李景睿，李青塬

(廣東工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510520)

有研究認(rèn)為生育子女會(huì)給父母帶來(lái)情感上的滿足，從而有利于增進(jìn)父母的幸福感[1-2]。然而近一百多年以來(lái)，大部分國(guó)家，尤其是發(fā)達(dá)國(guó)家卻經(jīng)歷著生育率的大幅度下降。世界各國(guó)(地區(qū))幸福指數(shù)隨生育率上升的演變趨勢(shì)顯示，總和生育率約為2時(shí)居民幸福指數(shù)相對(duì)較高。根據(jù)2019年聯(lián)合國(guó)發(fā)布的《世界幸福報(bào)告》(WorldHappinessReport)，在152個(gè)國(guó)家(地區(qū))中，我國(guó)排在“世界最幸福國(guó)家”榜單的第93位，比2018年下降了7位，居民幸福感大大低于相同生育率水平的國(guó)家(地區(qū))。我國(guó)2016年以來(lái)實(shí)行的“全面二孩”生育政策對(duì)生育率的影響也未達(dá)到預(yù)期效果。伴隨著工業(yè)化、城市化和家庭財(cái)富的增長(zhǎng)，子女作為家庭勞動(dòng)力和養(yǎng)老依賴的觀念逐漸淡化，子女?dāng)?shù)量與居民幸福感的關(guān)系隨之改變。

大量研究從婚姻[3]、生活滿意度[4]、社會(huì)關(guān)系結(jié)構(gòu)[5]、子女性別[6-7]、贍養(yǎng)關(guān)系[8-9]等方面探討子女對(duì)居民幸福感的影響，但是鮮有研究從資產(chǎn)選擇的角度探討子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響。理論上，利他主義動(dòng)機(jī)與遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)使得子女?dāng)?shù)量會(huì)影響家庭資產(chǎn)選擇[10-11]和資產(chǎn)持有形式[12-13]，家庭資產(chǎn)則通過緩解流動(dòng)性約束和降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄兩種機(jī)制影響居民的幸福感[14]。

改革開放40多年來(lái)，我國(guó)人民的物質(zhì)生活水平提高了，家庭資產(chǎn)穩(wěn)步增加。本文使用2013年和2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，探討子女?dāng)?shù)量和家庭資產(chǎn)對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響機(jī)制及效應(yīng)，以從資產(chǎn)選擇的角度為子女?dāng)?shù)量影響居民幸福感提供一種解釋。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

第一，關(guān)于子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響研究。一些研究表明子女?dāng)?shù)量增加會(huì)顯著增進(jìn)父母的主觀幸福感，因?yàn)樽优梢越o父母帶來(lái)經(jīng)濟(jì)上的安全感、情感上的歸屬感、影響孩子的權(quán)威感和擁有較強(qiáng)生育能力的榮譽(yù)感等正面感受[15-16]。Qian認(rèn)為獨(dú)生子女政策可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村孩子入學(xué)率下降，而孩子的受教育水平對(duì)父母幸福感具有影響[17]。穆崢和謝宇基于2010年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，更多的孩子會(huì)使父親對(duì)事業(yè)和未來(lái)更有信心，母親則會(huì)更加快樂，對(duì)生活更滿意，且對(duì)自身社交能力評(píng)價(jià)更高[18]。鄭思寧等人研究發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響在農(nóng)村地區(qū)具有顯著正效應(yīng)，還發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)農(nóng)村男性群體幸福感的影響比女性群體更大，對(duì)老年人群體幸福感的影響顯著大于中青年群體[19]。另一些研究表明子女?dāng)?shù)量與父母的幸福感之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。如嚴(yán)靜研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量增加會(huì)增加家庭成員發(fā)生矛盾和沖突的機(jī)會(huì)，一定程度上影響了家庭成員的幸福感。子女?dāng)?shù)量對(duì)父母幸福感的影響存在差異，子女?dāng)?shù)量增加給母親帶來(lái)的幸福感符合邊際效用遞減規(guī)律，但父親的幸福感與子女?dāng)?shù)量之間不存在顯著相關(guān)性[20]。王欽遲的研究也表明適度的子女?dāng)?shù)量能夠提高居民幸福感，子女過多則會(huì)降低幸福感[21]。由此本文提出假設(shè)1：子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感存在非線性影響，即隨著子女?dāng)?shù)量的增加，幸福感的變化趨勢(shì)是不確定的。

