【摘 要】当前中国社会面临的低生育率问题如果得不到妥善解决，就可能陷入“低生育率陷阱”而难以自拔。基于CGSS2015 数据，使用二值选择模型和Poisson 回归模型，探讨了幸福感和生育意愿之间的关系。研究结果表明，幸福感具有正向的生育效应，居民主观幸福感提升1个单位，生育意愿平均增加2.98%。年龄、健康和家庭成员数也会在一定程度上提升生育意愿。同时，随着幸福感的提升，人们受“重男轻女”观念的影响弱化，对子女性别的关注度降低。此外，收入和受教育水平对幸福的生育效应产生抑制作用。因此，研究认为政府现行的民生政策，不仅能提高居民的幸福感，还能通过幸福的生育效应提高社会生育率和缓解性别比例失衡。
【关键词】幸福感 生育意愿 人口风险 低生育率陷阱
一、引言
生育率低是当前中国社会亟待解决的问题。由于人口增长速度过快，我国在20世纪70年代初提出计划生育政策，提倡“晚、稀、少”。在这样的政策影响下，中国的总体生育率从1985年的2.40下降到1990年的2.23，一般认为，中国居民生育意愿在2000年以前都维持在2.00以上[1]，从趋势上看，1993～1997年间，全国生育率下降了11.4%[2]。另外有调查结果显示，到了21世纪，中国居民的生育意愿逐渐降到2.00以下，仅在2012年出现回升趋势，但仍然远低于20世纪80年代的水平①2001年全国计划生育与生殖健康调查结果显示，中国平均生育意愿为1.78；2006年全国人口和计划生育调查结果显示，中国平均生育意愿为1.73；2012年中国家庭幸福感热点问题调查显示，中国平均生育意愿为1.86。。甚至有学者认为中国个别省份及地区的生育率已经低于1.5[3]，处于很低生育率（very low fertility）水平。为了缓解低生育率问题，中央政府逐步放开二孩政策，2014年开始实施单独二孩政策，2016年实施全面二孩政策。迄今为止，众多学者认为二孩政策没有达到预期目标[4][5][6]。由于缺乏更多鼓励生育的政策，我国的生育率低于更替水平，可能导致我国陷入低生育率陷阱（low fertility trap）。
3.感染和传播途径：经性接触（包括不安全的同性、异性和双性性接触），经血液及血制品（包括共用针具静脉注射毒品、不安全规范的介入性医疗操作、文身等），经母婴传播（包括宫内感染、分娩时和哺乳传播）。
低生育率会对国家的人口均衡发展和社会发展活力产生极大的危害。当国家的生育率下降到1.5以下，就很可能陷入低生育率陷阱[7]，此时低生育率会引发自我强化机制，以致于此后生育率会进一步下降而难以回升。除了跌入低生育率陷阱，生育率低还可能引发诸如人口老龄化、性别比例失衡和人口红利消失等社会问题。
因为视力不好，我只能去学汽车保养专业（汽车底盘的三级保养，给汽车底盘的若干个黄油嘴打黄油，给松动的螺丝拧紧，以及底盘清洗，等等）。这是一个很脏的工种，没有人愿意学它。上课的时候，班级的学生只有寥寥几个，而且个个心不在焉。
政策和现实方面的众多原因造成了我国低生育率的现状。计划生育政策在20世纪80年代有效地控制了我国的人口数量，而其推行的“晚婚晚育，少生优生”的节育观念对我国当前社会的生育行为依旧有着深远且持久的影响；推迟生育也会导致低生育率，政策原因和社会认识的发展都推迟了生育行为（包括生育的时间和间隔），对总生育率起到抑制作用，并且有学者认为这将会持续相当长的时间，特别是在没有技术创新的情况下[8]；高昂的直接成本和间接成本是制约生育的重要原因。养育孩子所付出的巨大直接成本是众所周知的，间接成本则主要是指母亲在怀孕和分娩期间放弃的收入；生育行为的决定还根植于个体的生命历程中（包括受教育水平、收入、健康和幸福等），这是本文关注的重点，我们将对此进行更深刻的探讨。
