子女性別、婚姻年齡與父母生活滿意度
——代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)換視角下的實(shí)證研究

王暢

(清華大學(xué) 深圳國際研究生院，廣東 深圳 518055)

1 問題的提出

居民生活滿意度與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)。在2018年末，全國60周歲及以上人口占比17.9%(1)國家統(tǒng)計(jì)局.2018年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[R].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2019.，在老齡化問題日趨嚴(yán)重背景下，實(shí)現(xiàn)健康養(yǎng)老、和諧養(yǎng)老，提高人民生活滿意度是健康中國戰(zhàn)略實(shí)施過程的重要內(nèi)涵，也是評(píng)價(jià)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果不可回避的標(biāo)準(zhǔn)之一。我國社會(huì)化養(yǎng)老保障體系及養(yǎng)老模式尚未形成，家庭養(yǎng)老依舊是最為普遍的方式，包括子女、老人及其家庭特征在內(nèi)的因素長期影響著家庭主體對(duì)生活的滿意度和幸福感，子女行為在相處的過程中也是影響老年人生活幸福的重要因素(Logan J R and F Bian，2003)。從生命周期角度來看，子女與父母之間的代際關(guān)系包括投資養(yǎng)育與經(jīng)濟(jì)支持兩個(gè)主要部分，而成婚既是分割兩個(gè)階段的重要節(jié)點(diǎn)，也是家庭經(jīng)濟(jì)決策的重大事件。近年來，我國人口性別比逐漸失衡，婚姻市場中適齡男女比例失調(diào)，婚姻市場日益顯示出男性受擠壓態(tài)勢(shì)，父母為了兒子成婚，會(huì)在家庭決策中對(duì)兒子的文化教育、工作發(fā)展、社會(huì)交往等方面投入大量經(jīng)濟(jì)收入，并在成婚時(shí)接受高額彩禮，乃至影響家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄水平，父母對(duì)處于婚姻市場中的子女形成了差異化期望。

在利己主義假定下，子女結(jié)婚之后形成單獨(dú)家庭，父母對(duì)子女的代際關(guān)系由提供投入轉(zhuǎn)為被支持，子女可以通過收入以及與父母之間的經(jīng)濟(jì)家庭交往等提升父母的生活質(zhì)量和滿意度，對(duì)父母的代際支持特別是兒子養(yǎng)老被賦予更多期待。同時(shí)隨著市場化發(fā)展，女性經(jīng)濟(jì)能力不斷上升、傳統(tǒng)家庭結(jié)構(gòu)和觀念的弱化都使得女兒在家庭中的地位得到提升，也能為父母提供代價(jià)支持。因此研究在OLG模型中加入婚姻支出推論子女成婚如何影響父母消費(fèi)的基礎(chǔ)上，從代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)換視角分析子女成婚及其早晚對(duì)父母生活滿意度的影響，并建立計(jì)量模型利用數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而為青年婚姻政策制定、理解家庭消費(fèi)決策以及人口性別失衡的社會(huì)影響提供參考。

2 研究回顧與假說

2.1 研究回顧

家庭個(gè)體的生活滿意度提升是社會(huì)經(jīng)濟(jì)研究所關(guān)注和努力達(dá)到的目標(biāo)，是評(píng)估經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)獲得感提升的重要內(nèi)容。在中國社會(huì)中，養(yǎng)老模式的主流是家庭養(yǎng)老(穆光宗，2000)，研究發(fā)現(xiàn)即使是在社會(huì)養(yǎng)老保障制度更為完善的西方發(fā)達(dá)國家，子女也是父母生活養(yǎng)老的支持和照料的主要供給主體(Hillier S,Barrow G M，1999)。有研究從家庭個(gè)體特征出發(fā)，分析了一些社會(huì)特征如收入差距、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、房價(jià)以及社會(huì)穩(wěn)定狀況的影響效果(熊躍根，1999)，李東東(2019)使用VAR模型對(duì)2000年-2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)城市居民生活滿意度與宏觀經(jīng)濟(jì)增長顯著相關(guān)，這些研究揭示了影響生活滿意度的重要因素。