第二，關(guān)于子女?dāng)?shù)量和家庭資產(chǎn)對(duì)居民幸福感的影響研究。一方面，子女?dāng)?shù)量會(huì)影響家庭的資產(chǎn)選擇。首先，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭房產(chǎn)投資存在不確定影響，利他主義動(dòng)機(jī)與遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)使得家庭會(huì)因子女?dāng)?shù)量的增加調(diào)整資產(chǎn)組合，增加房產(chǎn)的同時(shí)減少金融資產(chǎn)持有比例，以改善子女成長(zhǎng)環(huán)境[12]。也有研究表明子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭住房需求存在顯著負(fù)向影響，子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)提高家庭的撫養(yǎng)成本，使得家庭不得不降低住房消費(fèi)[11]。其次，子女?dāng)?shù)量會(huì)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比重。為了給子女創(chuàng)造良好的環(huán)境，父母愿意奮斗和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，因此未成年子女占比的上升會(huì)提高家庭金融市場(chǎng)參與率以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比重[13]。另一方面，家庭資產(chǎn)是影響居民幸福感的重要因素。李瑤發(fā)現(xiàn)隨著子女?dāng)?shù)量的增加，家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)會(huì)發(fā)生變化，家庭會(huì)調(diào)整資產(chǎn)持有比例，進(jìn)而對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響[22]。Grinstein-Weiss等發(fā)現(xiàn)有子女的低收入家庭有很強(qiáng)的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，不過由于撫養(yǎng)子女的成本高，使得他們很難有資金能儲(chǔ)蓄下來(lái)，這使得家庭成員的幸福感偏低[23]。王翌秋、王昊宇基于家庭生命周期理論研究發(fā)現(xiàn)，由于家庭內(nèi)部存在的遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)和利他主義動(dòng)機(jī)，為使下一代過得更好，家庭積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，影響了家庭資產(chǎn)選擇[12]。由此本文提出假設(shè)2：子女?dāng)?shù)量通過影響家庭資產(chǎn)選擇對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響，家庭資產(chǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感造成影響的過程中起到了中介作用。

第三，關(guān)于不同資產(chǎn)對(duì)居民幸福感的影響差異研究。從擁有住房對(duì)幸福感的影響看，Muellbauer等研究發(fā)現(xiàn)擁有住房會(huì)顯著提高居民生活滿意度，因?yàn)樽》磕芴嵘彝コ蓡T的滿足感和安全感[24]。Nettleton等發(fā)現(xiàn)擁有住房后，居民的消費(fèi)行為也會(huì)發(fā)生變化，住房的財(cái)富效應(yīng)將影響居民幸福感[25]。Haurin等的研究認(rèn)為擁有住房與租房相比，家庭環(huán)境質(zhì)量能提高13%～23%。生活在自有房屋中的孩子，數(shù)學(xué)成績(jī)最多可提高9%，閱讀成績(jī)最多可提高7%，兒童的行為問題可降低1%～3%[26]，這些都會(huì)極大地影響父母的幸福感。蔡銳帆等人的研究證明了提高投資性房產(chǎn)比例會(huì)提高幸福感，這與近年我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展迅猛，投資收益率高有關(guān)[27]。從擁有汽車對(duì)幸福感的影響看，隨著中國(guó)居民生活水平提升，汽車成為家庭擁有住房資產(chǎn)后的重要投資選擇。胡晨沛等發(fā)現(xiàn)擁有汽車能顯著提升農(nóng)村居民的幸福感[28]。Han等人通過研究總結(jié)得出，在韓國(guó)實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)比例變化對(duì)婦女的婚姻幸福感及其對(duì)丈夫的滿意度有顯著影響[29]。從擁有股票對(duì)幸福感的影響看，很多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)股票可以增值從而帶來(lái)投資回報(bào)，有利于提升居民幸福感，而蔡銳帆等指出風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例過高會(huì)降低居民幸福感[27]，這可能與當(dāng)前我國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)較大，資本市場(chǎng)不成熟有關(guān)。由此本文提出假設(shè)3：子女?dāng)?shù)量對(duì)擁有不同資產(chǎn)的居民幸福感的影響有所差異。

