1. 引言
生儿育女一直以来被大多人们认为能够促进幸福感的提升 [1] 。我国作为一个具有悠久农耕文明的大国，自古就具有一个与西方显著不同的行为特征——对待子女性别的差异化。对中国的传统家庭而言，男性不仅仅是整个家族的劳动力，更代表了一个家族的承继，有没有男性后代、男性后代的多少都与家族的延续息息相关 [2] ，这也是为何“养儿防老”的观念在我国根深蒂固的原因。然而，根据国家统计局发布的数据显示，近年来我国人口出生率和自然增长率呈不断下跌趋势，其中2021年的人口自然增长率仅为0.34‰，2022年更是跌至−0.60‰，人口负增长时代正式拉开帷幕。这似乎显示，我国居民的生育欲望并不强烈，那么“多子多福”的观念至今在我国仍然成立吗？
伴随社会的飞速发展和文化的沿革，女性在家庭和社会的地位不断提升。有国外学者较早在研究中发现，相比于儿子，女儿可能更为孝顺 [3] 、女儿更加愿意和父母交流 [4] ；我国也有学者对“女儿更有助于提升父母幸福感” [5] 、“儿子对父母幸福感具有负面效果” [6] 等观点予以解释。长期以来，子女性别究竟对父母的幸福感有何影响一直以来都是存在争议的话题。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 研究背景
近年来，我国为缓解人口压力所带来的各项问题，提出了一系列应对之法，并于2021年起正式开始实施“全面三孩政策”。然而生育政策的调整只是打消了一部分育龄人群“不能生”的顾虑，促进他们释放生育意愿，却并没有从根本上解决绝大多数人“不愿生”、“不想生”的问题。因此，在关注现行生育政策的同时，也应当对当前生育行为与政策不匹配的问题予以探究，透过对子女数目和父母主观幸福感的影响分析能够在一定程度上窥见当前生育意愿较低的原因。
我国男女平等的基本国策让女性的独立和自主意识不断觉醒，教育的普及使得男女之间的文化差距不断缩小，进而带来女性社会经济地位的提升。这种提升在家庭中就体现在更多的话语权和能够为父母带来更多的支持，这让父母意识到女儿为家庭带来的好处不亚于儿子。另一方面，随着时代的发展，子女所带来的情感价值逐渐被父母所重视，我国俗语“女儿是父母的小棉袄”正对应了女儿对父母幸福感影响的正向作用。但女性在家庭中关注度的提升并不意味着对儿子“传宗接代”这一理念的放弃。因此，“生男生女都一样”的新型生育观念在一定程度上对我国“男优女劣”的封建刻板印象予以冲击的同时，旧有的生育观念依然影响着我国的国民。
2.2. 文献回顾
学界对主观幸福感(subjective well-being)的概念定义各有看法，较为广泛认可的是美国心理学家Diener的定义，即主观幸福感是从情绪和认知两个方面对生活质量的衡量，是对自身的一种主观评价(Diener, 1984) [7] 。
早期西方有关生育行为与父母主观幸福感的研究表示，生育是具有挑战性的，责任、时间、财务等一系列成本都会降低父母的幸福感(McLanahan, S., & Adams, J, 1987; Baumeister, R. F, 1991; Gilbert, D, 2006) [8] [9] [10] ；而当时间来到十年前，部分西方学者则得到了与过去不同的结论。例如，有学者发现，有子女的成年人相较于同条件下没有子女的成年人幸福感更强(Herbst, C. M., & Ifcher, J, 2012) [11] ；还有研究表明，子女数目为1~2个时幸福感更为强烈，而这种幸福感对于年长的父母来说，持续的时间更长(Myrskyla, M., & Margolis, R, 2013) [12] 。
我国大多关于子女数目和父母主观幸福感的研究都显示，有子女的人会比没有子女的更幸福(李建新、张风雨，1997；穆峥、谢宇，2014；王钦池，2015) [13] [14] [15] ，但关于是否子女数目越多父母幸福感就越强这一点仍然存在争议。最为不同的就是“子女数目递增会持续增强父母幸福感(穆峥、谢宇，2014；孙晓冬、赖凯声，2020) [14] [16] ”和“更多的生育会降低父母的幸福感(魏丹、蔡惠花，2012；严静，2013；刘鹏宇，2014) [17] [18] [19] ”这两种观点；但也有研究显示子女数目没有显著影响父母的主观幸福感(陈屹立，2016) [5] ；有学者认为子女数目与幸福感的关系不是线性的，子女数目对父母幸福感的贡献具有边际效应递减特征(王钦池，2015) [15] ；还有学者通过探索子女数目和父母幸福感这两者在多个时间维度上的动态关系，发现子女数量对父母主观幸福感的影响会随着父母的生命周期变化和父母的生命历程发生改变(李婷、范文婷，2016) [20] 。