從婚姻市場供需角度來看，嚴(yán)重的性別失衡與婚姻擠壓導(dǎo)致男方結(jié)婚的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)成本升高，這意味著男方家庭需要更多的預(yù)期支出和預(yù)期收入，一方面如買房買車會(huì)降低家庭的消費(fèi)水平和提高儲(chǔ)蓄水平，增加積累以備婚姻需求，另一方面也會(huì)選擇工作更多時(shí)間，以休息閑暇時(shí)間換取經(jīng)濟(jì)收入，從而導(dǎo)致父母生活滿意度降低；而擁有女兒的家庭則擁有更多選擇空間，在支出方面更少，從而家庭的消費(fèi)率更高，在婚姻市場的優(yōu)勢(shì)也會(huì)提高父母的滿足感，魏尚進(jìn)和張曉波(2011)以及Chen(2014)的研究都說明了以上的分析。而在結(jié)婚之后，分家是中國社會(huì)中多子家庭的普遍現(xiàn)象，特別是在結(jié)婚之后，兒子的初婚年齡與分家時(shí)間的間隔在縮小，這種原生家庭的維系和裂變都會(huì)影響著對(duì)父母的代際支持、生活質(zhì)量、生存狀態(tài)和生活滿意度(王磊，2015)。

從代際關(guān)系角度來看，中國人民大學(xué)2010年開展調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)農(nóng)村婦女對(duì)子女未來期望依然會(huì)在男孩和女孩方面存在不同側(cè)重，“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別認(rèn)知與偏好和對(duì)子女在傳宗接代、生病照料和贍養(yǎng)支持等方面的期望差異顯著相關(guān)(陶濤，2012)。在家庭的代際貨幣轉(zhuǎn)移中，傳統(tǒng)養(yǎng)兒防老觀念在受到婦女工資水平上升的挑戰(zhàn)，其間不存在交換理論或者利他的性別差異(周律,陳功，王振華，2012)，兒子在父母生活幸福感提升上的作用也能由女兒替代，是在家庭的性別歧視之下，表現(xiàn)在教育投資等方面的資源分配會(huì)更傾向于男孩，女孩因而受限于教育水平低等因素而無法向高收入的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和正式勞動(dòng)力市場進(jìn)行轉(zhuǎn)移，這導(dǎo)致性別之間工資收入差距較大(鄧峰，丁小浩，2012)。在孝老思想下，基于自身在生理和心理上的優(yōu)勢(shì)，女兒通常會(huì)選擇為父母提供生活照料和心靈撫慰，在不同的方面提升父母健康水平和生活滿意度(毛瑛，朱斌，2017)，這種家庭中兒女共同養(yǎng)老模式的發(fā)展，降低了農(nóng)村育齡婦女的生育意愿，其中一個(gè)重要的愿意或許就是男孩偏好的弱化(朱明寶,楊云彥，2016)，這從側(cè)面也反映出女兒在提高父母生活滿意度方面的顯著作用。

從家庭經(jīng)濟(jì)視角看，子女可以被視為是父母在未來的耐用消費(fèi)品(Becker,1960)，父母在進(jìn)行投資時(shí)更會(huì)考慮性別差異帶來的不同效益，子女婚姻作為家庭中被父母視為必須完成的大事(韋艷，李樹茁，2008)，就更需要在家庭資源有限的情況下進(jìn)行合理的分配和投資，讓子女得以成婚成家，以達(dá)到效用最大化。特別在男孩偏好下，偏高的出生性別比和女孩死亡水平使得男性婚姻擠壓日趨嚴(yán)重：2013年后男性過剩人口將在10%以上，2015-2045年間會(huì)達(dá)到15%以上，百分比背后是每年約120萬男性在婚姻市場上被淘汰(李樹茁等，2006)。由于父母的生活滿意度取決于子女實(shí)現(xiàn)父母期望的程度，而子女本身所承載的父母期望就存在顯著差異，就如同“望子成龍”“望女成鳳”內(nèi)在含義差異非常大一樣。2010年中國人民大學(xué)家庭及生育狀況研究調(diào)查數(shù)據(jù)的分析顯示傳統(tǒng)文化對(duì)父母的性別角色認(rèn)知依舊存在較大影響，男孩成龍之后的預(yù)期效用是“養(yǎng)老送終”、“傳宗接代”等，而女孩成鳳的預(yù)期效用是“更貼心”、“幫助照料家人”等(陶濤，2012)；在如此巨大的婚姻壓力下，社會(huì)中出現(xiàn)的交換婚姻、高額彩禮、因婚致貧的現(xiàn)象就不難理解了，家庭中兒子和女兒帶來效用的性別差異在婚姻市場中會(huì)更加顯著。綜合現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)，子女婚姻狀況會(huì)對(duì)父母的生活滿意度產(chǎn)生影響，隨著市場化進(jìn)程與性別平等觀念的推廣，無法得出其中確切的影響關(guān)系，并且無法準(zhǔn)確說明子女結(jié)婚早晚的影響效果。

