成共識，包括生育影響主觀幸福感的方向和程度、生育與主觀幸福感之間的因果關(guān)系等。例如，有研究認為，低生育率的原因之一是潛在的父母不認為擁有孩子能切實增加他們的主觀幸福感 ［9-10，16］；但是也有研究發(fā)現(xiàn)，為人父母總體上對主觀幸福感有積極影響，且可以把為人父母作為提升幸福感的一個重要手段［17-19］。

這些分歧主要源自不同的數(shù)據(jù)（是橫截面還是縱向數(shù)據(jù)）、分析策略（是否控制個體異質(zhì)性以及關(guān)鍵變量等）等，但研究中是否考察生育的幸福效應(yīng)隨時間的變化軌跡也是一個關(guān)鍵因素。早期研究大多基于截面數(shù)據(jù)，無法判斷組間的任何差異是否反映了主觀幸福感的初始差異，也沒有辦法對生命事件和主觀幸福感之間的關(guān)聯(lián)作出因果推斷［10］。隨著縱向跟蹤數(shù)據(jù)的日漸豐富，近些年的研究得以克服橫截面數(shù)據(jù)存在的選擇性問題。而且，利用跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)還能在時間維度上刻畫生育幸福效應(yīng)的變化軌跡，分析個體對生育等重要生命事件的適應(yīng)情況［18］。

對于幸福感的變化軌跡，定點理論（Set-Point Theory）認為每個人都有一個固定的幸福基準(zhǔn)點，即個人的幸福水平在短期內(nèi)可能因外部事件而波動，但最終會回歸到這個基準(zhǔn)點［20］。實證研究發(fā)現(xiàn)，根據(jù)事件性質(zhì)和個人特征的不同，個體對事件的適應(yīng)還有差異，大致分為完全適應(yīng)和部分適應(yīng)［8，18］。

在研究生命事件對個體主觀幸福感的影響時，需要考慮生命事件發(fā)生之前到之后的整個周期內(nèi)幸福感的變化軌跡。人們對未來事件的情感反應(yīng)的預(yù)測會形成預(yù)期效應(yīng)。對一些積極事件懷有的美好憧憬和想象就足以提升人們的幸福感（即使事件還未發(fā)生）［21］。有研究發(fā)現(xiàn)在生育事件發(fā)生前一年（即備孕和妊娠期），預(yù)計的生育事件對個體主觀幸福感就開始有顯著的積極影響［18］，甚至早在生育前兩至三年就能觀察到個體主觀幸福感的增加［22］。

我國有關(guān)生育與主觀幸福感研究起步較晚，相關(guān)文獻較少，更鮮有研究考察生育事件的主觀幸福感變化軌跡。

已有研究大多發(fā)現(xiàn)，生育行為有助于提高父母的主觀幸福感 ［23］，

且這種影響存在性別偏好、子女?dāng)?shù)量和年齡、時期、隊列的差異 ［24-25］。但是這些大多基于截面數(shù)據(jù)的研究難以解決生育與幸福感的影響機制中遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，也難以對生育和幸福感關(guān)系的選擇性偏差進行糾正。少量基于縱向跟蹤調(diào)查的研究，或是囿于較窄的考察窗口而未能更全面地考察二者的關(guān)系 ［24］，或是未涉及生育幸福效應(yīng)的變化軌跡 ［25］。

2. 生育與工作沖突

生育和撫養(yǎng)子女的經(jīng)歷與任何主要的生活任務(wù)類似，受到許多因素（情景/背景支持和障礙、個性特征、對養(yǎng)育子女的信念和期望等）的影響，所有這些因素都會影響父母的情感和幸福。人類生育的生物屬性和現(xiàn)代社會生產(chǎn)模式注定生育與工作之間存在時間上的重疊與沖突，因此如果父母在兼顧養(yǎng)育子女和工作方面存在困難，將會造成壓力并降低他們的生活滿意度。馬特夏克（Matysiak）等發(fā)現(xiàn)生育事件對父母主觀幸福感的影響相當(dāng)小，工作和家庭沖突的程度調(diào)節(jié)了生育事件對個體主觀幸福感的影響，而靈活的就業(yè)安排能夠減輕父母工作與家庭的沖突和壓力［26］ 。

國內(nèi)研究雖然沒有涉及就業(yè)性質(zhì)以及工作與家庭沖突、生育行為與主觀幸福感三者關(guān)系的研究，但是早期有研究表明就業(yè)性質(zhì)的不同會影響個體的主觀幸福感。就業(yè)性質(zhì)可能會對生育事件之于個體主觀幸福感的影響產(chǎn)生重要的調(diào)節(jié)作用。