幸福是一种主观感受。从古至今，关于“幸福”一词的含义有所变化，早先强调富裕的外部生活和运气，现在则更加重视内部的感受和认识[20]。然而，无论哪种解释都说明幸福包含了大量的描述性成分，难以给出其一个准确的定义和测量标准。Diener（2000）用“主观幸福感”（subjective well-being）作为指标来评价幸福，并将主观幸福感分为积极情绪和消极情绪[21]。这说明幸福感是对生活状态的主观感受。Seligman（2012）将幸福解释为“PERMA”模型，即幸福包含积极情绪（positive emotion）、投入（engagement）、关系（relationship）、意义（meaning）和成就（accomplishment）[22]。彭凯平等（2011）从幸福科学的角度出发，认为幸福科学主要从如何支配资源、协调自然与外部环境关系方面研究如何实现幸福，与单纯将幸福划分为积极心理学相比，在内涵、外延、方法和应用范围方面都对幸福的概念进行了扩展[23]。
在黑城出土文书中，蒙古文民间契约文书多为借贷文书，虽有个别雇佣文书，但涉及的雇佣关系并非雇工，而是雇人代为运输税粮。[注]前引吉田順一、チメドドルジ(齐木德道尔吉)编《ハラホト出土モンゴル文書の研究》，第36～38页，蒙古文第二号文书，原编号F61:W6。此外，有一件人口抵押文书提到了工钱(写为kölesün)，但实际与雇工无关。[注]前引吉田順一、チメドドルジ(齐木德道尔吉)编《ハラホト出土モンゴル文書の研究》，第48～51页，蒙古文第五号文书，编号MON02。像上文论述的这种蒙古文雇工文书(见图1)比较罕见。
生育意愿的转变对生育率的提高起着至关重要的作用。生育具有“三维性”，即数量、时间和性别三方面[9]。在此基础上，周福林（2005）认为生育意愿也包括三个方面，即生育数量的意愿、生育时间的意愿和生育性别的意愿[10]。在实际研究过程中，生育数量的意愿是学界关注的重点[11]。据此，本文中的生育意愿主要表现为生育数量的意愿，对其他意愿不做过多讨论。
对于幸福感影响因素的研究始于Easterlin 提出的“幸福悖论”，认为收入的增长并不会导致幸福感的持续上升。立足于中国的社会现实，罗楚亮（2009）[24]在研究收入与幸福感的关系时将收入分为绝对收入和相对收入，认为绝对收入能显著提升幸福感。另外，现有文献从社会条件和个体因素两个方面解释了幸福感产生的缘由。社会条件方面，罗楚亮（2006）[25]认为城乡发展差异影响主观幸福感，农村居民幸福感高于城镇居民，而失业是造成城镇居民幸福感低的主要原因。王鹏（2011）[26]的研究发现收入差距对幸福感产生先升后降的倒“U”型影响趋势。王友华等（2011）[27]认为医疗保险能提升居民的生活满意度，从而提升幸福感。对于个体因素而言，刘军强等（2012）[28]通过实证研究发现福利、婚姻、年龄和政治身份都会在一定程度上影响个体的幸福感。陆方文等（2017）[29]从子女性别角度着手，发现女儿给父母带来的幸福感高于儿子，并分析了因“助儿买房”而造成幸福感下降的机制。
宫颈癌组织中HPV(+)46例，HPV(-)46例，HPV(+)患者中PRDM5阳性表达率(21.7%)低于HPV(-)患者(54.3%)，HPV16 E6/HPV18 E6感染与PRDM5蛋白表达存在关联性(r=0.318，P=0.001)(表2)。
现有文献对生育意愿影响因素的研究主要从社会经济条件着手，虽然也有少量文献研究个体的生命历程与其生育意愿的相关关系，可能由于西方国家与中国存在国情、文化等方面的差异，并没有得出一致的结论。朱明宝和杨云彦（2017）通过实证分析幸福感和生育意愿的关系，认为幸福感提升会影响城镇和年轻育龄妇女的生育意愿，并通过控制相关社会因素证明了结论的稳健性[19]。相对于现有文献，本文的特色之处在于：1.本文使用二值选择模型（Logit模型及Probit模型）和Poisson回归模型，发现幸福感不仅增强了生育意愿，还影响个体做出是否生育的决定；2.本文将生育性别意愿不同的个体进行分样本回归，发现幸福感更高的个体更加不关注子女的性别，说明随着幸福感的上升，我国传统的“重男轻女”思想逐渐弱化；3.本文发现收入和受教育水平对幸福的生育效应产生抑制作用。
二、理论分析与研究假说
（一）幸福和幸福的效用
Poly(S)-TPBO螺旋构型能稳定存在于各种有机溶剂中,比如：二氯甲烷、四氢呋喃、乙酸乙酯、二甲基亚砜(DMSO)、甲苯和苯等.