在利己主義假定下，利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)開展的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，父母的消費(fèi)水平顯著影響生活滿意度提升(畢莎莎,2017)，因此本研究以消費(fèi)水平保障父母生活滿意度的提升，構(gòu)建理論模型。從代際關(guān)系角度來看，子女成婚是父母重要的經(jīng)濟(jì)支出，在家庭經(jīng)濟(jì)收入一定時(shí)，婚姻市場中過高的彩禮、婚房、婚車等大額支出會(huì)降低家庭的消費(fèi)水平，一方面會(huì)直接降低家庭的消費(fèi)預(yù)算，使得收入預(yù)算約束曲線偏移，另一方面當(dāng)子女結(jié)婚所需支出超過了家庭收入的支付范圍，為順利成婚，在婚姻市場中占得優(yōu)勢(shì)，父母考慮到未來支出壓力和貸款償還能力時(shí)，在家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策中持有更多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，主動(dòng)降低消費(fèi)水平，從而會(huì)影響到父母生活滿意度。根據(jù)戴蒙德(Diamond)經(jīng)典OLG模型，并借鑒柳瑞清(2020)對(duì)高彩禮現(xiàn)象的研究，研究將婚姻市場中的婚姻支出引入模型中，根據(jù)父母消費(fèi)的預(yù)算約束曲線和效用函數(shù)可以求出其當(dāng)期消費(fèi)水平c1t。

(1)

其中c1t為父母青年期消費(fèi)，c2t+1為父母老年期消費(fèi)，M1t是父母為子女結(jié)婚所需支出，φ為子女結(jié)婚當(dāng)年的借貸利率，wtAt為父母勞動(dòng)、資本等收入，參數(shù)β是下一期效用的貼現(xiàn)率，rt+1是t+1期的市場利率水平。

根據(jù)當(dāng)期消費(fèi)水平c1t的表達(dá)式可知，在效用函數(shù)、市場借貸利率以及收入一定的情況下，父母的當(dāng)期消費(fèi)取決于其對(duì)下一期消費(fèi)帶來效用的貼現(xiàn)、子女結(jié)婚所需要的經(jīng)濟(jì)支出，且均是負(fù)相關(guān)。根據(jù)理論模型可以發(fā)現(xiàn)，父母為子女成婚所付出的經(jīng)濟(jì)性支出或者對(duì)未來兒子結(jié)婚所需消費(fèi)的重視程度會(huì)顯著負(fù)向影響父母的消費(fèi)水平，從而降低父母對(duì)生活的滿意程度。

2.2 研究假說

通過OLG模型的推導(dǎo)，研究發(fā)現(xiàn)家庭中有兒子會(huì)使得父母更加重視未來所需的婚姻支出，從而降低當(dāng)前消費(fèi)水平。此外隨著市場化不斷推進(jìn)，女性擁有的經(jīng)濟(jì)收入得到提升，家庭地位和社會(huì)地位上升，能夠在父母生活中提供高于期望的更多支持，從而對(duì)兒子提供的支持產(chǎn)生替代作用，相對(duì)于兒子能夠?qū)Ω改傅纳顫M意度提升帶來更顯著的促進(jìn)效果。

據(jù)此研究提出假說H1：相對(duì)女兒，兒子會(huì)更顯著負(fù)向影響父母的生活滿意度。

父母與子女的代際關(guān)系分為投入與被支持，子女成婚是兩者轉(zhuǎn)換的重要事件。傳統(tǒng)的“重男輕女”觀念賦予了兒子更多期待和投資，但在婚姻市場中，男性的婚姻擠壓遠(yuǎn)高于女性，女性處于優(yōu)勢(shì)地位，而父母為了兒子成婚短時(shí)間內(nèi)付出的經(jīng)濟(jì)成本較高會(huì)降低其滿意度，OLG模型也驗(yàn)證了婚姻支出對(duì)提升父母消費(fèi)水平和質(zhì)量的負(fù)向作用。此外由于結(jié)婚后分家，父母對(duì)子女的代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)向被提供支持階段，但父母從子女處獲得的經(jīng)濟(jì)支持受限，消費(fèi)保障主要由個(gè)人積累實(shí)現(xiàn)。

據(jù)此研究提出假說H2：婚姻支出使得結(jié)婚前女兒相對(duì)兒子更顯著提高父母生活滿意度，婚后兒子提供的經(jīng)濟(jì)支持對(duì)提高父母滿意度的影響差異較小。