在我國，體制內(nèi)外就業(yè)是一個特色概念，體制內(nèi)就業(yè)的個體工作穩(wěn)定性更高，社會福利保障更加完善，母親在生育后更容易返回工作崗位，用于育兒照料的時間也更加充分，可能在生育事件發(fā)生后，擁有相較而言更高的主觀幸福水平；而體制外就業(yè)的個體工資待遇水平可能更高，但收入和工作時間穩(wěn)定性較差，特別是靈活就業(yè)人群其社會福利保障水平可能有所不足，在生育事件發(fā)生后，母親可能更容易面臨職場上對母職身份的歧視，并容易受到母職身份帶來的工資收入增長和職業(yè)發(fā)展的限制，其用于育兒照料的時間可能也較少，從而在生育事件發(fā)生后，與體制內(nèi)就業(yè)或無業(yè)的群體相比，主觀幸福感水平更低［27］。

3. 生育、工作的性別差異

合作撫養(yǎng)被視為人類社會演化的關(guān)鍵，而父親（參與）照顧子女是合作撫養(yǎng)的基礎(chǔ)。為人父母的辛苦付出能被心理獎賞（自尊、自我效能感和父母滿意度）補償，父母都認為育兒，特別是互動式的育兒活動比其他日常活動如就業(yè)或家務(wù)更令人愉快［28］，但是男性對家庭的經(jīng)濟和財務(wù)狀況比女性承擔(dān)更多責(zé)任，在職業(yè)發(fā)展上付出的時間較多，能從育兒照料中獲得的生活滿意度溢價較少［29］，甚至比女性更頻繁地報告不滿程度［30］。父親在育兒照料中的缺位（如喪偶式帶娃）或許并非是所有父親的有意為之，而可能是反映了在社會或制度性的規(guī)范下父親身份和工作職責(zé)之間的兩難選擇。

綜上，本研究重點考察生育事件前后幸福感變化軌跡，同時還將納入就業(yè)性質(zhì)以及性別差異的視角。

三、數(shù)據(jù)與方法

1. 數(shù)據(jù)

本研究使用中國家庭追蹤調(diào)查2010年、2012年、2014年、2016年和2018年五期數(shù)據(jù)，來研究生育事件的幸福效應(yīng)。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）發(fā)起并實施的，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康變遷的追蹤數(shù)據(jù)，重點關(guān)注中國居民的經(jīng)濟活動、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的經(jīng)濟和非經(jīng)濟福利。目前CFPS追蹤調(diào)查已開展了六期，但由于2020年調(diào)查還未發(fā)布家庭經(jīng)濟庫數(shù)據(jù)，對本研究而言較為重要的家庭純收入數(shù)據(jù)無法獲知，在此僅能使用前五期數(shù)據(jù)。

2. 樣本選擇

根據(jù)研究問題，我們將分析對象限定在16—49歲處于育齡期的人群；剔除2010年生育的樣本，以避免納入左側(cè)刪除樣本；保留2010年到2018年期間僅生育一胎的樣本，以避免2010年到2018年期間多個生育胎次對幸福感前后變化造成的混淆。此外，保留偶數(shù)年份生育的樣本，主要是由于

CFPS每兩年進行一次，只有偶數(shù)年份生育的個體才能觀察到其生育前兩年、生育當(dāng)年、出生后兩年和出生后四年的主觀幸福感，而奇數(shù)年份生育的個體其生育當(dāng)年的主觀幸福感并無記錄，只能觀察到其生育一年前，生育一年后，生育三年后等的數(shù)據(jù)。因而，為保證時間虛擬變量設(shè)置間隔的均衡性和一致性，保留偶數(shù)年份生育的樣本。經(jīng)過篩選，剔除幸福感缺失、拒絕回答、不知道的樣本，和年齡、婚姻狀態(tài)、就業(yè)狀況、受教育程度、家庭純收入等關(guān)鍵變量缺失的樣本，共得到橫跨8年，38753個觀測值，其中，2010年到2018年期間有過生育行為的觀測值3258個，占比為8.41%。

3. 關(guān)鍵變量及其定義

（1） 因變量。

主觀幸福感是人們對其生活質(zhì)量的認知和評價，從定義出發(fā)，本文選擇生活滿意度來衡量個體的主觀幸福感：“您對自己生活的滿意程度？”，從很不滿意到非常滿意，1分到5分。選擇這一指標(biāo)，是因為單維度的生活滿意度被證明具有良好的信度和效度，研究中也通常使用“生活滿意度（life satisfaction）”作為與“幸福感（happiness）” 相似的指標(biāo)來衡量人們的主觀幸福感 ［18］，有研究使用“生活滿意度”和“幸福感”兩項指標(biāo)分別同時考察生育的幸福效應(yīng)，得出了一致的結(jié)論［22］。

（2） 核心自變量。

本研究的關(guān)鍵解釋變量為生育行為，主要用兩類指標(biāo)進行表示。一類是2010年到2020年期間是否生育，是為1，否為0；一類是生育前兩年、生育當(dāng)年、出生后兩年、出生后四年四個時間虛擬變量，用于體現(xiàn)生育行為的時長效應(yīng)，不僅包含預(yù)期效應(yīng)，也包含適應(yīng)效應(yīng)，如果是生育前兩年，則記為1，否記為0，如果是生育當(dāng)年，則記為1，其他記為0，以此類推。

