子女数量、住房条件与城乡居民幸福感
——基于CGSS2012的实证

杨巧,李鹏举(中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073)

子女数量、住房条件与城乡居民幸福感
——基于CGSS2012的实证

杨巧,李鹏举
(中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073)

个人幸福感是从主观角度反映民生的指标之一，房价上涨背景下，子女数量与住房条件对居民幸福感的影响机制和程度如何值得研究。利用CGSS2012微观数据，对70后和80后人群所拥有的房屋套数、现住房面积、子女数量和其幸福感之间的关系进行实证。研究结果显示居民住房面积与主观幸福感呈显著相关关系，住房面积越大，居民的主观幸福感越强；拥有房屋套数、子女数量与居民主观幸福感显著相关；子女数量、住房条件对不同户口类型居民的幸福感存在差异性影响，具体表现为非农户口居民的幸福感受住房面积的影响更大，而农业户口居民的幸福感受住房套数、子女数量的影响更大；子女数量、住房条件对同一户口类型不同年龄层次居民的幸福感存在差异性影响。

幸福感;住房;子女数量

为促进人口均衡发展，继2013年实施单独二孩政策后，2015年10月党的十八届五中全会决定全面实行二孩政策。该政策的实施，一定程度上影响了我国的家庭规模和结构，改变了人们的购房预期，对住房市场需求规模产生了影响。从经济学角度看，住房是家庭的重要资产构成，从人口学与社会学角度看，子女数量与质量是家庭发展的关键。作为居民对自身生活质量的评价，主观幸福感一定程度上反映了民生质量。当前二孩政策放开与房价上涨背景下，子女数量与住房条件对居民幸福感的作用机制和影响程度值得研究。

一、文献综述

经济学侧重于研究收入、消费和分配对居民幸福感的影响(罗楚亮，2009；王鹏，2011；于席正、江莉莉，2012；倪鹏飞，2012；陈炜、郭国庆、陈凤超，2014)。近年来有学者专门研究了住房状况对居民幸福感的影响，李涛、史宇鹏、陈斌开(2011)研究发现居民自有住房状况对其幸福感存在显著影响，研究指出住房对居民幸福感影响通过流动性约束与预防性储蓄两大机制产生作用，实证结果显示自有住房产权类型的差异对中国城镇居民幸福感的影响有显著区别，住房自有和多套住房能显著提高居民幸福感，拥有的住房若是不完全产权住房，则对居民幸福感没有显著影响[1]。林江、周少君、魏万青(2012)研究了城市房价上涨幅度、住房产权状况对居民主观幸福感的影响，指出房价上涨会显著抑制居民幸福感，住房产权状况与居民幸福感显著正相关，有且仅有一套住房、有多套住房的居民和租房户的幸福感存在显著差异[2]。刘米娜(2013)研究指出城市居民主观幸福感存在典型的区域差异，住房数量提高居民主观幸福感，住房面积对幸福感的影响呈倒U型，居民住房的相对不平等状况对幸福感具有显著负向影响[3]。孙伟增、郑思齐(2013)研究发现自有住房对居民的幸福感有显著的正向影响，住房制度改革使得城市居民住房财富存在初始差异，不同产权住房市场价值不同,对居民幸福感的影响也存在区别，家庭生命周期角度的考察发现，拥有住房越早，居民的幸福感越高[4]。利用不同来源数据，毛小平(2013)、宁映琳(2015)对住房产权、住房面积对居民主观幸福感的影响也得到了一致结论[5，6]。范红忠、范阳(2015)研究指出居民住房消费具有向上的攀比性，居民住房面积与住房条件较优的亲友差距越大,居民幸福感越低，但是当其住房面积超过住房条件较好者时,其幸福感不受自身住房面积和亲友住房面积影响[7]。

人口社会学则较多从群体行为、阶级分层、社会融合等角度研究居民幸福感的影响因素(王甫勤,2011；胡迪、金一波，2011；刘军强、熊谋林、苏阳，2012；王毅杰、丁百仁，2014；张云武，2015)。其中，从我国生育政策和行为出发，王伟、景红桥、张鹏(2013)研究了计划生育政策对我国居民幸福感的影响，针对80后子女家庭的研究结果显示，兄弟姐妹数量越多，80后群体的幸福感越低[8]。穆峥、谢宇(2014)研究指出父亲对事业和未来的信心会因孩子数量增加而增加,母亲则表现为更加快乐，生活满意度会提高且对自身社交能力评价更高，生育效应的性别差异对当代中国社会的家庭内部分工状况也是一种体现[9]。