從經(jīng)濟(jì)角度來看父母與子女之間的代際關(guān)系轉(zhuǎn)換，婚姻市場擠壓下兒子結(jié)婚意味著婚前大量的成本支出，而女兒結(jié)婚會(huì)帶來一定的收入，此外兒子辦完婚事就分家的現(xiàn)象日益增多(王磊，2015)，因此可以將結(jié)婚年齡作為子女與父母分家的時(shí)間點(diǎn)，也即是代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)換的節(jié)點(diǎn)，在分家后，由于兒子單獨(dú)擁有家庭，父母從中獲得經(jīng)濟(jì)支持作用有限，甚至需要從經(jīng)濟(jì)上繼續(xù)支持兒子的家庭，且當(dāng)父母青年期的收入積累不足時(shí)，OLG模型顯示結(jié)婚過早會(huì)負(fù)向影響父母的生活滿意度。父母對(duì)女兒的期望和支持獲得保持均衡甚至獲得的支持更多，因此結(jié)婚越早，父母反而有更高的生活滿意度。

據(jù)此研究提出假說H3:兒子結(jié)婚年齡早會(huì)對(duì)父母生活滿意度產(chǎn)生負(fù)面影響，女兒結(jié)婚早會(huì)對(duì)父母滿意度產(chǎn)生正面影響。

3 數(shù)據(jù)及模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源

研究使用2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)的數(shù)據(jù)與CEIC數(shù)據(jù)庫。CHARLS 2015數(shù)據(jù)涵蓋了全國28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的150個(gè)縣，450個(gè)社區(qū)(村)中約1.24萬戶家庭的2.3萬名受訪者。CHARLS調(diào)查問卷包含衡量生活滿意度和抑郁程度的指標(biāo)和量表，為研究父母生活滿意度水平和精神健康狀態(tài)提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)；其調(diào)查對(duì)象主要是我國45歲及以上的中老年人家庭和個(gè)人的微觀追蹤數(shù)據(jù)。而CEIC全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫目前包括全球117個(gè)國家的宏觀數(shù)據(jù)，是全球最全面的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，也是數(shù)據(jù)可操作性及數(shù)據(jù)質(zhì)控最為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕?jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。為滿足研究需要，研究從中選取了2015年各地級(jí)市的人均GDP、房價(jià)、人口數(shù)量指標(biāo)，并按照地級(jí)市與CHARLS 2015進(jìn)行匹配合并，得到研究所用數(shù)據(jù)。

3.2 研究方法

3.2.1 關(guān)鍵變量的選取和處理

研究關(guān)注的關(guān)鍵解釋變量為子女性別和初婚狀況，被解釋變量為父母的滿意度指標(biāo)，CHARLS問卷中直接詢問了受訪者對(duì)生活的滿意度情況，因此可以直接使用其作為研究數(shù)據(jù)。根據(jù)數(shù)據(jù)特征，研究使用了Order Logit模型進(jìn)行回歸分析，并采用OLS和兩階段最小二乘法回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

在性別指標(biāo)選取時(shí)，考慮到會(huì)存在子女性別的父母選擇性操縱，而在選擇性別時(shí)的影響因素同時(shí)也可能影響父母的幸福感，進(jìn)而產(chǎn)生遺漏變量偏誤。由于研究對(duì)象為45歲及以上的中老年人，其中不乏經(jīng)歷過計(jì)劃生育的研究樣本，再加上重男輕女思想的雙重影響，更容易發(fā)生操縱問題。因此，研究參考了吳曉瑜和李力行(2011)在研究子女性別對(duì)婦女家庭地位影響的處理方法，以及陸方文等(2017)在研究子女性別和父母幸福感之間關(guān)系時(shí)的外生性驗(yàn)證思路。利用研究數(shù)據(jù)中兒子數(shù)量、是否有兒子變量進(jìn)行外生性檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn)研究對(duì)象第一胎孩子的性別具有較強(qiáng)的外生性，印證了其自然選擇的特征，故而在研究中使用家庭中第一胎孩子的性別作為關(guān)鍵解釋變量，若第一胎不在世，則將其剔除研究樣本。

受訪者子女的初婚狀況變量主要有兩個(gè)層面，一是是否結(jié)婚，二是初婚年齡的早晚；在處理調(diào)查數(shù)據(jù)中的是否結(jié)婚變量時(shí)，由于未婚同居往往不存在法定的婚姻關(guān)系和實(shí)際意義的婚姻投入，因此研究將CHARLS問卷調(diào)查中的未婚同居子女歸入未婚群體之中，并將子女處于離婚狀態(tài)和離婚后再婚的樣本刪除；另外，為了證明假說3，需關(guān)注子女初婚年齡這一變量，由于初婚風(fēng)險(xiǎn)受到個(gè)體和家庭特征以及社會(huì)層面特征的顯著影響(劉爽，高華，2015；楊克文，李光勤，2018)，因而在模型中加入并控制個(gè)體特征和家庭特征之外，研究還納入了地級(jí)市變量加以控制；從初婚年齡來看，考慮到準(zhǔn)備結(jié)婚到進(jìn)入婚姻市場的時(shí)間間隔，并且為更好的利用研究數(shù)據(jù)，根據(jù)研究數(shù)據(jù)中初婚年齡最早樣本的時(shí)間作為起始時(shí)間，將每加入一兩個(gè)初婚樣本就會(huì)使初婚曲線波動(dòng)較大的年齡定為觀察的截止時(shí)間，因此將面臨婚姻市場壓力的子女年齡段確定為15-45歲，剔除子女年齡未在該階段的樣本；此外根據(jù)塔基菲爾的社會(huì)同一性和自我類化理論，在計(jì)算初婚年齡時(shí)需要考慮社區(qū)之間的差異，研究將子女初婚年齡早晚定義為個(gè)體初婚年齡與所在社區(qū)平均初婚年齡的離差值，離差越大，初婚時(shí)間越晚，反之越早，初婚年齡離差的波動(dòng)較小。