（3） 控制變量。

由于主觀幸福感的影響因素眾多，在分析中是否能以恰當(dāng)?shù)姆绞娇刂坪靡恍╆P(guān)鍵變量會對結(jié)果造成很大影響。本研究的其他控制變量包括個體的人口學(xué)變量和社會經(jīng)濟變量。人口學(xué)變量包含性別、年齡、婚姻狀態(tài)等，社會經(jīng)濟變量包含就業(yè)情況、家庭純收入、受教育程度以及自評健康狀況。

①年齡。基于全球145個國家數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感呈現(xiàn)隨年齡先下降后上升的“U”型模式［31］。為此，我們用年齡平方作為控制變量，并在異質(zhì)性分析中對生育年齡進行分組，分別為16—22歲、23—34歲和35—49歲。

②婚姻狀況。CFPS數(shù)據(jù)中婚姻狀態(tài)分為五類，對于生育事件而言，已婚和同居都意味著在生育時有伴侶陪伴，而離異和喪偶意味著生育時缺少伴侶的陪伴。據(jù)此，將婚姻狀態(tài)合并為三類，分別是未婚為1，在婚有配偶和同居為2，離異和喪偶為3。

③就業(yè)情況。2010年和2012年問卷包括“當(dāng)前是否就業(yè)”、“不工作的原因”和“當(dāng)前是否正在上學(xué)”三個問題，后兩個問題在2014年、2016年、2018年都有信息，據(jù)此將就業(yè)狀態(tài)分為在業(yè)為1，不在業(yè)為2。

④收入方面。本文的家庭純收入變量取自CFPS家庭經(jīng)濟庫的家庭純收入綜合變量，扣除經(jīng)營性收入的生產(chǎn)成本后，只計算純收入，以更好地反映收入的流入量。由于不同年份間家庭純收入的構(gòu)成有所不同，因此CFPS生成各年份間可比的家庭純收入變量，可供面板數(shù)據(jù)使用。

⑤

受教育程度。我們將受教育程度分為小學(xué)及以下（受教育年限≤6）、初中（受教育年限7—9）、中專/高中/職高/技校（受教育年限10—12）、專科及以上（受教育年限≥15）四類。

⑥

健康狀況。與收入、教育等因素一樣，健康狀況也是影響個體主觀幸福感的重要因素之一。CFPS數(shù)據(jù)中的自評健康問題為“你認為自己身體的健康狀況如何？”，回答包括非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康五類。

（4） 調(diào)節(jié)變量。

在就業(yè)狀況與主觀幸福感的關(guān)系研究中，較少直接比較不同就業(yè)狀態(tài)人群的主觀幸福感，多探究失業(yè)對個體主觀幸福感的負面影響，以及個體對失業(yè)事件的適應(yīng)情況。我們將考察就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。在此，我們把就業(yè)性質(zhì)分為三類：

第一類為體制內(nèi)，包括政府部門/黨政機關(guān)/人民團體、事業(yè)單位、國有企業(yè);

第二類為體制外，包括私營企業(yè)/個體工商戶、外商/港澳臺商企業(yè)等其他類型;第三類為不在業(yè)。

4. 分析策略

我們使用固定效應(yīng)（fixed effects）模型來分析生育事件發(fā)生前后個體主觀幸福感的變化。

第一，如前所述，個體的主觀幸福感在很大程度上由個體個性和遺傳特征決定，這些因素大多情況下是相對穩(wěn)定的，所以在估計生育事件的幸福效應(yīng)時，

難免會存在

眾多無法觀測到的個體不隨時間變動的遺漏變量，而這些遺漏變量恰恰是研究中內(nèi)生性問題和選擇性偏差的主要來源。固定效應(yīng)模型不僅允許未被觀測的變量與任何已觀測的變量之間存在相關(guān)，還在估計方程中將不隨時間變動的觀測到的和未觀測到的變量抵消掉，同時由于模型中系數(shù)的變化主要來源于個體內(nèi)部的變化，從而能夠在一定程度上解決研究中的內(nèi)生性問題和樣本選擇性偏差。

第二，固定效應(yīng)模型幫助我們將關(guān)注的焦點集中于個體內(nèi)部主觀幸福感的變化，使我們能夠考察生育事件對個體主觀幸福感影響的預(yù)期效應(yīng)和適應(yīng)效應(yīng)。

第三，盡管我們使用的因變量“生活滿意度”為1—5分的定序變量，我們?nèi)匀辉O(shè)定其為定距變量。研究發(fā)現(xiàn)，將生活滿意度視為基數(shù)或者序數(shù)對結(jié)果相對不重要，對估計較為關(guān)鍵的反而是如何處理不隨時間變動的未觀察到的變量的影響，而且在處理有序因變量的有序logit模型中，必須單獨計算邊際效應(yīng)，以獲得解釋變量對于被解釋變量影響的估計系數(shù)，這種邊際效應(yīng)的數(shù)學(xué)公式表明，其大小對模型中其他變量的值非常敏感，相比之下，在假設(shè)基數(shù)的模型中，估計的系數(shù)等于邊際效應(yīng)，其大小與其余解釋變量所承擔(dān)的值無關(guān)，還可以輕松計算兩個相互解釋作用變量的邊際效應(yīng)，這對于識別效應(yīng)的異質(zhì)性很重要。