对生育意愿影响因素的研究可以追溯到20世纪80年代。中国的计划生育政策实施不久，Lavely（1984）就从国家政策的角度研究已婚妇女的生育率[12]。但也有学者认为生育政策和生育习俗会影响居民的生育意愿，使得理想子女数并不能真正反映个体的偏好[13][14]。近年来，学者从社会经济方面研究生育意愿的影响因素，取得了不少成果。Filoso et al.（2015）从孩子养育成本的角度入手，认为养育成本和家庭收入对生育意愿产生显著影响[15]。杨菊华和杜声红（2017）通过对比中国与欧洲国家的生育支持政策，发现假期福利、儿童保育、代际支持、津贴补助和女性就业方面的政策支持对提高生育和就业具有积极影响[16]。邓金虎和原新（2017）指出，在其他条件不变的前提下，流动人口的生育意愿低于非流动人口[17]。周晓蒙（2018）利用CGSS2015数据做实证分析，发现经济状况和教育水平的提高会显著降低生育意愿[18]。
Results from this study may help surgeons to appreciate the potential benefits of ESD, which has not yet been widely adopted by surgical societies outside of Japan for the treatment of early colorectal epithelial neoplasms.
近年来，关于幸福的研究主要集中在幸福的影响因素，忽略了幸福的能动作用。然而，心理学上有大量研究表明，情绪会对个体的行为产生影响。Oswald et al.（2009）认为积极的情绪能提高个体的各种能力（包括选择能力、创新能力和记忆能力）[30]。而幸福感更高的个体往往具有更多的积极情绪，如更乐观的精神、更强的责任感，他们会认为目前的生活很美好，对未来生活的预期比较满意[31]。De Neve（2013）综述了幸福感可能对个人产生的影响，认为幸福感有利于健康长寿；与收入、生产力和组织行为有关；对个体行为和决策有影响[32]。
人类的生活世界可分为公共领域和私人领域两部分。马克思哲学回归生活世界决不是向私人领域的“龟缩”，更主要的是向公共领域的“挺进”。一方面，马克思通过对黑格尔《法哲学原理》的批判发现：要获得理解人类历史发展过程的钥匙，不应到被黑格尔描绘成“大厦之顶”的国家中去寻找，而应到黑格尔所蔑视的“市民社会”中去寻找。另一方面，马克思不满意费尔巴哈“强调自然过多而强调政治太少”，认为政治与哲学联盟是“现代哲学能够借以成为真理的惟一联盟”。[10]
长期以来，经济学研究都坚持着理性人假设，即个体在做出实现效用最大化的决策时是独立于非理性因素（如情绪）的。事实上，研究表明幸福感（情绪的一种）会影响经济行为。Frank（1999）指出幸福感会影响人的行为，感受到更高幸福感的个体在社会活动中往往有更好的发展[33]。De Neve&Oswald（2012）用双胞胎作对比，在控制其他变量之后，发现幸福感能显著提高青少年今后的发展情况（包括入学、就业、收入等方面）[34]。Krause（2013）通过IZA数据研究发现，幸福感对失业者的再就业影响呈现出先升后降的倒U 型趋势，同时幸福感对再就业劳动者的工资提升影响显著[35]。李树、陈刚（2015）在此基础上通过实证研究发现，幸福感上升能显著提高就业与隐性再就业水平，并找出了幸福感通过影响生产率、社会资本和工作搜寻，进而影响就业和再就业的机制[36]。毛文秀和叶显（2019）从企业微观层面出发，发现地区幸福感有利于促进企业投资水平[37]。
（二）幸福和生育意愿
父母在决定生育子女时，往往需要具备以下五个基本要求：稳定的伴侣关系；完成学业或职业培训；有稳定的住所；有足够的收入和不那么具体的安全感[38]。这一理论得到了学界的普遍认同。此处的安全感可以解释为对未来物质生活的预期，在保留这个基本概念的同时，我们可以把安全感延伸到主观幸福感。那么幸福感的提升是否会对父母做出生育决策产生影响？Dinner et al.（1999）通过回顾过去30年关于幸福感的研究，就提出了幸福感与人口因素（包括婚姻和收入等多种因素）之间存在密切联系的假说[39]。到了21 世纪，Bjørnskov et al.（2008）通过分析幸福感与子女数量之间的联系发现，有子女的人的幸福感明显高于没有子女的人[40]。与之类似的一个结论是Headey（2008）利用德国社会经济的面板数据实证得出的，她认为拥有非零和生活目标（例如，对家庭的承诺）的个体的幸福感更高[41]。然而，上述理论分析还不能得出基本的幸福水平是生育的必要条件这一结论，还得考虑生育子女的行为可能存在后续影响。