3.2.2 其他變量的選取和處理

現(xiàn)有研究已經(jīng)將影響子女初婚情況、父母生活滿意度的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，根據(jù)現(xiàn)有數(shù)據(jù)和研究需要，選取了受訪者個(gè)人特征、健康狀況、家庭特征，并加入地區(qū)變量作為研究的主要控制變量，具體有受訪者性別(male)、年齡(age)、受教育年數(shù)(educy)、健康程度自評(píng)(selfhealth)、家庭人均收入(income)、家庭住址類型(urban)、社區(qū)的平均彩禮價(jià)值水平(Pcaili)以及地區(qū)當(dāng)年的人均GDP(pergdp)和房價(jià)(Phouse)；同時(shí)構(gòu)造家庭是否有兒子的虛擬變量和兒子數(shù)量的數(shù)值連續(xù)變量，對(duì)回歸分析進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.2.3 計(jì)量模型構(gòu)建

根據(jù)以上分析，研究分別構(gòu)建了以下模型：

Variablei=β0+β1male+β2age+β3age2+β4educy+β5urban+β6ln(income)+β7selfhealth

+β8ln(pergdp)+β9ln(Phouse)+e

(1)

D-statifaction-life-1=γ0+α1first-boy+γ1male+γ2age+β3age2+γ4educy+γ5urban+γ6ln(income)

+γ7selfhealth+γ8Pccaili+γ9ln(pergdp)+γ10ln(P-house)+γ11ln(insurance)+ε

(2)

D-statifaction-life-2=δ0+α1age-marry+δ1male+δ2age+δ3age2+δ4educy+δ5urban+δ6ln(income)

+δ7selfhealth+δ8Pcaili+δ9ln(pergdp)+δ10ln(P-house)+δ11ln(insurance)+θ

(3)

模型(1)用于觀測(cè)第一胎性別的內(nèi)生性問題，如果不存在父母的性別選擇，僅從自然出發(fā)，男女的性別出現(xiàn)概率應(yīng)當(dāng)是相似的，同時(shí)也不會(huì)受到父母和家庭特征等影響而發(fā)生變化。

表1 變量及描述統(tǒng)計(jì)

模型(2)加入了第一胎的性別變量，構(gòu)成了研究的基本回歸模型，在該模型的基礎(chǔ)上，研究還分別將樣本分為父親母親兩組、城鄉(xiāng)兩組、子女結(jié)婚前后兩組進(jìn)行分別回歸，對(duì)比分析。為了驗(yàn)證代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)換的影響，研究使用交互項(xiàng)回歸驗(yàn)證婚前和婚后子女影響父母生活滿意度的機(jī)制，觀察在婚姻投資階段和子女提供經(jīng)濟(jì)支持階段，子女性別產(chǎn)生的不同影響。在文章最后，該模型也是進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的主要工具。

模型(3)則重點(diǎn)驗(yàn)證了初婚時(shí)間偏早或者偏晚的影響，將子女結(jié)婚年齡與社區(qū)平均結(jié)婚年齡的離差納入回歸模型，并根據(jù)子女性別和城鄉(xiāng)進(jìn)行分組回歸，觀察不同結(jié)婚年齡早晚對(duì)父母生活滿意度影響的性別、城鄉(xiāng)差異。

4 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

4.1 變量及描述統(tǒng)計(jì)

通過對(duì)CHARLS 2015數(shù)據(jù)與CEIC數(shù)據(jù)庫的匹配和清洗，剔除其中不符合研究要求的樣本，得到研究樣本，其變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表格1。