現(xiàn)有文獻(xiàn)較少將子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)與居民幸福感放到統(tǒng)一的框架內(nèi)進(jìn)行研究，即使有關(guān)于子女?dāng)?shù)量對(duì)資產(chǎn)選擇影響的研究，也大多沒有考慮具體資產(chǎn)類型以及具體的影響機(jī)制。鑒于此，本文將使用全國(guó)范圍內(nèi)的大樣本微觀家庭金融數(shù)據(jù)，研究子女?dāng)?shù)量是如何通過影響家庭資產(chǎn)選擇進(jìn)而對(duì)中國(guó)居民幸福感造成影響并測(cè)度其影響效應(yīng)。

二、計(jì)量模型與實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)在全國(guó)開展的中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，簡(jiǎn)稱CHFS)項(xiàng)目，該項(xiàng)目采用分層、三階段、與人口規(guī)模成比例(PPS)的科學(xué)抽樣方法，獲取了具有代表性的中國(guó)家庭微觀金融高質(zhì)量數(shù)據(jù)[30]。2013年和2015年的問卷詢問了被調(diào)查者“您共有多少子女”，由此可以得到子女?dāng)?shù)量的數(shù)據(jù)。2011年和2017年的問卷中因?yàn)闆]有詢問子女?dāng)?shù)量的相關(guān)問題，無(wú)法得知該數(shù)據(jù)。因此，在剔除了部分異常值的基礎(chǔ)上，構(gòu)造了2013年和2015年的面板數(shù)據(jù)，共有11 627個(gè)觀測(cè)值。

1.被解釋變量：居民幸福感

幸福感是一種心理體驗(yàn)，不同個(gè)體對(duì)幸福感的理解和感知雖然存在差異，但是通過詢問受訪者“對(duì)生活的滿意度”來(lái)測(cè)量個(gè)人的主觀幸福感，在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域具有一定合理性。對(duì)于幸福感的度量通常使用五分法單一維度測(cè)量方法，受訪者需要根據(jù)自己的實(shí)際情況，從“非常不幸福、不幸福、一般、幸福、非常幸?！?個(gè)選項(xiàng)中選擇1個(gè)，5個(gè)選項(xiàng)的賦值分別為1、2、3、4、5，數(shù)值越大代表幸福感越強(qiáng)。

2.解釋變量：子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)

子女?dāng)?shù)量即家庭擁有子女的數(shù)量，家庭資產(chǎn)細(xì)分為股票、住房、汽車。如果家庭擁有股票/住房/汽車取值為1，沒有則取值為0。另外，為了證明子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的非線性影響，本文在模型中加入子女?dāng)?shù)量的平方項(xiàng)。為了研究子女?dāng)?shù)量和家庭資產(chǎn)對(duì)居民幸福感的影響是否具有相互強(qiáng)化或相互替代的交互作用，本文引入了3個(gè)由連續(xù)變量和虛擬變量構(gòu)成的交互項(xiàng)，分別是子女?dāng)?shù)量與是否擁有住房、子女?dāng)?shù)量與是否擁有汽車、子女?dāng)?shù)量與是否擁有股票。

3.控制變量

通過文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，收入、性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、戶籍類型、所在地區(qū)、健康狀況及是否有工作等都是影響居民幸福感的因素。此外，考慮到居民的年齡與幸福感存在非線性關(guān)系，收入對(duì)幸福感也存在非線性影響，本文的控制變量增加了年齡和收入的平方項(xiàng)。為了避免變量之間的數(shù)值差距過大引起的估計(jì)偏差，年齡以百歲為單位，收入以十萬(wàn)為單位。