王钦池(2015)研究指出与国外子女数量对幸福感的影响是负面的这一研究结论相比，我国子女数量对居民幸福感的影响呈非线性，子女的性别结构和性别次序对父母幸福感均会产生影响[10]。

从上述文献来看，目前系列研究成果多基于单一视角展开，从实践出发，全面二孩这一人口政策的实施，需要结合经济角度评估住房等相关家庭成本的增加对二孩政策推进带来的影响。本文尝试从经济与人口视角，进一步探讨家庭子女数量、住房条件对城市和农村居民幸福感的影响，为全面二孩政策推出后的配套经济政策提供参考。

二、数据样本与分析变量

(一)数据说明

本文使用的数据来源于香港科技大学调查中心与中国人民大学社会学系在全国开展的社会基本状况调查——中国综合社会调查(CGSS)。该调查从2003年开始，是我国最早的全国性、综合性、连续性的学术调查项目。该调查系统、全面地收集了社会、社区、家庭、个人多个层面的数据。本文利用的CGSS2012数据，样本覆盖了全国31个省级行政单位18岁以上的城乡居民，其中东部省份有11个(北京、福建、山东、上海、天津、浙江、广东、广西、河北、江苏、辽宁)，西部省份有7个(重庆、四川、云南、甘肃、贵州、宁夏、陕西)，中部省份有9个(安徽、黑龙江、河南、山西、湖北、湖南、江西、吉林、内蒙古)，样本总量共计11 765个。结合我国住房制度改革历程和经济发展背景，70后群体享受到经济发展红利的同时，住房市场的发展使其住房选择更为多样化，此外二孩政策虽然放开，但难以惠及受身体条件限制的70以前人群。因此根据研究目的，本文只选取了出生年份在1970年以后的样本作为研究，设定后得到新的样本总量为3656个。

(二)变量描述与介绍

本文被解释变量为居民主观幸福感，在CGSS2012调查中，居民问卷会询问被访者“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”这个问题，以此来对个人主观幸福感进行测量。被访者针对“非常不幸福、比较不幸福、说不上幸福不幸福、比较幸福、非常幸福”这几个选项做出答复。本文选取居民对该问题的回答作为被解释变量，对前述五个选项分别赋值为1、2、3、4、5。

对于解释变量的选取，根据本文的研究目的，核心解释变量选取为住房面积、拥有房屋套数以及子女数量。控制变量选取为性别、年龄、教育程度、健康状况、家庭经济状况、2011年家庭总收入。在确定变量以后，剔除CGSS2012样本数据中变量的缺失值，得到最终样本容量为3656个。运用stata软件可以得到上述变量的统计性描述，各变量名称以及变量描述性统计如表1所示。

表1 变量的描述性统计

三、 计量分析

(一)模型设定

根据本文研究目的，本文构建如下模型：

happiness=α+βX+ η1lnhousesquare+η2house+η3children+μ

happiness代表受访者的主观幸福感，lnhousesquare代表取了对数的受访者现在居住房屋面积，house代表受访者拥有的房屋套数，children代表受访者的子女数量，控制变量X包括受访者的性别、年龄、政治面貌、教育程度、健康状况、经济情况和2011年家庭总收入。对于模型所存在的共线性问题，我们对相关变量进行了对数处理，由于CGSS2012的数据库是横截面数据，基本可以不考虑序列相关问题。

(二)实证结果

1.全样本多项logit回归结果分析

运用stata软件，采用多项Logit模型，根据调查中的各类相关数据，基于上述多元线性回归模型进行回归。回归结果如表2所示。

表2 全样本Logit回归结果

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

从上述回归结果可以看出，第一，核心释变量中，住房面积、房屋套数以及子女数量均与居民主观幸福感存在显著的正相关关系，即住房面积越大，房屋套数越多，子女数量越多，居民的主观幸福感越强。从系数值看，核心解释变量中，房屋套数对居民幸福感的影响最高，其中原因可能在于房屋套数越多，房价与房租上涨背景下的资产性收入更高，使得居民幸福感增强；此外，子女数量对居民幸福感的影响系数强于住房面积的影响，说明家庭子女数量对幸福感的影响强于现有居住水平的影响。第二，本文实证结果和以往居民主观幸福感影响因素的相关研究结论较为一致：健康状况、收入、经济条件与个人主观幸福感正相关，健康状况与自评的经济条件从系数上看，对幸福感的影响最大。年龄与个人主观幸福感存在显著负相关，年龄越大，上有老下有小的人生阶段里生活各方面的压力增加，幸福感随之下降。此外教育程度越高，幸福感越低，且结果非常显著，这在一定程度说明居民受教育程度越高，对生活各方面的要求提高，对其幸福感产生了负向影响。