從描述性統(tǒng)計(jì)來看，生活滿意度指標(biāo)的樣本均值為2.642，而原問卷中1代表“completely satisfied，極其滿意”，2代表“very satisfied，非常滿意”，3代表“somewhat satisfied，比較滿意”，4代表“not very satisfied，不太滿意”，5代表“not at all satisfied，一點(diǎn)也不滿意”，這表明平均水平處于比較滿意和非常滿意之間。第一胎為男孩的占比為57.4%，接近自然狀態(tài)下約為50.9%的比例，這一定程度上表現(xiàn)了第一胎性別的自然外生性，值得進(jìn)一步去證明；而家庭中有兒子的比例達(dá)到了84%，表現(xiàn)了樣本中男孩性別偏好的存在，無論怎樣，家庭中都要盡量有一個(gè)兒子；研究樣本中多數(shù)樣本的子女已經(jīng)結(jié)婚，且初婚年齡的平均值多在23歲；研究中共有41.6%的城市樣本，農(nóng)村觀測(cè)樣本較多。

表2 第一胎性別內(nèi)生性檢驗(yàn)

4.2 第一胎性別的內(nèi)生性檢驗(yàn)

現(xiàn)有研究表明，中國社會(huì)中盡管存在著子女性別選擇的現(xiàn)象，但是在第一胎就進(jìn)行性別選擇并不常見(Ebenstein,2007),并且性別失衡的原因主要在第二胎和之后的性別人為選擇(Chen et al.,2010),同時(shí)描述性統(tǒng)計(jì)分析也一定程度上說明了其第一胎性別的相對(duì)外生性，因此研究使用模型(1)對(duì)樣本中的第一胎性別、兒子數(shù)量、是否有兒子進(jìn)行回歸分析，觀察變量的內(nèi)生性，檢驗(yàn)結(jié)果如表格2。

從回歸結(jié)果來看，第(1)列為對(duì)第一胎性別為男變量的回歸檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，只有地方人均GDP的對(duì)數(shù)和居住在城市在10%上顯著，其他回歸變量均與第一胎為男孩沒有顯著相關(guān)關(guān)系。第(2)和第(3)列的回歸結(jié)果則顯示出不同的結(jié)果，幾乎所有的變量都不同顯著程度地影響了被解釋變量“兒子數(shù)量”和“是否有兒子”，可見子女性別選擇問題在家庭中較為明顯，父母通常會(huì)通過某種形式追求擁有一個(gè)或者更多的兒子。將不同的回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比更顯示出第一胎性別的相對(duì)外生性，不過這仍然無法完全說明是否存在遺漏傳統(tǒng)思想等變量的問題。研究主要目的是探究子女性別通過婚姻對(duì)父母生活滿意度的影響，因此將影響父母生活滿意度的子女?dāng)?shù)量納入其中，借以控制依舊可能存在的遺漏變量偏誤。以上的內(nèi)生性檢驗(yàn)也基本包括重要的影響因素，因此研究將第一胎子女性別作為子女性別的代理變量展開分析。

表3 子女性別對(duì)父母生活滿意度的影響

4.3 子女性別對(duì)父母生活滿意度的影響

為了驗(yàn)證假說H1,研究基于模型(2)進(jìn)行回歸分析。由于被解釋變量“生活滿意度”是1-5的等級(jí)值，研究使用ordered logit回歸分析，同時(shí)考慮到生活滿意度和抑郁程度均為受訪者對(duì)生活的心理反映，且CHARLS 2015使用CES-D量表對(duì)受訪者抑郁程度進(jìn)行了測(cè)量，使用OLS回歸對(duì)抑郁程度指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，以驗(yàn)證分析結(jié)果的穩(wěn)定性。下表3報(bào)告了ologit回歸和OLS回歸結(jié)果。

表格3使用了全樣本回歸，其中第(1)列未加入地級(jí)市變量，在第(2)列加入地級(jí)市變量，第(3)列控制地級(jí)市固定效應(yīng)，分別進(jìn)行了ologit回歸分析，而第(4)列使用抑郁程度替代生活滿意度變量進(jìn)行OLS回歸。橫向來看，四個(gè)回歸模型的變量顯著性相近，前三個(gè)回歸模型分析的回歸系數(shù)和顯著性水平都相似，這表明基本回歸分析的結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。從各變量系數(shù)以及顯著性具體來看，研究關(guān)注的子女性別變量與生活滿意度水平表現(xiàn)出了顯著的正相關(guān)，這意味著在其他條件不變時(shí)，相對(duì)女兒，兒子顯著降低了父母的生活滿意度，同時(shí)受訪者為男性、居住在城市、年齡越高、社區(qū)平均彩禮水平和房價(jià)水平越高都會(huì)降低父母生活滿意度。這可能是因?yàn)槟行缘纳顗毫^大，且城市生活節(jié)奏快，在男女性別失衡的情況下，子女能否結(jié)婚會(huì)受到其自身的經(jīng)濟(jì)壓力與社會(huì)高彩禮以及高房價(jià)的顯著影響，進(jìn)而損害生活滿意度水平；而人均收入水平越高、個(gè)人的健康狀況越好都能發(fā)揮效用提升作用，降低生存社會(huì)壓力，從而顯示出負(fù)相關(guān)關(guān)系。第(4)列使用抑郁程度作為被解釋變量的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械淖兞恳诧@示出相近的相關(guān)方向，與此同時(shí)，我們也可以通過該列的回歸結(jié)果近似計(jì)算子女性別的影響程度：子女性別系數(shù)約為0.32為父母性別系數(shù)0.96的33.3%，影響程度差異也是如此，此外還與五年左右的教育影響作用相似(2)結(jié)果使用OLS回歸系數(shù)測(cè)算(0.059*5=0.295)。