(二)變量描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)2013年和2015年變量的統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行總結(jié)描述與比較(見表1)。2013年和2015年樣本的子女?dāng)?shù)量均值分別是2.49和2.43，是否擁有住房的均值分別是0.79和0.88，數(shù)值有一定上升。同時(shí)擁有汽車的居民增多，擁有股票的居民數(shù)量有大幅上升。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了不同幸福感層次下子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表中可看出，不同幸福感層次下，2013年家庭子女?dāng)?shù)量的均值基本大于2015年，表明隨著時(shí)間的推移，家庭子女?dāng)?shù)量有下降的趨勢(shì)。但是，對(duì)于感到非常幸福的居民家庭而言，2015年子女?dāng)?shù)量的均值大于2013年子女?dāng)?shù)量的均值。在不同幸福感層次下，2015年擁有住房和汽車的樣本均值都大于2013年，而持有股票的樣本均值隨幸福感層次的升高先升再降。

表2 不同幸福感層次下子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型設(shè)定

首先，子女?dāng)?shù)量會(huì)影響家庭資產(chǎn)的選擇與配置。由于利他主義動(dòng)機(jī)、遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)與流動(dòng)性約束的存在，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭房產(chǎn)、汽車和股票等資產(chǎn)的持有比例存在不確定性影響。其次，由于財(cái)富效應(yīng)、投資風(fēng)險(xiǎn)和效用滿足等原因，房產(chǎn)、汽車和股票等資產(chǎn)的持有比例對(duì)居民幸福感的影響存在差異。綜合而言，子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響是非線性的。

根據(jù)前文假設(shè)，考慮到子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)只是影響居民幸福感的其中兩個(gè)因素，模型需要引入其他控制變量。因此，構(gòu)建如下模型：

(1)

(2)

(3)

(4)

模型中，Y表示居民幸福感，children表示子女?dāng)?shù)量，children2表示子女?dāng)?shù)量的平方項(xiàng)，M表示家庭資產(chǎn)，包括住房、汽車和股票。children*M表示子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)的交互項(xiàng)。X為影響居民幸福感的其他因素，α代表常數(shù)項(xiàng)，β表示回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i表示個(gè)體。

根據(jù)假設(shè)1，公式(1)考慮到子女?dāng)?shù)量與居民幸福感之間可能存在非線性關(guān)系，引入了子女?dāng)?shù)量的平方項(xiàng)。若β11和β12顯著，表示子女?dāng)?shù)量與居民幸福感存在非線性關(guān)系。根據(jù)假設(shè)2，使用公式(1)(2)(3)檢驗(yàn)家庭資產(chǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感造成影響的過程中是否具有中介作用。若β21顯著，表示子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)之間存在線性關(guān)系，若β33顯著表示家庭資產(chǎn)與居民幸福感之間存在線性關(guān)系，即子女?dāng)?shù)量通過影響家庭資產(chǎn)選擇對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響。根據(jù)假設(shè)3，使用公式(4)檢驗(yàn)家庭資產(chǎn)是否對(duì)居民幸福感有直接影響以及家庭資產(chǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)幸福感造成影響的過程中是否有調(diào)節(jié)作用，若β43顯著表示家庭資產(chǎn)對(duì)居民幸福感有直接影響，若β44顯著表示家庭資產(chǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)幸福感造成影響的過程中起到了調(diào)節(jié)作用。

(四)實(shí)證分析

本文先分別對(duì)2013年、2015年的樣本進(jìn)行多元回歸分析，然后對(duì)兩年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型分析。通過2013年與2015年的橫截面數(shù)據(jù)及面板數(shù)據(jù)分析，探討子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)中國(guó)居民幸福感影響的變化趨勢(shì)并檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。表3列出了面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，其中模型①～④采取OLS回歸模型，模型⑤～⑩采取中介效應(yīng)模型，分別展示了子女?dāng)?shù)量、子女?dāng)?shù)量的平方項(xiàng)、家庭資產(chǎn)及子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)交互效應(yīng)對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響。