本研究主要使用兩個模型來探究生育事件的幸福效應(yīng)。一是以觀察期間是否生育為核心解釋變量，研究生育事件是否會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生影響，獲知生育事件幸福效應(yīng)的平均效應(yīng)；二是設(shè)置四個時間虛擬變量，分別是生育前兩年、生育當(dāng)年、出生后兩年，出生后四年，探究生育事件發(fā)生前后個體主觀幸福感的動態(tài)變化，獲知生育事件幸福效應(yīng)的時長效應(yīng)。具體模型設(shè)定如下：

Happinessit=α0+αi+βXit+θBirthit+Tt+εit（1）

Happinessit=α0+αi+βXit+θ1B-2it+θ2B0it+θ3B2it+θ4B4it+Tt+εit（2）

其中，Happinessit指的是個體i在時間t的主觀幸福感，αi是個體固定效應(yīng)，用以表示個體恒定的不隨時間變動的變量，Xit指的是模型中隨時間變化的控制變量，如婚姻狀況、家庭純收入等，Birthit指的是個體i在時間t是否生育。考慮到2016年是我國生育政策發(fā)生改變的重要年份，自2016年1月1日起，我國實施了全面二孩政策，家庭在一定程度上擁有了生育的選擇權(quán)，因此我們在模型中加入時間虛擬變量Tt，意為t年是否是全面二孩政策實施年。在模型（1）中，如果θ顯著，則說明生育事件是否發(fā)生會影響個體的主觀幸福感，如果不顯著，則說明生育事件的發(fā)生與個體主觀幸福感之間沒有顯著關(guān)聯(lián)。

B-2it、B0it、B2it、B4it分別代表了生育事件發(fā)生前兩年、生育事件發(fā)生當(dāng)年、生育事件發(fā)生后兩年和生育事件發(fā)生后四年的時間虛擬變量。如果θ1顯著，說明生育事件在發(fā)生前的準(zhǔn)備期內(nèi)就會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生影響，即生育事件幸福效應(yīng)的預(yù)期效應(yīng)是存在的；如果θ2顯著，但θ3以及θ4不顯著，說明盡管生育事件會影響個體的主觀幸福感，但個體會很快適應(yīng)生育事件帶來的幸福效應(yīng)；如果θ2顯著，同時θ3與θ4也顯著，且系數(shù)大小大致相近，說明個體完全不會適應(yīng)生育事件帶來的影響；如果θ2顯著，同時θ3或θ4也顯著，且系數(shù)隨時間變化而下降，說明個體對生育事件的適應(yīng)是部分適應(yīng)。

同時，由于固定效應(yīng)在估計過程中會抵消恒定的不隨時間變動的變量的影響，使得使用固定效應(yīng)模型并不能估計出性別、民族、政治面貌、城鄉(xiāng)等相對穩(wěn)定的變量的系數(shù)，因此在模型中我們也未將這些變量納入。

四、研究結(jié)果分析

1. 樣本描述

如表1所示，樣本的主觀幸福感評分為4或5的樣本占比超過了一半，說明整體幸福感水平較高。觀察期間生育樣本觀測數(shù)為3258個，占比為8.41%。從生育胎次來看，第一胎樣本占整體樣本的4.16%，占有生育樣本的49.46%；第二胎樣本占觀測數(shù)的比例為3.52%，占生育樣本觀測數(shù)的比例為41.84%；在觀察期間生育

第三胎的樣本最少。樣本的性別構(gòu)成基本平衡，平均年齡為38.46歲，自評健康狀況也較好（均值為3.45）。樣本中83.77%有伴侶，未婚人群占13.46%，平均受教育年限為8.04年。樣本中在業(yè)者占比為74.88%，其中的10.47%為體制內(nèi)就業(yè)、66.28%為體制外就業(yè)。

2. 生育事件的幸福效應(yīng)：平均效應(yīng)

就生育事件幸福效應(yīng)的平均效應(yīng)而言，生育事件發(fā)生與否對于個體主觀幸福感并無顯著影響（如表2所示）。

生育事件對個體主觀幸福感的作用存在性別差異。分性別研究發(fā)現(xiàn)，在固定效應(yīng)模型中，在觀察期間生育過的女性比未生育過的女性更幸福，生育事件本身對于女性的主觀幸福感有著積極的促進作用，生育過的女性其主觀幸福感要比未生育過的女性高2.731，在1%的水平上顯著。對于男性而言，生育未必是幸福事情［30］。這也就解釋了為什么不分性別考

察生育事件幸福效應(yīng)的平均效應(yīng)時，結(jié)果會不顯著，這是因為生育事件對女性的積極影響會被生育事件對男性的消極影響所抵消。

3. 生育事件的幸福效應(yīng)：時長效應(yīng)