生育子女是否会提高父母的幸福感？国外大量文献通过假设子女数量与父母幸福感之间存在线性关系，得出生育行为对幸福感的影响是显著负向的结论[42][43][44]。父母虽然不会承认生育子女会降低他们的幸福感，但实际的研究结果却显示子女对父母幸福感存在负向作用[45]。而国内学者也得到过类似的结论，李婷、范文婷（2016）利用CGSS数据研究子女数量和子女性别与父母幸福感的动态关系，发现随着人口转变，子女数量对父母幸福感的正向关系迅速消失[46]。既然生育行为不会对幸福感产生显著的正向动态影响，对有无子女人群幸福感差异性的解释只能追溯到生育子女之前。即当个体具备了基本的幸福水平之后才会考虑生育行为，这个过程的反复性让我们认为幸福感可能对生育意愿有正的影响。
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Becker（1960）开创性地用效用最大化理论讨论生育行为的决策问题[47]。此后对于这方面的研究越来越多，Becker&Tomes（1976）认为孩子作为父母的消费品，给父母带来的直接满足感是父母生育行为的主要动机[48]。Kimball（1987）认为子女不仅是消费品，也是一种投资品，即强调子女长大成人后对父母的收入返还，这被称为双向利他（two-sided altruism）模型[49]。钱楠筠（2008）也将孩子作为特定形式的生产投资品做过类似的研究[50]。上述文献都是从孩子可能给父母带来经济效益的角度出发，认为子女可以被看成父母的一项投资品，而生育行为就自然而然成为一种长期投资行为。
观察组:健康教育护理。一般来说,新的急性呼吸道传染病会使得病人出现抑郁,内心担心甚至害怕治疗的结果,病人产生不良的心理情绪,会严重影响病人自身的康复。因此,护理人员必须及时与患者沟通,给患者提供物质和精神上的支持和帮助,尽可能满足患者的合理要求,消除患者内心的顾虑,使患者树立治疗的信心。同时,告知患者有关新发急性呼吸道传染病的知识,让患者和患者家属能够对新的急性呼吸道传染病了解,使患者和家属能够做一些预防措施。
表2呈现的是二值选择模型的回归结果。可以看到，当生育意愿被看作二元变量时，幸福感对生育意愿具有显著的正向影响，这说明幸福感提升会促使居民做出生育子女的决策。对比列（1）和列（3），Logit模型比Probit模型的估计结果要大一些，都在5%的统计水平下显著。当其他控制变量取均值时，幸福感的边际效应在0.05左右。为了避免地区差异，我们控制了省份固定效应，结果没有发生较大改变，具体结果如列（2）、列（4）所示。这说明幸福感对生育意愿的积极影响是具有普遍性的，结论不会因为地域不同而产生变化，这在一定程度上增强了本文结论的稳健性。
H1：幸福对生育意愿具有正向效应。即平均来说，主观幸福感更高的个体倾向于生育更多数量的子女。
性别差异是中国特色家庭伦理制度下的研究热点问题，在中国传统社会，男孩比女孩更为父母所喜爱。费孝通（1938）认为这种“重男轻女”的思想是传统乡土格局的产物，男性家庭成员对传统家庭的稳定和昌盛起着决定性作用[52]。细究其原因，以下两个因素在很大程度上导致了“重男轻女”思想的出现：首先，男性能创造出更高的经济效益，父母希望通过生育男孩脱贫致富。在传统农业社会，体力劳动是主要的劳动形式，男性先天的身体素质强于女性，使得男性在生产性活动中占据优势。贫困家庭认为如果拥有更多的男孩，未来就能增加劳动力，创造更高的收入，改变当前落后的经济状况，这便是所谓的“多子多福”。Alesina et al.（2013）的实证研究表明男性产生的经济效应大于女性，这是传统农业社会出现“重男轻女”观念的主要原因[53]。也有学者将子女看作金融产品，从家庭金融投资的角度研究子女性别差异，认为男孩作为金融产品带给父母的收益要显著高于女孩[54]。其次，出于对老年生活的不确定性，希望通过“养儿”来“防老”。与西方国家不同，中国的社会养老体系发展不健全，养老模式主要以家庭养老为主。受中国传统家庭制度影响，中国的赡养习俗为儿子结婚后与父母同住并承担赡养义务，女儿嫁到别家而不承担对自己父母的赡养义务（Greenhalgh，1985）。生育男孩能够在一定程度上为父母的晚年生活提供保障。
随着社会的现代化发展，女性的社会地位逐渐上升，原因在于现代化过程中的科技进步使得经济活动主要依靠技术而非体力，这在很大程度上减弱了男性的经济价值（陆方文等，2017）。在当前社会，生育男孩也存在一些特有的弊端。男性外出务工的可能性大于女性，更少有机会照顾父母[55]，父母要承担“助儿买房”的经济压力，儿子结婚父母需要支付高额彩礼。这些对未来的预期可能会使得父母对生育男孩望而却步。