表3 子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)與中國(guó)居民幸福感面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

根據(jù)表3總結(jié)出以下結(jié)論：第一，子女?dāng)?shù)量對(duì)中國(guó)居民幸福感呈現(xiàn)出顯著的“倒U型”非線性影響趨勢(shì)，總體的回歸方程①⑤⑥⑦⑧⑨⑩顯示，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，中國(guó)居民幸福感先增強(qiáng)后減弱，與假設(shè)1相符。這表明適度的子女?dāng)?shù)量能夠提高中國(guó)居民的幸福感，子女?dāng)?shù)量過多則會(huì)降低幸福感。“倒U型”曲線的頂點(diǎn)出現(xiàn)在子女?dāng)?shù)量約為4.2的地方，2013年和2015年受訪家庭子女?dāng)?shù)量的均值分別為2.5和2.4，說(shuō)明當(dāng)前提高生育率有助于提升中國(guó)居民幸福感。

第二，家庭資產(chǎn)在子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感造成影響的過程中起到了中介作用，與假設(shè)2相符?；貧w方程②③④的結(jié)果顯示了子女?dāng)?shù)量與房產(chǎn)、汽車和股票三種資產(chǎn)的關(guān)系。根據(jù)二次曲線的頂點(diǎn)值并結(jié)合當(dāng)前中國(guó)家庭子女的平均數(shù)量分析發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)顯著增加家庭對(duì)房產(chǎn)的投資，顯著減少股票資產(chǎn)的持有比例，對(duì)汽車資產(chǎn)的影響不顯著?；貧w方程⑤⑥⑦分別加入房產(chǎn)、汽車和股票變量之后，子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響依然顯著，房產(chǎn)、汽車的影響系數(shù)顯著為正，但股票的影響系數(shù)顯著為負(fù)，表明持有房產(chǎn)能顯著提高居民幸福感，持有股票會(huì)降低居民幸福感。因?yàn)榉慨a(chǎn)不僅可以改善居住環(huán)境且有保值增值的作用，汽車能使出行便利，而我國(guó)股票市場(chǎng)不成熟，投資風(fēng)險(xiǎn)較大，導(dǎo)致居民幸福感降低。

第三，子女?dāng)?shù)量對(duì)擁有不同資產(chǎn)居民幸福感的影響存在顯著差異，與假設(shè)3相符?；貧w方程⑧⑨⑩分別加入子女?dāng)?shù)量與房產(chǎn)、汽車、股票的交互項(xiàng)，子女?dāng)?shù)量與房產(chǎn)的交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，與股票的交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，與汽車的交互項(xiàng)回歸系數(shù)不顯著，表明子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響因擁有不同類型的資產(chǎn)而有所差異。

7個(gè)模型中，性別對(duì)幸福感的影響都顯著，女性的幸福感顯著高于男性，可能的原因是男性在生活中面臨更大壓力。年齡的平方項(xiàng)數(shù)值顯著為正，可以看出幸福感與年齡是“U型”的相關(guān)關(guān)系，之前的研究大多也得出同樣的結(jié)論。家庭總收入的系數(shù)為正，但是收入平方項(xiàng)數(shù)值顯著為負(fù)，表明收入與幸福感之間存在“倒U型”的非線性關(guān)系，大多數(shù)文獻(xiàn)也表明，收入對(duì)居民幸福感的影響具有邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。在婚姻方面，有配偶的居民的幸福感更強(qiáng)，說(shuō)明婚姻有助于幸福感的提高。從受教育程度看，其回歸系數(shù)總體為正，即受教育程度越高，人們?cè)叫腋！慕】到嵌瓤?，越健康的居民幸福感越?qiáng)。從受訪者所在的地區(qū)看，東部、中部、西部地區(qū)的居民幸福感依次減弱。在戶籍類型方面，城市居民比農(nóng)村居民有更強(qiáng)的幸福感，不過只是在部分模型中顯著。在控制相關(guān)因素后，是否有工作對(duì)居民幸福感沒有顯著影響。