（1）固定效應(yīng)回歸結(jié)果。

生育事件對個體主觀幸福感影響的預(yù)期效應(yīng)和適應(yīng)效應(yīng)同時存在，在生育事件發(fā)生當(dāng)年，個體的主觀幸福感水平達到峰值。固定效應(yīng)回歸結(jié)果顯示（見圖1），生育事件在發(fā)生的兩年前就對個體的主觀幸福感產(chǎn)生了積極影響，主觀幸福感比之前的基線水平提高了0.111（5%水平顯著）。在生育當(dāng)年，生育事件對個體主觀幸福感的影響達到最大，比基線水平高0.124（1%水平顯著）。但是出生后兩年，這種影響就不再顯著。這說明生育事件對個體主觀幸福感的影響不僅發(fā)生在生育當(dāng)年，而且發(fā)生在生育前兩年的生育準(zhǔn)備期，從而證實了生育事件幸福效應(yīng)的預(yù)期效應(yīng)。這種預(yù)期效應(yīng)并不太令人驚訝，因為生育事件是具有一定可預(yù)測性的生命事件，在事件發(fā)生之前，個體就會對未來情況產(chǎn)生預(yù)期，仿佛僅僅想到未來孩子的出生就足以令人更幸福，盡管從計劃、準(zhǔn)備到生育的過程可能需要數(shù)年時間。

生育事件對女性的主觀幸福感有著積極的促進作用，這種影響的預(yù)期效應(yīng)存在，但適應(yīng)效應(yīng)不明顯。

如圖1所示，女性的主觀幸福感在生育事件發(fā)生當(dāng)年達到峰值，生育事件發(fā)生前后水平略低。從生育事件發(fā)生兩年前到孩子出生后四年，生育事件對于女性的主觀幸福感都一直有顯著的積極影響。在生育事件發(fā)生前兩年，生育事件于女性主觀幸福感就存在顯著的正向關(guān)聯(lián)，說明生育事件對女性主觀幸福感的影響，在生育前的準(zhǔn)備期就已經(jīng)凸顯。在生育當(dāng)年，生育事件對女性主觀幸福感的影響系數(shù)最大（1%水平顯著），出生后兩年這種影響也依然存在（5%水平顯著），但系數(shù)不僅低于生育當(dāng)年，也低于生育前兩年。生育事件對女性主觀幸福感的積極影響一直持續(xù)到孩子出生后四年，盡管只在10%水平上顯著且系數(shù)低于生育孩子出生后兩年。這說明，女性對生育事件幸福效應(yīng)的適應(yīng)只有部分適應(yīng)。

生育事件對男性的主觀幸福感沒有顯著影響，甚至在生育孩子出生后四年轉(zhuǎn)為負向影響。如圖1所示，對于男性而言，無論是生育前兩年、生育當(dāng)年還是孩子出生后兩年，生育事件對男性的主觀幸福感都沒有顯著影響，甚至在孩子出生后四年，生育事件對男性主觀幸福感有顯著的負向影響。有研究也發(fā)現(xiàn)生育增進了女性的心理健康，而對于男性沒有顯著的影響［32］。拉多（Radó）的研究表明，在短期內(nèi)生育

對男性主觀幸福感會產(chǎn)生微弱的促進作用，但這作用在生育事件后一年便會消失［33］。中國語境下的研究也顯示，女性更有可能從育兒過程中獲得主觀幸福感的提升和生活滿意度的改善，而男性的主觀幸福感則會隨之而減少［29］。

（2）異質(zhì)性分析。

個體的年齡、婚姻狀態(tài)、生育胎次、子女性別等因素會在生育對個體主觀幸福感的影響大小和方向上呈現(xiàn)差異。在此，我們對這些因素進行固定效應(yīng)模型分析，受到篇幅所限，這一部分我們僅給出核心解釋變量的回歸結(jié)果，即生育前兩年、生育當(dāng)年、出生后兩年、出生后四年四個時間虛擬變量的系數(shù)和顯著性，省略控制變量的回歸結(jié)果。

首先來看生育年齡。

我們考察三個年齡組的情況，如圖2所示，23—34歲組觀察到了生育事件對個體主觀幸福感影響的預(yù)期效應(yīng)和適應(yīng)效應(yīng)，生育事件對個體主觀幸福感的影響在生育事件發(fā)生當(dāng)年達到最大，生育事件發(fā)生前兩年和孩子出生后兩年，生育事件對個體主觀幸福感的影響較弱。同時孩子出生后兩年生育事件對個體主觀幸福感的影響稍強于生育事件發(fā)生前兩年的水平，在生育孩子出生后四年，個體適應(yīng)了生育事件的影響。

對于35—49歲組，生育事件對個體主觀幸福感的影響，存在于生育孩子出生后兩年和生育孩子出生后四年，且其系數(shù)高于23—34歲組。這可能是因為較高年齡組臨近生育年齡上限，對孩子更為珍惜，從而對生育事件產(chǎn)生更多的主觀幸福感的溢價，而且，高年齡組生育的父母工作趨于穩(wěn)定、心理更為成熟，財力、時間和心理的優(yōu)勢讓他們更順利實現(xiàn)父母身份的轉(zhuǎn)換［32］。