感受到不同幸福感的群体对子女性别意愿可能存在差异。幸福感低的群体往往从事劳动密集型产业并获得较低的劳动报酬，体力劳动是这类人群的主要劳动形式，这使得他们可能依然认为儿子能带来更高的经济效益。同时这类群体能获得的社会保障偏少，对未来生活的期望更多地寄托于子女，“养儿防老”的思想可能使他们更偏向于生育男孩。幸福感偏高的群体往往拥有较高的生活条件，他们并不急切地需求更多的劳动力以改变当前的生活状态，反而更愿意给子女提供更好的教育使其以后能从事技术密集型而非劳动密集型产业，这使得他们对子女性别的要求并不严格。同时幸福感高的群体对未来生活持较为积极的态度，他们对“养儿防老”的需求相对不那么明显。因此，我们猜测，幸福感高的群体对偏好生育男孩的意愿比幸福感低的群体弱。基于上述分析，我们提出另一个假设：
H2：随着幸福感提高，“重男轻女”观念逐渐淡化，人们开始不在意子女的性别。
三、数据和模型设定
（一）数据及变量说明
(1) 在排水管壁试样面积大小、土体类型一致的情况下，与水力梯度i=6相比，水力梯度i=8时单位体积含土量增长了14%～19%，水力梯度i=10时单位体积含土量增长了22%～31%，排水管壁试样单位体积含土量随着水力梯度的增大而增大。
当生育意愿被作为计数变量时，幸福感对生育意愿的正向影响也是显著的。Poisson回归结果显示，幸福感每增加一个单位，居民想要孩子的数量平均增加0.0287个。在控制了省份固定效应之后，幸福感对生育意愿的边际效应提升到0.0298个。回归过程中所有的标准误都经过怀特异方差修正，增加了结果的稳健性，在此情况下回归结果依然通过了1%显著性水平下的假设检验。以上结果验证了研究假说一。
表1 主要变量的描述性统计
主要的解释变量happiness表示主观幸福感，在CGSS2015中问题A36这样问到“总体而言，您觉得您生活得是否幸福？”。该问题的回答形式为多项中选择一项，待选项分别为：“非常不幸福”、“比较不幸福”、“说不上幸福和不幸福”、“比较幸福”和“非常幸福”。受访者用整数1～5 代表其主观幸福感，数值越大则表示幸福感越高。该变量的均值为3.89，可以看出受访对象平均的幸福感处于“比较幸福”和“非常幸福”之间，更偏向于“比较幸福”。
控制变量X主要被设置为受访者的个体特征变量，具体包含以下变量：性别、年龄、宗教、教育、健康、收入和养老保险。女性在社会生活中存在工作—家庭冲突[56]，可能会与生育意愿存在一定联系。不同年龄段可能存在不同的生育观念，而且中青年生活压力大，影响其生育意愿。有宗教信仰的人可能有不同的精神寄托，因而有不同的生育意愿。不同的受教育程度可能对生活有不同的认识，对生育意愿也有不同的理解。贺丹（2018）认为“经济负担重”和“身体原因”是育龄妇女不打算再生育的两大重要原因，因此我们认为收入和健康影响生育意愿[57]。“养儿防老”观念在民间盛行，有养老保险的居民可能对子女的依赖程度低，进而影响其生育意愿。生育子女的决定可能与代际支持有关，家庭中有较多人口的个体可能在抚养子女的时候承担较小的压力，因此家庭中的人口数量可能会影响生育意愿。表1反映了本文主要变量的描述性统计。
（二）模型设定
首先，我们将生育意愿设定为虚拟变量（有生育意愿的个体记为1，否则为0），用二值选择模型检验幸福感对生育意愿的影响。使用的计量模型如下所示：
其中，fertility表示生育意愿，happiness表示幸福感，x表示控制变量，Pr()fertilityij=1|happinessij，xij表示控制幸福和其他协变量之后生育意愿是1的条件概率，F（·）表示“逻辑分布”（logistic distribution）的累积分布函数，H（·）表示正态分布的累积分布函数。
然后，我们将生育意愿（记为numfertility）设定为只能取非负整数的计数数据（ordered data）。参考郭志刚（2006）对于Poisson回归模型在生育方向研究应用的讨论[58]，本文选择用泊松回归模型来检验幸福感与生育意愿的关系。模型的方程表示如下：
其中，λij＞0为“泊松到达率”（poisson arrival rate），由解释变量happinessij决定，表示事件发生的平均次数。为了保证其非负，假设numfertilityij的条件期望函数为：
四、实证结果及相关讨论
（一）实证结果
幸福在特定条件下可能影响投资行为。幸福感高的个体更加不愿意承担风险，更偏向于持续目前的生活状态，更小概率地选择高风险投资，因此风险性投资（如股票、期货等）的持有比例会偏低。幸福感高的个体通常不用为短时间内的生活状态担忧，他们更加关注于未来。所以对于时间上的偏好来说，幸福感越高，相应的短期投资行为越少，越是倾向于长期投资[51]。子女作为一种长期且稳健的投资品，可能会受到幸福感高个体的青睐。通过上述理论分析，本文提出假设一：
表2 二值选择模型回归结果
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；括号中表示的是稳健的标准差（robust s.e.）。以后各表相同。