2.分户籍与分年龄多项logit回归结果分析

根据CGSS2012问卷中对户籍所在地的提问，本文将调研样本户口类型分为农业户口和非农业户口，并在此基础上进一步根据调研样本的出生时间，将其划分为70后和80后群体。多项logit回归结果见表3和表4所示。实证结果显示，第一，核心变量中，住房面积、子女数量与农业、非农业户籍居民主观幸福感之间的关系都呈显著正相关。与农业户籍人口相比，住房面积对非农业户籍居民的幸福感影响更大。这与城乡居民居住水平的差异是有关的。国家统计局数据显示2012年我国农村居民人均居住面积为37.1m2，而城市居民人均居住面积为32.9m2，相较而言，城市居民对提高住房状况的需求更为迫切。农业户籍居民的幸福感受子女数量的影响更大，即与城市户籍人口比较，农业户籍人口的多子化倾向会更强，幸福感受这一因素的影响更大。第二，对不同年龄群体而言，住房条件与子女数量对其幸福感的影响均显著，但从影响系数看，存在群体差异。农业户籍人群中，房屋套数和子女数量对80后群体幸福感的影响要远大于70后群体。非农户籍人群中，住房面积、房屋套数对80后群体幸福感的影响也大于70后群体，但是子女数量对80后幸福感的影响要小于70后。此外从系数上看，房屋套数对不同户籍人群幸福感的影响中，80后均远超70后，这可能与现代人对独立生活空间的需求更为强烈有关。第三，对不同性别人群，农业户籍人群中女性幸福感受子女数量影响的系数仅为0.0427，而农业户籍人群中的男性幸福感受子女数量影响的系数为0.2，非农户籍人群中，子女数量对女性与男性幸福感的影响系数分别为0.001和0.08。这在一定程度上说明无论户籍类型，女性在承担工作与劳动压力的同时，可能由于在子女养育上相对家庭男性更辛苦的付出而减少了生活幸福感。第四，对不同性别人群，无论农业或非农户籍，女性幸福感受房屋套数的影响远大于男性，相较而言，女性幸福感受住房面积的影响要弱于男性，原因可能在于成家后女性更倾向于有属于自己家庭的独立空间。第五，控制变量中，和全样本回归结果类似，不同户籍与年龄的居民，健康状况、收入水平、经济条件均与居民幸福感呈正相关。而农业户籍人群教育程度与幸福感呈负相关，且对80后群体的负面影响大于70后，对男性的负面影响大于女性。非农户籍人群教育程度与幸福感呈正相关，对80后幸福感的正向影响大于70后，对男性幸福感的正向影响大于女性。这可能与当前我国社会阶层流动状况有关，受教育程度更高的农业户籍人群虽然眼界打开了，但面临向上流动的机会减少的现实，使得其幸福感下降。

表3 非农业户口居民Logit回归结果

(续表)

变量非农业户口全样本70后80后男性女性lnincome0 0370768∗0 0709787∗0 0056581∗0 1406446∗0 0512376∗economic0 2959615∗∗∗0 1823162∗∗∗0 4048683∗∗∗0 1461656∗∗∗0 4514514∗∗∗lnhousesquare0 0341274∗∗0 008132∗∗0 0457574∗∗0 1444876∗∗0 0699044∗∗house0 0168526∗0 017932∗0 0240926∗0 080617∗0 1162362∗children0 0189218∗∗0 0193123∗∗0 1047209∗∗0 0802691∗∗0 0019055∗∗常数项-2 252298∗∗∗-3 368578∗∗∗-2 104998∗∗∗-3 164388∗∗∗-1 397241∗∗∗观察值1711902809864847

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

表4 农业户口居民Logit回归结果

四、结论与建议

本文利用CGSS2012微观数据，对70后和80后人群拥有房屋套数、住房面积、子女数量和居民主观幸福感之间的关系进行实证。研究发现，住房面积与居民主观幸福感之间显著相关，住房面积越大，居民主观幸福感越强；拥有房屋套数、子女数量与居民主观幸福感显著相关；子女数量、住房条件对不同户口类型居民的幸福感存在差异性影响，具体表现为非农业户口居民的幸福感受住房面积的影响更大，而农业户口居民的幸福感受住房套数、子女数量的影响更大；子女数量、住房条件对同一户口类型不同年龄层次居民的幸福感存在差异性影响。以上研究有助于更全面的认识家庭生育行为与住房条件对居民幸福感的影响，通过完善家庭政策和住房制度进一步提高居民幸福感。