除了子女数目，子女的性别结构对父母主观幸福感的影响同样也是一直以来带有争议的话题。很多西方学者认为十分年幼的孩子的性别在行为上并不突出，因为男婴和女婴在身体护理和养育方面所消耗的时间和经历是相似的。但在年龄较大时，子女的性别差异行为模式就会对亲子关系产生显著影响，这一点对年长的父母体现的尤为明显(Dolores Pushkar等，2014) [21] ；但外国一些更早的研究报告却显示，随着孩子长大和父母年龄的增长，子女性别对父母幸福感的影响可以忽略不计(Glenn, N. D. & McLanahan, S., 1981; Beckman, L. J., & Houser, B. B., 1982; Koropeckyj-Cox T, 1998) [22] [23] [24] 。
相较于西方，我国有关子女性别和父母幸福感的研究较少。从传统的角度分析，我国对于男孩的性别偏好较为明显，因为儿子在养老方面更具有作用优势(张文娟、李树茁，2004) [25] ，能够为父母带来更多的经济支持(崔红志，2015) [26] 。但国内也有不少研究却得到与之相反的结论，伴随技术进步和产业结构的调整，越来越多经济活动中的男性的体力优势被削减(陆方文等，2017) [6] ，尤其是在城市家庭中，女儿在经济支持和生活照料两方面的直接效应都超过儿子(许琪，2015) [27] ；女儿对父母所带来的主观幸福感正在现代生活中逐步显现(朱安新、高熔，2016) [28] ；女儿会为老年父母提供更多的情感支持与功能支持(孙晓冬、赖凯声，2020) [16] 。
2.3. 研究假设
显然，学界尚未对子女数目和子女性别结构对父母主观幸福感的影响达成一致。根据已有文献和相关结论，本研究主要提出以下研究假设：
H1：相较于无子女的人，有子女的人主观幸福感更高；
H2：子女数目越多，父母的主观幸福感越高；
H3：相较于只有儿子或只有女儿的父母，有儿有女的父母主观幸福感更高。
3. 研究设计
3.1. 数据来源
本研究采用2021年中国综合社会调查(Chinese General Social Survey, CGSS)的数据进行上述假设的验证。始于2003年的CGSS是我国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，通过年度调查数据对中国社会全面、系统地描述和分析，揭示中国社会变迁，包括经济、政治、社会、文化等各个方面，制度、结构、行为、态度等各个层次发展方向和趋势；揭示社会成员、社会群体的相对地位、角色和观念的变化，描述和分析中国社会阶层和社会各群体的实际状况。
2021年度的中国综合社会调查包含核心模块、主题模块和附加模块三部分内容，在全国范围内共完成有效样本8148份，发布数据共包含700个变量。
3.2. 变量选取
本研究的被解释变量(因变量)为主观幸福感。CGSS2021问卷通过“请给您目前的幸福感评分(最高10分，最低0分)”作为对于受访者主观幸福感的感知，得分越高，表示主观幸福感越高，本研究沿用问卷的测量方式，将因变量编码为0~10的连续变量。
解释变量(核心自变量)为子女数目和子女性别结构。CGSS2021问卷通过“请问您有几个子女(包括继子继女、养子养女在内，包括已去世子女)？”询问受访者的子女信息。本研究参考孙晓冬，赖凯声(2020) [16] 对子女数目和性别结构的操作化方式：首先将儿子的数量和女儿的数量设置为定距变量，二者加总即为“子女数目”；将“是否有子女”编码为定类变量(0代表“没有子女”；1表示“有子女”)，将子女性别结构编码为“无儿无女”、“只有儿子”、“只有女儿”、“儿女双全”的类别变量。