三、異質(zhì)性分析

(一)基于資產(chǎn)選擇差異的比較

為了進(jìn)一步探討子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響在擁有不同資產(chǎn)家庭中的差異及其隨著時(shí)間變化而發(fā)生的變動(dòng)趨勢(shì)，在綜合考慮子女?dāng)?shù)量既對(duì)幸福感有直接影響，又可以通過影響家庭資產(chǎn)選擇對(duì)居民幸福感造成影響的基礎(chǔ)上，根據(jù)公式(2)和(4)求出子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的邊際影響表達(dá)式(見公式(5))，并結(jié)合表3的回歸結(jié)果計(jì)算出子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的邊際影響(見圖1)。

(5)

總體而言，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，其對(duì)居民幸福感的邊際影響呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，且對(duì)幸福感的影響在持有不同資產(chǎn)的家庭中存在明顯差異。對(duì)有家產(chǎn)、有股票的家庭而言，子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的邊際影響比無(wú)房產(chǎn)、無(wú)股票家庭大，這種差異在按是否有房產(chǎn)進(jìn)行分組時(shí)差別最為明顯，在按是否有股票進(jìn)行分組時(shí)差異不大。綜合比較表3中擁有房產(chǎn)(回歸方程②)和股票(回歸方程④)家庭的特征發(fā)現(xiàn)，有配偶、有工作、農(nóng)村家庭擁有房產(chǎn)的概率更大，而東部地區(qū)、無(wú)工作、城市家庭擁有股票的可能性更高。可能由于擁有房產(chǎn)的家庭生活更穩(wěn)定和安逸，強(qiáng)化了孩子所帶來(lái)的歸屬感、趣味感、安全感、成就感等其他主觀感受。與此相反，擁有股票家庭所處環(huán)境的不確定性和競(jìng)爭(zhēng)壓力更大，弱化了孩子所帶來(lái)的情感上的滿足。

圖1 子女?dāng)?shù)量對(duì)持有不同資產(chǎn)家庭居民幸福感的邊際影響比較

(二)基于家庭特征差異的比較

為了探討子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)不同組別居民幸福感的影響差異，將樣本按年齡、戶籍類型、受教育程度、家庭收入、健康狀況和地區(qū)分類后進(jìn)行異質(zhì)性分析?？傮w而言，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)和股票投資對(duì)中國(guó)居民幸福感產(chǎn)生影響，而且其中房產(chǎn)的作用機(jī)制比股票更強(qiáng)，但是通過影響汽車資產(chǎn)投資不能對(duì)居民幸福感造成顯著影響。估計(jì)結(jié)果如表4所示：

表4 子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)居民幸福感影響的異質(zhì)性分析結(jié)果

異質(zhì)性分析結(jié)果表明，子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)不同組別居民幸福感的影響存在顯著差異。從年齡來(lái)看，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)和股票選擇對(duì)66～80歲年齡段居民幸福感的影響最為顯著；對(duì)于20～35歲年齡段的居民，子女?dāng)?shù)量對(duì)其幸福感有影響但家庭資產(chǎn)對(duì)其幸福感的影響不顯著；對(duì)于36～65歲年齡段的居民，子女?dāng)?shù)量和家庭資產(chǎn)對(duì)其幸福感都沒有顯著影響。其原因可能是處于36～65歲年齡段的居民大多處于事業(yè)的上升階段，幸福感更多來(lái)源于事業(yè)上的成就。從戶籍類型來(lái)看，對(duì)城市居民來(lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)和股票投資對(duì)其幸福感的影響比農(nóng)村居民更為顯著。從受教育程度看，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)和股票投資對(duì)其幸福感影響的顯著性隨著居民受教育程度的提高依次遞減，對(duì)于大學(xué)及以上受教育程度的居民，子女?dāng)?shù)量不能通過影響家庭資產(chǎn)選擇對(duì)其幸福感產(chǎn)生影響，這表明隨著居民受教育程度的提高，幸福感更多來(lái)源于子女和家庭資產(chǎn)以外的其他因素。從家庭收入看，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)投資能夠?qū)χ械褪杖爰彝サ木用裥腋８挟a(chǎn)生顯著影響；對(duì)于高收入家庭，子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響不顯著，而房產(chǎn)的影響仍然顯著。這表明隨著居民收入水平的提高，子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的影響減弱。從健康狀況看，對(duì)于健康狀況不好和非常不好的居民來(lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)投資對(duì)其幸福感造成的影響最為顯著，可能是健康狀況不好的居民更需要子女的照顧和資產(chǎn)的保障。從地區(qū)看，在子女?dāng)?shù)量對(duì)東部地區(qū)居民幸福感造成影響的過程中，房產(chǎn)起到了中介作用，股票起到了調(diào)節(jié)作用；子女?dāng)?shù)量通過影響家庭房產(chǎn)投資對(duì)中部地區(qū)居民幸福感的影響更為顯著，但通過影響股票投資不能對(duì)居民幸福感產(chǎn)生顯著影響；對(duì)于西部地區(qū)的居民，二者對(duì)其幸福感產(chǎn)生的影響都不顯著。