首先，加强制度建设以提高家庭发展能力。研究中发现住房面积对非农户籍人群幸福感的影响要大于子女数量对其影响。家庭形成和扩展初期，家庭成员的职业发展能力有限，该阶段家庭发展能力受到限制，住房条件影响到居民幸福感，进而会对家庭的生育决策产生负向抑制。当前我国二胎政策实施背景下需通过系列制度建设进一步促进家庭发展能力的提高，如国外普遍存在的生育补贴、家庭税收减免、初次购房家庭购房贷款利息抵扣所得税等。通过系列制度设计提高家庭支持能力和家庭经济能力。

其次，多方面着手促进提高城市人口生育意愿。研究中发现子女数量对我国居民幸福感的影响系数较小，对城市户籍人群而言，子女数量对80后幸福感的影响要小于70后，对女性幸福感的影响要小于男性。人口社会学研究发现生育意愿会随着经济水平和受教育程度提高而下降。当前子女养育中面临教育成本和住房成本上升的压力，通过完善公共服务，提供足够且必需的公共产品是降低居民生活压力，提高幸福感的有效手段。此外对城乡女性而言，子女数量对其幸福感的影响明显低于男性群体，因此通过提高公共服务质量、完善女性系列权益保护，多方面着手提高城市人口生育意愿，才能促进生育水平的提高，提升居民幸福感。

最后，以家庭住房支付能力为基础完善我国住房制度建设。城市化背景下以家庭为单位的城市住房需求规模和结构均在不断变化，住房面积和房屋套数均对居民幸福感产生正向影响。完善我国住房制度需要从家庭住房需求类型与住房支付能力客观评价的角度出发，一方面通过发展住房租赁市场和对中低收入人群的住房保障，缓解房价上涨过快背景下居民住房消费压力，另一方面促进经济可持续发展，缓解收入不平等状况，以市场化手段来提高居民住房支付能力，达到改善居民住房条件，提升居民幸福感的目的。

[1]李涛，史云鹏，陈斌开.住房与幸福：幸福经济学视角下的中国城镇居民住房问题[J].经济研究,2011(9)：69-81.

[2]林江，周少君，魏万清.城市房价、住房产权与主观幸福感[J].财贸经济，2012(5):114-120.

[3]刘米娜.住房不平等与中国城镇居民的主观幸福感[J].经济经纬，2013(5)： 117-121.

[4]孙伟增，郑思齐.住房与幸福感：从住房价值、产权类型和入市时间视角的分析[J].经济问题探究，2013(3)：1-9.

[5]毛小平.住房产权、社会和谐和居民幸福感研究[J].统计观察，2013(3)：88-91.

[6]宁映琳.城镇居民住房面积对个人主观幸福感的影响——基于中国综合社会调查(CGSS)2010数据的实证研究[J].社会管理，2015(5)：120-123.

[7]范红忠，范阳.住房消费的攀比性与主观幸福感[J].武汉理工大学学报，2015(3)：416-420.

[8]王伟，景红桥，张鹏.计划生育降低了居民幸福感吗？[J].人口研究，2013(2):102-112.

[9]穆峥，谢宇.生育对父母主观幸福感的影响[J].社会学研究，2014(6)：124-142.

[10]王钦池.生育行为如何影响幸福感[J].人口学刊，2015(4):12-24.

(编辑：程俐萍)

Empirical study on the relationship between residents’ well-being and number of children and housing conditions

Yang Qiao,Li Pengju

(CollegeofFinance,ZhongNanUniversityofEconomicsandLaw，Wuhan430073，China)

Personal well-being is an important indicator of people's livelihood. Under the background of housing price rising and two-child policy releasing, we need to study the influence of the number of children and housing conditions on the residents' well-being. This paper make an empirical study on the relationship between the housing conditions, number of children and the residents' well-being of after-70s and after-80s using the data from CGSS2012. The results show that there are significantly correlation between housing area, number of the owned house, number of children and the residents' well-being. There are different effects on different birth accounts, specifically, while the housing area has more influence on non-farmer account residents, the number of children, the number of the owned house have more effect on farmer account residents. And there are different impact on the different age level in the same household registration.

Well-being ; Housing condition; The number of children

2017-03-08

杨巧(1979-)，女(汉)，湖北松滋人，副教授，博士，主要从事城市经济学，房地产市场方面的研究。

国家社科基金(14CRK015)；中央高校基本科研项目(1510504)

F063.4

A

1671-816X(2017)07-0047-05