年龄会影响生育意愿，年龄越大的个体平均生育意愿越高，这说明年轻人的生育意愿不高可能是导致我国生育率低的重要原因；受教育程度会对生育意愿产生显著的负面影响，随着我国九年义务教育的发展和完善，我国居民的受教育年限越来越高，这也可能会使我国的生育率降低；健康程度会正向地影响生育意愿，自我感觉越健康的人越愿意生育子女；家庭成员数与生育意愿呈现出显著的正相关关系，家庭成员越多，父母面临的子女抚养压力越小，越有可能做出生育子女的决策。
被解释变量fertility为生育意愿，在CGSS2015中体现为问题A37“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”的回答。该变量的平均值为2.127，众数为2，希望有两个孩子的人占总体的66.64%。说明就整体而言，拥有2 个孩子符合大多数人的期望。另外，有144 人不希望有孩子，占总体的1.68%；希望有1 个和3 个孩子的样本数分别为1218 和830，分别占总数的14.18%和9.67%；而有674人希望有较多的孩子（希望的孩子数量大于等于4），约占比7.85%。
与二值选择模型相比，此时宗教信仰对生育意愿的影响变得显著，有宗教信仰的群体希望拥有孩子的数量比无宗教信仰群体平均低0.0752个，可能的原因是信仰宗教的人有更多的精神支柱，子女对他们的影响比较小，使得他们的生育意愿偏低。同时，收入的平方项对生育意愿的影响开始变得显著，当我们控制省份效应之后，这种显著性消失。这说明在整体样本层面上，收入与生育意愿之间存在着倒U型关系，这跟一些现有文献的结论相似，只是此处难以满足稳健性要求。具体结果见表3的列（1）和列（2）。我们将在下文按收入进行分样本回归，进一步探讨收入不同群体的幸福感对生育意愿的影响。
本文采用中国综合社会调查2015年度调查问卷（居民问卷）（CGSS2015）中的数据实证检验个体幸福感对生育意愿的影响。该数据调查是由中国人民大学组织，对全国28个省、自治区和直辖市中一万多户家庭进行实地采访所得到的，具有全国性、综合性、系统性的特点，是研究相关社会议题的权威数据。该调查从2003年开始，此后每年都进行，CGSS2015是现已发布的最新版调查结果。除了本文主要探讨的幸福感和生育意愿方面的数据，其还包括被访问居民的基本个体信息，如家庭关系、社会人口属性、健康、社会态度、个体认知能力、社会保障和家庭等。CGSS2015数据包含10968个原始样本，由于本文主要关注居民的幸福感和生育意愿，因此排除幸福感和生育意愿两项中给出“无法回答”和“不知道”答案的样本。同时，少量家庭收入、受教育程度信息缺失的样本也被排除在外。所以，最后我们采用剩下的8535个样本进行实证分析。
表3 Poisson回归结果
（二）内生性问题
上述结论没有考虑到幸福感与生育意愿互为因果而产生的内生性问题。为了解决这一问题，我们考虑借助工具变量来分离出解释变量中与扰动项不相关的部分。在寻找工具变量的过程中，我们借鉴了李树、陈刚（2015）的做法，将各个地区的平均气温及其平方项作为替代幸福感的工具变量。①地区气温信息来源于《中国统计年鉴》和各地区统计年鉴。为了检验气温及其平方项能否满足作为幸福感工具变量的条件，我们用OLS和Ordered-probit模型对幸福感和气温及其平方项做了回归，结果见表4。可以看到，气温和气温的平方项对幸福感都有1%统计水平下的显著影响，拒绝了弱工具变量检验。同时气温除了影响幸福感进而影响生育意愿，没有发现其他传导机制能够对生育意愿产生影响。因此，用气温及其平方项作为幸福感的工具变量是可行的。
表3 中的列（3）和列（4）汇报了用工具变量代替幸福感的Poisson 回归结果。对比列（1）和列（3）可以看到，解释变量的系数出现了很大程度的下降，但符号依然为正，依然在1%的统计水平下显著。这说明内生性问题确实存在，即生育意愿确实对幸福感产生影响，并且影响的效果是正相关的，因为它使得列（1）中使用Poisson回归的结果高估了幸福感对生育意愿的影响。我们排除了这种互为因果造成的高估之后，幸福感的边际效应系数还是显著为正的。列（4）是在控制省份固定效应下用工具变量回归的结果，幸福感的边际效应系数有所增加，依然通过了1%显著性水平的统计检验。这说明控制了省份变量之后生育意愿对幸福感的影响降低了，我们前面用Poisson回归产生的高估也有所降低。总的来说，从列（3）和列（4）中我们可以看到，在我们对幸福感与生育意愿的回归过程中的确出现了互为因果的关系，但在我们剔除了这种影响之后，幸福感对生育意愿仍然有正的影响，并且这种效果是可靠的、显著的。
在这种情况下，里根在1981年总统就职演说中强调：“在目前的危机中，政府不能解决问题，政府本身就是问题”，从而拉开美国社会保障改革的序幕。同一年，里根开始了他的“经济复兴计划”。这份计划概括地讲就是“三砍一稳”，即大砍联邦预算开支，大砍个人与企业的税率，大砍政府下达给企业的各种规章条例，以及要求制定一项稳定的货币政策［4］176。