相比而言，16—22歲組沒有觀察到生育事件會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。

其次來看婚姻狀態(tài)。

生育事件對個體主觀幸福感的積極影響只發(fā)生在已婚和同居組（見圖3）。在生育事件發(fā)生兩年前，生育事件只對已婚或同居組的主觀幸福感有著積極的促進作用，而對未婚組和離異與喪偶組的主觀幸福感沒有影響。生育事件發(fā)生當(dāng)年，對于已婚或同居組，生育事件對主觀幸福感的積極影響在10%的水平上顯著，但系數(shù)略低于生育前兩年生育事件對主觀幸福感的影響系數(shù)。對于未婚組，在生育孩子出生后兩年，生育事件對個體的主觀幸福感有消極的負面影響，但在生育孩子出生后四年，生育事件對個體主觀幸福感的影響由負轉(zhuǎn)正。

這可能是因為未婚組在生育孩子出生后

四年，個體逐漸適應(yīng)了生育事件帶來的負面影響，開始享受孩子所給他們帶來的情感陪伴。

再次來看生育胎次。

二胎生育對個體主觀幸福感有積極的促進作用（見圖4）。在生育前兩年，二胎生育對個體主觀幸福感就有顯著影響；生育事件發(fā)生當(dāng)年，個體主觀幸福感提升，但是在孩子出生后兩年，這種影響消失。一胎生育對個體主觀幸福感有積極促進作用，盡管在10%水平上不顯著，但是其系數(shù)從生育前兩年到孩子出生時略低于二胎生育，且有類似走勢。三胎生育對個體主觀幸福感沒有影響。這也與以往研究的結(jié)論相一致，即一胎和二胎生育能夠增進個體的主觀幸福感，但三胎及以上的生育對個體的主觀幸福感沒有顯著影響，或呈負向影響 ［33］。

最后來看子女性別。

在生育的幸福效應(yīng)上顯示出溫和且短暫的男孩偏好。在很多曾經(jīng)出現(xiàn)過性別選擇性流產(chǎn)的國家（如中國、印度），父母只有在孩子出生時才會獲知孩子性別，所以在這里我們不對生育前兩年的系數(shù)做解讀。從子女性別來看，在固定效應(yīng)模型中，我們發(fā)現(xiàn)，生育當(dāng)年，如果生育了男孩，則生育事件會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生積極的促進作用，且系數(shù)高于生育女孩時生育事件發(fā)生當(dāng)年的系數(shù)，說明依然存在溫和的男孩偏好。不過，這種差別在孩子出生后兩年以及四年后逐漸消失，生育男孩和女孩都對個體的主觀幸福感不再呈現(xiàn)顯著影響。

（3）穩(wěn)健性檢驗。

我們采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是改變樣本量的大小，只保留在觀測期間發(fā)生過生育事件的樣本；

二是采用面板有序Probit方法，對生育事件的幸福效應(yīng)進行估計。受到篇幅限制，我們不展示控制變量的估計結(jié)果。

首先是改變樣本量的大小。

利用不含未生育樣本的數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)回歸，結(jié)果和使用含未生育樣本的數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸結(jié)果一致（見表3）。這說明使用含未生育樣本的數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)回歸得到的結(jié)論是穩(wěn)健的，即在生育事件發(fā)生的前兩年和生育事件發(fā)生當(dāng)年，生育事件都會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生積極的影響；在孩子出生后兩年，生育事件對個體主觀幸福感的影響已不存在，說明個體會適應(yīng)生育事件帶來的影響。略有差別的是，生育事件發(fā)生前兩年的系數(shù)在未含生育樣本數(shù)據(jù)的估計值略大，而生育事件發(fā)生當(dāng)年的系數(shù)較小。

其次是使用面板有序Probit方法。

由于本研究使用的因變量生活滿意度為定序變量，為控制個體的固定效應(yīng)，以及便于解釋異質(zhì)性分析結(jié)果，在前

面研究中將因變量生活滿意度看作定距變量。在這里，我們使用面板有序Probit模型進行穩(wěn)健性檢驗。同時，受制于伴生參

數(shù)問題，面板Probit模型不存在固定效應(yīng)統(tǒng)計量，因此，在面板有序Probit模型中，我們并

沒有加入個體固定效應(yīng)進行回歸分析。

結(jié)果如表4所示，在生育事件發(fā)生前、生育事件發(fā)生當(dāng)年，生育事件對個體主觀幸福感都有積極的促進作用，面板有序Probit回歸的結(jié)果結(jié)論與固定效應(yīng)模型回歸的結(jié)果結(jié)論一致。但是面板有序Probit模型中，孩子出生后

兩年和孩子出生后四年，生育事件對個體主觀幸福感依然有積極的促進作用。

4. 就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

（1）就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用：平均效應(yīng)。

如前所述，就業(yè)性質(zhì)的不同可能會對生育事件的幸福效應(yīng)造成影響，例如生育事件對女性和男性的主觀幸福感分別產(chǎn)生正向和負向影響。我們推測這與男女的就業(yè)差異有關(guān)，所以在此進行分性別回歸，以探究不同性別背景下，就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