表4 子女性別影響父母生活滿意度的異質(zhì)性

4.4 子女性別影響父母生活滿意度的異質(zhì)性

為了進(jìn)一步探究不同情況下子女性別的異質(zhì)性影響，研究將樣本分為子女是否結(jié)婚、城鄉(xiāng)、父親母親六組進(jìn)行ologit回歸分析，下表4為已對(duì)其他變量進(jìn)行控制后的分組回歸結(jié)果。

結(jié)果顯示，在各個(gè)分組回歸中，其他條件不變的情況下，兒子都表現(xiàn)出了對(duì)父母生活滿意度的降低作用，與整體回歸結(jié)果相同，但是不同組別下存在影響效果差異：在子女未結(jié)婚時(shí)，兒子相對(duì)女兒降低父母生活滿意度的影響遠(yuǎn)超過結(jié)婚之后，一方面或許這是因?yàn)榻Y(jié)婚之前對(duì)兒子的投資、結(jié)婚時(shí)的婚姻市場壓力、買房買車等花費(fèi)更高于女兒，導(dǎo)致擠壓父母更多的消費(fèi)和閑暇時(shí)間，而在結(jié)婚之后，性別平等觀念和女兒經(jīng)濟(jì)地位上升，并且社會(huì)上子女孝老敬老無差異的思想影響著父母的觀點(diǎn)，使得兒子和女兒在照料父母以及提供經(jīng)濟(jì)支持方面擁有相似的父母期望滿足作用，因此兒子對(duì)父母生活滿意度的損害相對(duì)減弱，這一定程度上支持了假說H2。之后研究繼續(xù)對(duì)結(jié)婚前后的影響機(jī)制展開探究，并進(jìn)一步說明結(jié)婚早晚會(huì)對(duì)父母產(chǎn)生怎樣的影響。第(3)(4)列的結(jié)果表現(xiàn)了影響效果的城鄉(xiāng)差異，二元結(jié)構(gòu)不僅是經(jīng)濟(jì)上的，還有文化觀念上的，城鎮(zhèn)化與市場化推進(jìn)的過程中，相對(duì)于鄉(xiāng)村中更強(qiáng)的家庭關(guān)系，城市中的較弱家庭關(guān)系化和社會(huì)服務(wù)體系的完善，使得父母對(duì)子女在傳宗接代、光宗耀祖和自身照料等方面的期望低于鄉(xiāng)村社會(huì)。但由于農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，勞動(dòng)力流向城市，婚姻擠壓現(xiàn)象更加明顯，農(nóng)村兒子對(duì)父母生活滿意度的損害作用更加明顯于城市，這說明，即使農(nóng)村傳統(tǒng)的“多子多?！薄ⅰ梆B(yǎng)兒防老”等“重男輕女”觀念也無法顯著替代社會(huì)經(jīng)濟(jì)上的生活滿意度損害。在第(5)(6)列的回歸結(jié)果中，父親和母親組別間的回歸結(jié)果相近，表明父母對(duì)子女性別差異的看法具有相似性，女兒不僅是母親的貼心小棉襖，同時(shí)也能對(duì)父親細(xì)心照顧，盡管可能在日常生活中存在差異，但是父親和母親在對(duì)兒子和女兒的評(píng)價(jià)相似，這在一定程度上是因?yàn)閭鹘y(tǒng)偏好兒子的父親也認(rèn)識(shí)到了女兒的重要性。但以上的分析可能會(huì)存在控制變量內(nèi)生的問題，因此更多是作為相關(guān)分析，而非因果解釋。