表4 弱工具变量检验
（三）稳健性检验
1.改变计量模型
为了检验上述结论的稳健性，我们用OLS 模型、Ordered-probit 模型和负二项回归模型再一次对幸福感和生育意愿的相关关系进行拟合，回归结果报告在表5中。可以看到，虽然幸福感边际效应系数的大小有所差别，但符号都为正，都在1%的统计水平下显著。这说明对于不同的计量模型，幸福感对生育意愿的影响效果都是稳定且显著的。
2.改变数据
为了进一步检验上述结论的稳健性，我们用CGSS2012 和CGSS2013 数据①CGSS2014数据暂缺。进行回归。同之前一样，我们把问卷中对幸福感和生育意愿给出“无法回答”和“不知道”答案的个体排除，同时删除少量信息缺失的样本，用Logit 模型和Poisson 回归模型进行拟合，结果如表6所示。在控制其他相关变量和省份固定效应以后，Logit模型和Poisson回归模型都显示幸福感对生育意愿存在显著的正相关性。对于Logit模型而言，幸福感的边际系数有所变化，但系数的符号都为正，这说明幸福感对生育意愿的影响效果是正向的；对于Poisson回归模型而言，幸福感的边际系数都在0.03左右，再一次证实基本模型的回归结果不是偶然的，提升了已有回归结果的稳健性。
表5 其他计量模型回归结果
表6 其他年份CGSS数据回归结果
（四）分样本讨论
“重男轻女”思想是中国几千年封建文明的产物。我们将生育意愿细分为“生育男孩的意愿”和“生育女孩的意愿”，再一次用Poisson回归模型分析其与幸福感的关系，结果报告于表7中。幸福感提高一单位，希望拥有男孩的数量平均增加0.023个，希望拥有女孩的数量平均增加0.362个。当我们控制了省份固定效应之后，两个边际系数都有所增加，而生育男孩意愿的增量依然小于生育女孩意愿的增量。这个结果说明，随着幸福感的提升，“重男轻女”观念对生育意愿的影响逐渐弱化，人们对子女性别的关注不再明显，以致于幸福感上升会是人们更加倾向于生育女孩，研究假说二得以验证。
我们继续对不同收入和不同受教育程度群体的幸福感与生育意愿的关系进行讨论。具体的做法是：将总体样本按家庭收入排序，用四分位数法（Quartile）将总体样本分为四个小样本，对每个小样本进行Poisson 回归分析，回归结果汇报在表8。另外我们依据现行的学制将样本按照受教育的年限分为“文盲”、“小学”、“初中”、“高中”、“大学”和“研究生及以上”六类，分别对幸福感和生育意愿的关系进行回归分析，结果见表9。
表8 的结果显示，处于第一个区间的样本量为2593，此时幸福感对生育意愿的边际效用系数为11.8%，回归结果是强烈显著、可靠的。有1998个样本处于第二个区间，该区间内幸福感的边际系数为6.32%，回归结果通过了10%的显著性水平检验。第三和第四区间的样本数分别为1851和2093，幸福感的边际系数分别为5.45%和4.79%，回归结果不显著。可以看到，对于收入水平越低的群体，幸福感提升会使得人们愿意生育更多的孩子，幸福感对生育意愿的影响也越是显著。可能的原因是，收入水平低的群体更加相信“多子多福”，希望通过生育更多的孩子，拥有更多的劳动力，从而改善生活水平。而收入相对高的群体面对的生活压力较小，观念也比较先进，更希望给孩子提供更多的教育，注重子女的“质”而非“量”。
表7 幸福感对不同性别生育意愿的影响
表8 不同收入水平群体的幸福感对生育意愿的影响
表9 不同受教育程度群体幸福感对生育意愿的影响
通过表9可以看到模型（1）至模型（4）的回归结果都是显著的。模型（1）中，幸福感在1%的显著性水平下正向影响受教育群体的生育意愿，幸福感增加1个单位，生育意愿增加17.6%；模型（2）和模型（3）中，幸福感的边际效用系数为5.6%和6.22%，分别在10%和5%的统计性水平下显著；模型（4）中，幸福感对生育意愿的影响显著为正，但其边际效用系数仅为1.3%。模型（5）和模型（6）的统计结果不显著。我们认为，当受教育水平处于大学以下时，幸福感对生育意愿有显著影响，且整体上呈现出这样的趋势：受教育水平越低群体的生育意愿受幸福感的影响越大；当受教育程度处于大学及以上时，幸福感对生育意愿的影响效果不明显。可能的原因是，受教育程度高的人受传统“多子多福”观念的影响较小，他们幸福感提升之后关注更多的是其他方面而非生育。
五、结论
本文基于CGSS2015数据，实证分析了幸福感和生育意愿之间的关系。泊松回归结果显示，幸福感具有显著正向的生育效应，居民的主观幸福感提升1个单位，生育意愿增加约3个百分点。我们用工具变量方法解决了内生性问题，通过改变计量模型和改变数据证明了估计结果的稳健性。同时，我们还发现，随着幸福感的提升，人们开始偏向于生育女孩，这说明幸福感高的群体开始不再关注子女的性别，对传统的“重男轻女”观念有所突破。此外，居民的收入和受教育水平会对幸福感的生育效应产生负的影响。