體制外就業(yè)會削弱女性生育的幸福效應(yīng)，而對男性生育事件的幸福效應(yīng)沒有顯著的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果如表5所示，對于女性而言，觀察期間是否生育和體制外就業(yè)的交互項系數(shù)在模型內(nèi)1%的水平上顯著，且其方向與觀察期間是否生育這一變量的方向相反，說明對于女性而言，體制外就業(yè)削弱了生育事件對女性主觀幸福感的積極促進作用。對于男性而言，我們則未觀察到就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

（2）就業(yè)性質(zhì)對生育事件幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用：時長效應(yīng)。

孩子出生后兩年，如果個體為體制外就業(yè)，則其生育事件的幸福效應(yīng)將被大大削弱，孩子出生后四年，無論個體是體制內(nèi)就業(yè)還是體制外就業(yè)，其生育事件的幸福效應(yīng)都會被削弱（見表6）。在就業(yè)性質(zhì)調(diào)節(jié)生育事件幸福效應(yīng)的模型中，孩子出生后兩年，生育事件對個體主觀幸福感呈顯著的促進作用。孩子出生后兩年與體制外就業(yè)交乘的變量在模型內(nèi)5%的水平上顯著，但其系數(shù)與孩子出生后兩年的系數(shù)相反，說明如果個體為體制外就業(yè)，生育事件對個體主觀幸福感的影響在兩年后將大大減弱，

甚至變?yōu)樨撓蛴绊憽Ｉ录l(fā)生后，生育事件對個體主觀幸福感具有顯著的積極影響，出生后四年與體制內(nèi)就業(yè)的交乘項，以及出生后四年與體制外就業(yè)的交乘項都在10%和5%水平上顯著，但系數(shù)卻與出生后四

年估計結(jié)果方向相反。說明無論是體制內(nèi)就業(yè)還是體制外就業(yè)，孩子出生后四年，生育事件對個體主觀幸福感的影響都大大削弱，但體制內(nèi)就業(yè)對生育事件幸福效應(yīng)的削弱力度略小于體制外就業(yè)。

在時長效應(yīng)方面，就業(yè)性質(zhì)對女性生育幸福效應(yīng)的削弱作用更強。女性組出生后兩年與體制外就業(yè)的交乘項、出生后四年與體制內(nèi)就業(yè)的交乘項、出生后四年與體制外就業(yè)的交乘項都有顯著影響。孩子出生后四年，生育事件對個體主觀幸福感同樣有顯著的促進作用，同時出生后四年與體制內(nèi)就業(yè)的交乘項、出生后四年與體制外就業(yè)的交乘項，其系數(shù)都與出生后四年相反。說明無論是體制內(nèi)就業(yè)還是體制外就業(yè)，生育事件對個體的主觀幸福感影響都會有所削弱。考慮到就業(yè)性質(zhì)，孩子出生后兩年，體制外就業(yè)的女性其生育事件幸福效應(yīng)的系數(shù)將由0.320下降至0.01。孩子出生后四年，體制內(nèi)就業(yè)的女性其生育事件幸福效應(yīng)的系數(shù)將由0.466下降至0.044，體制外就業(yè)的女性其生育事件幸福效應(yīng)的系數(shù)將由0.466下降至0.014。

對于男性組來說，在生育事件發(fā)生當(dāng)年，就業(yè)性質(zhì)對生育事件的幸福效應(yīng)有正向的調(diào)節(jié)作用，且體制內(nèi)就業(yè)相比于體制外就業(yè)其調(diào)節(jié)力度更大。考慮到就業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，生育事件對男性的主觀幸福感影響將為積極的促進作用，體制內(nèi)就業(yè)生育事件對個體主觀幸福感影響的系數(shù)在生育事件發(fā)生當(dāng)年為0.162，體制外就業(yè)生育事件對個體主觀幸福感影響的系數(shù)在生育事件發(fā)生當(dāng)年為0.065。

五、結(jié)論與討論

本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年到2018年的五期數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型分析生育的幸福效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，個體對生育事件的期待會對主觀幸福感產(chǎn)生積極的預(yù)期效益，主觀幸福感在生育事件發(fā)生當(dāng)年達到峰值，這說明生育本身對個體心理和生活感知都有積極的促進作用。當(dāng)個體主觀幸福水平在生育事件發(fā)生當(dāng)年達到峰值后，就開始隨時間逐漸下降，證實了適應(yīng)效應(yīng)的存在。在生育事件前后的主觀幸福感變化軌跡，也基本遵循著人們的情緒變化規(guī)律，無論是強烈的預(yù)期效益還是之后的適應(yīng)效應(yīng)。