控制变量主要是根据人口统计学变量对父母的个体特征进行控制，包括性别、年龄、居住地、是否党员身份、有无宗教信仰、受教育年限、家庭经济水平、身体健康自评、心理健康自评和性别意识形态，以上变量均可通过问卷获取。其中，“家庭经济水平”通过问卷问题“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”来获得，根据5级李克特量表将认同程度的五类答案“远低于平均水平”、“低于平均水平”、“平均水平”、“高于平均水平”和“远高于平均水平”分别赋值为1~5分，分值越高，家庭经济状况越好；“身体健康自评”和“心理健康自评”通过问卷问题“总的来说，您觉得您目前的身体健康状况是”及“在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是”获得，同样根据5级李克特量表将认同程度的五类答案分别赋值为1~5分，分值越高，身体或心理健康状况越好；本研究对“性别意识形态”的测量参照孙晓冬，赖凯声(2016) [29] 的测量方式，针对问卷中“A42”的五个说法：1) “男人以事业为重，女人以家庭为重”；2) “男性能力天生比女性强”；3) “干得好不如嫁得好”；4) “在经济不景气时，应该先解雇女性员工”；5) “夫妻应该均等分摊家务”，本研究根据5级李克特量表将认同程度的五类答案分别赋值为1~5。1 = 完全不同意，2 = 比较不同意，3 = 无所谓同意不同意，4 = 比较同意，5 = 完全同意(其中，“夫妻应该均等分摊家务”采用反向计分)。将上述五个问题的得分进行平均，构建出性别意识形态的综合分数，分数越高，性别意识形态的传统主义程度越高。
特别需要说明的是，本研究将父母的年龄设定为60岁及以上，这是因为，相较于年轻的父母，60岁及以上父母的子女几乎都已成年，子女对父母提供各方面支持的能力会更强，能够从经济和精神两方面对父母的幸福感有所助益；此外，60岁及以上的父母已经退休，受工作压力、社交环境等因素对幸福感的影响相对年轻父母来说较少，有利于本研究控制变量。
本研究总体变量定义与编码如表1所示：
Table 1. Variable definitions and codes
表1. 变量定义与编码
4. 研究结果
4.1. 描述性统计
在删除缺失值和奇异值后，共获得样本2521份，其中男性与女性的样本量分别为1265和1256，主要变量描述性统计参照表2。
4.2. 子女数目对父母主观幸福感的影响
图1展示了不同子女数目下父母主观幸福感的得分。从图中可以看出，有子女的男性或女性主观幸福感都明显高于无子女的男性或女性；当子女数目为1时，女性的主观幸福感最高；当子女数目为2时，男性的主观幸福感最高。单从图线的趋势来看，并非子女数目越多，父母的主观幸福感越高，但这还需要通过回归分析进一步检验。
Table 2. Descriptive statistics for key variables
表2. 主要变量描述性统计
Figure 1. Number of children and parents’ subjective well-being
图1. 子女数目与父母主观幸福感
本研究采用STATA14软件，运用OLS线性回归模型对子女数目对父母主观幸福感的影响进行分析，表3呈现了模型的分析结果。
模型1.2、2.2、3.2显示，“有无子女”这一解释变量均通过了P < 0.05的检验，且系数为正。这说明在控制了其他变量后，有子女的父亲和母亲的主观幸福感均显著高于无子女的60岁及以上男性和女性。因此，H1通过了验证；
Table 3. OLS model of the effect of number of children on parents’ subjective well-being
表3. 子女数目对父母主观幸福感影响的OLS模型
注：表中系数为回归系数，括号内为标准误，***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05，下同。
模型2.2和3.2显示，男性的主观幸福感会随着年龄增长而提高(系数 = 0.043，P < 0.01)，但年龄的提升不会对女性的主观幸福感有显著影响；相较于非党员男性，党员男性的主观幸福感更高(系数 = 0.593，P < 0.05)，而党员身份女性的主观幸福感无显著影响；模型2.2和3.2的“家庭经济水平”、“心理健康自评”均通过P < 0.001的显著性检验，说明这两个变量会显著影响男性和女性在60岁及以后的主观幸福感；而“身体健康自评”只对60岁及以上的女性的主观幸福感有显著影响(系数 = 0.261，P < 0.05)，对60岁及以上的男性则不显著；从各模型的结果可以看出，没有充分的证据证明居住地、有无宗教信仰、受教育年限和性别意识形态会对60岁及以上的男性和女性的主观幸福感有显著影响；