近年来，中央政府将关注的重点从经济建设逐渐转移到改善民生上来，降低了GDP增速目标，强调提高居民的幸福感、公平感和获得感。这样的政策导向有利于提高社会的生育率，帮助我国摆脱“低生育率陷阱”，对缓解社会面临的老龄化和性别失衡问题，维持经济社会发展活力具有重要的现实意义。本文的研究从生育率的角度为我国现行的民生政策提供了理论依据。在当前我国亟待提升生育率而“二孩”政策的效果又还不明显的困境下，政府通过民生政策提升居民幸福感进而改善生育意愿不失为一个可行的解决办法。✿
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The Fertility Effect of Happiness：A Empirical Analysis Based on CGSS2015 Data
XIANG Xu1，TIAN Ying1，TIAN Chen-xiao2
（1.School of Economics&Management，Chongqing Nromal university，Chongqing 401331，China；2.School of Banking&Finance，University of International Business and Economics，Beijing 100029，China）
【Abstract】Low fertility rate is becoming a serious problem in China，if it can’t be solved properly，the society may fall into the low fertility trap.Based on CGSS2015 data，this paper use binary choices model and poisson regression model to analyse the fertility effect of happiness.The results reveal that happiness has a positive fertility effect.Age，health and family members will also increase fertility will to some extent.with the improvement of happiness，people become less affected by the concept of patriarchal and pay a little attention to the gender of their child.In addition，income and education have an inhibitory effect on the happiness fertility effects.So，this paper believes that the current livelihood policies of government can not only improve the happiness of residents，but also improve the social fertility rate and alleviate the gender imbalance through the happiness fertility effect.
【Key words】Happiness；Fertility；Population Risk；Low Fertility Trap
【DOI】10.15884/j.cnki.issn.1007-0672.2019.06.002
【收稿日期】2019-06-26
【中图分类号】C924
【文献标志码】A
【文章编号】1007-0672（2019）06-0012-13
【基金项目】国家社科基金一般项目（18BJY093）；重庆市社会科学规划重点项目（2017ZDJJ05）。
【作者简介】向栩，男（土家族），湖北恩施人，重庆师范大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：劳动经济学；田盈（通讯作者），男，重庆人，重庆师范大学经济与管理学院教授，研究方向：劳动经济学。
标签：幸福感论文; 意愿论文; 生育率论文; 模型论文; 子女论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《西北人口》2019年第6期论文; 国家社科基金一般项目(18BJY093)重庆市社会科学规划重点项目(2017ZDJJ05)论文; 重庆师范大学经济与管理学院论文; 对外经济贸易大学金融学院论文;