四、結(jié)論與討論

子女所帶來(lái)的情感上的滿足和家庭資產(chǎn)所帶來(lái)的物質(zhì)生活上的保障都是居民幸福的源泉。本文使用2013年和2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量會(huì)通過影響家庭資產(chǎn)選擇從而影響居民幸福感，家庭資產(chǎn)配置會(huì)影響子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感的作用強(qiáng)度和方向。

總體研究結(jié)論表明，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，中國(guó)居民幸福感呈“倒U型”變化，當(dāng)前提高生育率有助于中國(guó)居民幸福感的提升。對(duì)影響機(jī)制的探討發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量增加會(huì)提高家庭房產(chǎn)持有比例，同時(shí)減少股票資產(chǎn)持有比例?；谫Y產(chǎn)選擇差異的比較分析發(fā)現(xiàn)，由于擁有房產(chǎn)的家庭生活更穩(wěn)定和安逸，強(qiáng)化了孩子所帶來(lái)的其他主觀感受，所以對(duì)有房產(chǎn)的家庭來(lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量對(duì)其幸福感的邊際影響比無(wú)房產(chǎn)家庭大；與此相反，股票持有比例較高的家庭所處環(huán)境的不確定性和經(jīng)濟(jì)壓力更大，弱化了孩子所帶來(lái)的情感上的滿足，所以對(duì)是否有股票資產(chǎn)家庭來(lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量對(duì)其幸福感的邊際影響差異不明顯?；诩彝ヌ卣鞑町惖谋容^分析顯示，子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)66～80歲年齡段、中小學(xué)受教育程度、中低收入家庭、健康狀況不好、東中部地區(qū)居民幸福感的影響更為顯著。隨著居民受教育程度的提升、收入水平的提高、社會(huì)醫(yī)療服務(wù)的改善，子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)居民幸福感的影響會(huì)減弱，這是當(dāng)前生育率下降的原因之一。

本研究的主要貢獻(xiàn)是從資產(chǎn)選擇的視角為子女?dāng)?shù)量對(duì)居民幸福感造成影響提供了一種解釋，并基于資產(chǎn)差異和家庭特征差異探討了子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)選擇對(duì)中國(guó)居民幸福感影響的異質(zhì)性特征。子女所帶來(lái)的情感上的慰藉和經(jīng)濟(jì)上的回饋對(duì)于面臨較大不確定性和競(jìng)爭(zhēng)壓力的家庭居民幸福感的提升有更為重要的意義。本研究的主要不足之處在于居民幸福感衡量的主觀性偏差降低了研究結(jié)論的客觀準(zhǔn)確性，未來(lái)希望構(gòu)建包含社會(huì)活動(dòng)、社會(huì)地位、財(cái)富狀況、交際能力和身體狀況等多因素在內(nèi)的居民幸福指數(shù)，以更加客觀和準(zhǔn)確地衡量居民幸福感，進(jìn)一步探討子女?dāng)?shù)量、家庭資產(chǎn)對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響。