模型1.3、2.3和3.3的“子女数目”变量均未通过显著性检验，这表明在控制了其他变量后，子女数目对父母的主观幸福感无显著影响，因此H2未通过验证。为了更充分了解究竟子女数目对父亲和母亲主观幸福感的影响，我们在以上模型的基础上，限定子女数目，探究子女数目为多少时，父亲和母亲的主观幸福感最高(如表4所示)。由于控制变量几乎不变，因此在下表中省略显示。
Table 4. An OLS model of the effect of number of children on parents’ subjective well-being after limiting the number of children
表4. 限定子女数目后子女数目对父母主观幸福感影响的OLS模型
从描述性统计可以看出父亲和母亲主观幸福感受子女数目影响的变化在子女数目为1~2之间较为明显，因此我们将对子女数目的控制分为子女数目 = 0或1、子女数目 = 0或2、子女数目 = 1或2，分别探究这三种情况下子女数目对父亲和母亲的主观幸福感影响。
从模型4.2和5.2可以看出，当子女数目 = 0或1时，“子女数目”这一变量均通过了P < 0.05的显著性检验，且系数均为正。这表明，子女数目增加一个(即拥有了一个孩子)，父亲和母亲的主观幸福感均会显著提升；其中模型6显示了增加控制“性别”变量后，父亲和母亲主观幸福感的区别。而从模型6可以看出，“性别”这一变量并未通过显著性检验，这表明在拥有了一个孩子后，父亲和母亲在主观幸福感方面没有显著差别；
当控制其他变量和子女数为0或2、子女数目为1或2时，如模型4.3和5.3所示，“子女数目”这一变量均未通过显著性检验。这说明，子女数目 = 2的父亲和母亲与子女数目 = 0的60岁及以上男性和女性相比，主观幸福感没有显著区别；且较子女数目 = 1的父亲与母亲相比，子女数目 = 2的父亲与母亲在主观幸福感方面也没有显著区别。
以上模型说明，在控制其他变量后，子女数目为1的父亲和母亲主观幸福感最高；而在同样拥有一个子女的前提下，父亲和母亲的主观幸福感没有显著区别。
4.3. 子女性别结构对父母主观幸福感的影响
表5显示了将无儿无女作为参照组，对比其他性别结构组合的子女性别结构对父母主观幸福感影响的模型分析结果。
Table 5. An OLS model of the effect of child gender structure on parents’ subjective well-being
表5. 子女性别结构对父母主观幸福感影响的OLS模型
模型8的结果显示，只有儿子、只有女儿和儿女双全对父亲的主观幸福感的影响均为正向，并分别通过了P < 0.05、P < 0.01和P < 0.05的显著性检验。这表明，相较于无儿无女的60岁及以上男性，有儿子、有女儿和儿女双全的父亲主观幸福感更高。
模型9的结果显示，在子女性别结构这一分类变量中，仅“只有女儿”这一种类型通过了P < 0.05的显著性检验，且系数为正。这表明，相比于无儿无女的60岁及以上女性，只有女儿的母亲主观幸福感更高；而只有儿子和儿女双全的母亲与无儿无女的60岁及以上女性在主观幸福感方面没有显著区别。
为了更全面的了解子女性别结构对父母主观幸福感的作用，我们通过改变子女性别结构这一变量的参照组，再次建立模型进行研究(如表6)。由于控制变量几乎不变，因此在下表中省略显示。
Table 6. OLS model of the effect of child gender structure on parents’ subjective well-being after changing the child gender structure reference group
表6. 改变子女性别结构参照组后子女性别结构对父母主观幸福感影响的OLS模型
从模型10.1可以看出，相较于儿女双全的父亲，无儿无女的60岁及以上男性的主观幸福感更低(P < 0.05，系数 = −1.674)；而只有儿子和只有女儿的父亲与有儿有女的父亲主观幸福感没有显著区别；
模型11.1显示，相较于只有儿子的父亲，无儿无女的60岁及以上男性的主观幸福感会显著降低(P < 0.05，系数 = −1.568)；而只有女儿和儿女双全的父亲与只有儿子的父亲在主观幸福感方面没有显著区别；