研究還發(fā)現(xiàn)，生育的幸福效應(yīng)存在顯著的性別差異。無論是平均效應(yīng)還是時長效應(yīng)，生育事件對女性的主觀幸福感都有較長時期的積極作用，但是對男性卻有負面影響（平均效應(yīng)）或無影響（時長效應(yīng)）。而且，性別差異還反映在就業(yè)性質(zhì)對生育幸福效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用上：體制內(nèi)就業(yè)對女性生育幸福效應(yīng)的削弱力度小于體制外就業(yè)，說明體制內(nèi)女性有著較弱的生育—工作沖突。考慮就業(yè)性質(zhì)后，男性生育的幸福效應(yīng)轉(zhuǎn)為正向影響，而且體制內(nèi)就業(yè)的調(diào)節(jié)力度則要大于體制外就業(yè)。由此可見，當(dāng)工作能允許個體有更多時間用于子女照料，無論父親還是母親都能從增強親子互動和交流中獲得更高的幸福感。如果說“母職懲罰”是母親為生育而損失的就業(yè)機會、收入及相應(yīng)的社會認可，那么“父職懲罰”就是父親忙于生計而損失的生育的幸福效應(yīng)、親情及家庭認可。

生育幸福效應(yīng)的變化軌跡有助于理解為何低生育率社會中仍然有多數(shù)人愿意選擇為人父母。個體對生育幸福效應(yīng)有積極的預(yù)期效益是對“擁有孩子”抱有美好的愿望與期許，無論父母身份地位、經(jīng)濟條件、工作等，這種預(yù)期效應(yīng)以及隨之而來的幸福感峰值成為多數(shù)人選擇為人父母的重要驅(qū)動力。在個體的生育計劃中，一胎生育或許更多的是踐行為人父母的人生意義［11-12，16］，完成從個體到人父母的跨越，讓生育事件在生命歷程中都具有了超經(jīng)濟性。之后在外部條件允許的情況下會進而追求二胎生育帶來的幸福感增益。任何孩次的生育都是獨一無二的，但是從為人父母的意義上來說，從0到1與從1到n的差別就像“無中生有”與“錦上添花”

的差別。正是個體對生育的生命意義和幸福效用的追求筑起了低生育率的底部。

本研究發(fā)現(xiàn)有如下幾方面的政策啟示：

首先，生育促進政策的優(yōu)先目標(biāo)應(yīng)該是保住生育率的底部，繼而才是二孩、多孩生育的鼓勵。但目前有很多社會經(jīng)濟因素在侵蝕這最起碼的生育需求，例如房價高企、病態(tài)加班等。其次，要加強夫妻雙方合作撫養(yǎng)的制度和環(huán)境建設(shè)，重視男性的積極作用。我國三孩政策出臺后，女性生育產(chǎn)假大幅延長，而男性產(chǎn)假幾乎保持不變，結(jié)果就是提高了用人單位對女性的雇傭要求，進而加劇了女性工作—家庭沖突。此外，我國需要規(guī)范勞動力市場，為合作撫養(yǎng)模式創(chuàng)造條件。就業(yè)的體制內(nèi)外差別主要體現(xiàn)在是否有穩(wěn)定的工作和作息時間，這影響到能否合理安排工作與育兒照料。最后，提倡多樣化的工作方式，促進夫妻的合作撫養(yǎng)，如彈性工作時間或線上辦公等。簡言之，通過重新煥發(fā)人類演化中形成的合作撫養(yǎng)優(yōu)勢以夯實生育率的底部是應(yīng)對低生育率的有效策略。

本文還有一些局限，期待未來進一步完善。首先，CFPS訪問間隔的時間是兩年，我們在研究中設(shè)置的時間虛擬變量間隔也是兩年，這樣粗略的劃分使我們難以更加仔細地考察生育事件發(fā)生前一年以及生育事件發(fā)生后一年個體主觀幸福感的變化，而這是距離生育最近的時間。其次，目前CFPS數(shù)據(jù)還無法考察更長時段的幸福感軌跡。最后，由于主觀幸福感由認知成分（生活滿意度）和情感成分（積極情緒和消極情緒）組成，本文僅使用生活滿意度來衡量個體的主觀幸福感，如果未來能有積極情緒和消極情緒的信息，對生育事件幸福效應(yīng)的估計將更為精確。

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The Happiness Effect of Fertility： On Its Support for Low Fertility Rates

ZHANG" Zhen1， MA" Qian2

（1.Institute of Population Research， Fudan Univertiy， Shanghai 200241， China;

2.Smart Home Operation Center， China Mobile， Hangzhou 311121， China）

Abstract： The happiness effect of

fertility is an important perspective for understanding individual reproductive decision-making in a low-fertility societies. This paper examined the trajectory of parental happiness before and after the birth of their children by using data of" the China

Family Panel Studies （2010-2018）. The study found that individuals had positive expected gains from the birth event in terms of subjective well-being， which peaked in the year of the fertility event and then gradually declined over time. The trajectories of subjective well-being before and after the fertility event suggest that the fertility event" positively contributes to individuals’ psychological and life perceptions， which also confirms the existence of an adaptation effect. The

nature of employment moderates the happiness effect of reproduction and there are significant gender differences， suggesting that both fathers and mothers increase parent-child interaction and communication and derive higher levels of well-being" when their jobs allow them to spend more time caring for their children.

This happiness effect of fertility is super-economic and builds up the bottom of low fertility rates through individual fertility decisions.

Keywords：subjective well-being；happiness effect of childbearing；set-point theory；motherhood penalty；fatherhood penalty

［責(zé)任編輯" 劉愛華］