根据模型12.1，“无儿无女”这一性别结构通过了P < 0.01的显著性检验，且系数为−2.166，这说明相较于只有女儿的父亲，无儿无女的60岁及以上男性的主观幸福感会有2.166个单位的降低；但只有儿子和儿女双全的父亲和只有女儿的父亲在主观幸福感方面则没有显著差异；
从模型10.2、11.2和12.2的结果可以看出，只有将子女性别结构的参照组设置为“只有女儿”时，“无儿无女”的60岁及以上女性的主观幸福感才会有显著的降低(P < 0.05，系数 = −2.528)。其他参照模型中的性别结构组合均未通过显著性检验。
基于以上模型，H3未通过验证。对于60岁以上的父亲来说，在相同情况下，有儿有女、只有女儿和只有儿子这三种子女性别结构对其主观幸福感的影响区别不大；对60岁以上的母亲来说，只有女儿时主观幸福感最高。有儿有女的父母的主观幸福感并不比只有儿子和只有女儿的父母高。
5. 结论与讨论
本文通过分别构建子女数目和子女性别结构与父母主观幸福感的OLS模型，探究子女数目和子女性别结构对父母主观幸福感的影响，主要得到以下结论：
有子女的父亲和母亲的主观幸福感显著高于无子女的60岁及以上男性和女性；
有子女的父母的主观幸福感会显著高于同条件下无子女的60岁及以上男性和女性；但并非子女数目越多，父母的主观幸福感越高，当子女数目 = 1时，父亲和母亲的主观幸福感最高；在同样拥有一个子女的前提下，父亲和母亲的主观幸福感没有显著区别；
相较于60岁及以上无儿无女的男性，有儿有女、只有女儿和只有儿子的父亲主观幸福感更高，而同样条件下儿女双全、只有女儿和只有儿子的父亲在主观幸福感方面没有显著区别；
相较于60岁及以上无儿无女的女性，只有女儿的母亲主观幸福感更高；但在同样条件下，只有女儿的母亲、只有儿子的母亲和儿女双全的母亲在主观幸福感方面没有显著差距。
5.1. 研究意义与相关解释
本研究采用最新发布的CGSS2021样本数据进行分析，研究结论可能对家庭生育观念和社会政策有一定启发：
生育观念方面。首先，本研究进一步证明了女儿在父母主观幸福感方面的正向推动作用，有助于男女平等生育观念的推广。“养儿防老”这一家庭养老的核心模式从传统农耕社会起就一直为我国所奉行，这是由“反馈模式”的代际关系特征 [30] 和“诸子继承制”的财产继承制度所决定的。儿子作为传统观念里家里的主要劳动力和财产继承人，需要承担赡养父母的责任，而女儿迟早要嫁出去，没有赡养父母的义务。所以没有男孩就意味着失去了养老资源，晚年生活就没有保障。本研究发现，60岁以上的母亲在只拥有女儿的情况下晚年主观幸福感最高，而同样条件下，60岁以上只有儿子、只有女儿和儿女双全的父亲在主观幸福感方面没有显著区别。这说明，生育儿子并不会优于生育女儿，生育儿子并不会比生育女儿对晚年生活更有帮助，这就有助于育龄男女端正传统“养儿防老”的性别倾向；其次，研究证明了有子女的父母主观幸福感更高，这也会在一定程度上促进“不愿生”育龄人群的生育意愿。
社会政策方面。本研究证实，子女数目与父母的主观幸福感并非是线性关系，父母的主观幸福感并不会一直随着子女数目的增长而不断提升。对此本文试图从两方面进行解释：一是父母对子女质量的需求要高于对数目的需求，这一点正对应了Becker提出的父母对子女需求的质量与数量的替代关系(Becker, 1960) [31] ；伴随我国国力的增长，人民的生活水平稳步提升，相比于需要不断生孩子来提升家庭劳动力带来经济效益的贫苦年代，父母如今有更好的物质条件为孩子提供更好的生活，同时对子女质量的需要也逐步替代了对子女数目的需求；二是由于受社会压力和高生育成本的影响，使育龄人群不能轻易生孩子或多生孩子。从本研究建立的各个模型可以均能看出，家庭经济水平是显著影响父母主观幸福感的变量，因此在没有足够的物质支持下，降低子女数目是一个理性的决策。因此在不断放宽生育政策的同时，也需要出台相应的配套生育政策以降低育龄人群针对养育成本的忧虑。
5.2. 研究局限
本研究的不足主要体现在以下三个方面：
一是在经济方面只考虑了家庭整体的经济水平，并未对父母的个人收入、住房和子女的支持情况予以充分考虑，这些因素同样可能会影响到父母的生活质量，进而可能影响父母的主观幸福感；
二是未充分考虑到样本丧偶、离异等情况，因此可能会导致子女因素对幸福感影响的估计偏高；
三是在讨论子女数目时将已过世、继子继女等情况也纳入了考虑范围之内，这可能使得研究结论对生育方面的贡献不够充分。
未来将进一步根据更为详细的数据和更完善的模型进一步对以上问题进行讨论。