5 代際關(guān)系轉(zhuǎn)換視角下結(jié)婚年齡早晚的影響

5.1 子女結(jié)婚前后的影響機(jī)制分析

隨著結(jié)婚時(shí)間與分家時(shí)間逐漸相近(王磊，2015)，子女結(jié)婚往往就意味著分家的開始，之后子女便在自己單獨(dú)的家庭中生活生產(chǎn)，同時(shí)需要承擔(dān)父母的贍養(yǎng)責(zé)任，而分家之前，父母更多的向子女投資支出，如提供教育資源、幫助締結(jié)婚姻等，因此我們可以從經(jīng)濟(jì)角度將分家作為父母與子女間關(guān)系由投資轉(zhuǎn)向索取的節(jié)點(diǎn)；從子女的生命歷程來看，研究關(guān)注的子女年齡段為15-45歲，一般來說在這一階段，父母對(duì)未婚子女仍然會(huì)以投資為主，能否成功結(jié)婚就是家庭的“頭等大事”；對(duì)于已經(jīng)結(jié)婚的子女，特別是兒子，認(rèn)為其已經(jīng)“成家立業(yè)”，會(huì)逐步減少經(jīng)濟(jì)支持，而更多的轉(zhuǎn)向生活支持，如照顧孫代、看護(hù)家庭等。研究數(shù)據(jù)顯示，結(jié)婚子女的父母年齡與子女經(jīng)濟(jì)支持呈現(xiàn)正相關(guān)，最初子女經(jīng)濟(jì)支持為負(fù)，逐漸變?yōu)檎酥粮撸⑶覂鹤雍团畠禾峁┑慕?jīng)濟(jì)支持占其各自收入比重之間的差距呈現(xiàn)出逐漸縮小的趨勢(shì)，因此研究分別使用婚前的投資與婚后子女的經(jīng)濟(jì)支持和子女性別進(jìn)行交互項(xiàng)回歸分析。

表5 子女結(jié)婚前后的影響機(jī)制分析

在婚姻市場之上，父母對(duì)兒子的投入主要在彩禮，但是對(duì)女兒的支出卻不在彩禮，問卷對(duì)女兒出嫁的支出也并無詳細(xì)介紹，而隨著買車買房成為結(jié)婚條件，房價(jià)意味著兒子成婚的支出與嫁出女兒的保障，同時(shí)會(huì)更多的受房地產(chǎn)市場這一外生變量影響，相比彩禮這一變量更具優(yōu)勢(shì)，因此研究使用“第一胎兒子*房價(jià)的對(duì)數(shù)”作為結(jié)婚前的交互項(xiàng)；另一方面根據(jù)已有研究經(jīng)驗(yàn)(毛瑛和朱斌，2017)與數(shù)據(jù)特征，在已結(jié)婚子女組別的回歸中，使用“第一胎兒子*經(jīng)濟(jì)支持”作為交互項(xiàng)檢驗(yàn)其機(jī)制，具體的回歸結(jié)果如下表5的第(1)(2)列。

第(1)列結(jié)果顯示，第一胎兒子、交互項(xiàng)與房價(jià)對(duì)數(shù)的系數(shù)均顯著為正，這表明兒子未結(jié)婚時(shí)，房價(jià)越高，父母的生活滿意度越低，并且影響的概率大于女兒未結(jié)婚，婚姻壓力對(duì)兒子的影響更大。第(2)列回歸中交互項(xiàng)系數(shù)為正，第一胎兒子與經(jīng)濟(jì)支持系數(shù)為負(fù)，通過計(jì)算其系數(shù)之間的關(guān)系，當(dāng)女兒已結(jié)婚時(shí)，經(jīng)濟(jì)支持的系數(shù)為-0.130，即經(jīng)濟(jì)支持越高，父母生活滿意度越高，當(dāng)兒子已結(jié)婚時(shí)，經(jīng)濟(jì)支持的系數(shù)小于-0.130，這表明，同樣在結(jié)婚后，雖然兩者的系數(shù)相差不大，但是女兒的經(jīng)濟(jì)支持發(fā)揮出了更多的讓父母滿意的作用。綜合來看，解釋以上影響機(jī)制形成的原因是復(fù)雜的，但是卻與經(jīng)濟(jì)因素始終有較大的關(guān)系，未結(jié)婚時(shí)，兒子面臨的男性婚姻擠壓會(huì)使家庭負(fù)擔(dān)加重，女兒卻不然；在結(jié)婚后，由于兒子女兒均可以提供經(jīng)濟(jì)支持，其差別較小的部分可由于女兒在感情認(rèn)同、生活照料方面更有優(yōu)勢(shì)，且這部分的變化難以有效觀測(cè)，故而通過經(jīng)濟(jì)支持表現(xiàn)出來，提升父母的生活滿意度。

表6 早結(jié)婚還是晚結(jié)婚才能讓父母生活滿意度更高

5.2 早結(jié)婚還是晚結(jié)婚才能讓父母生活滿意度更高

表格5的交互項(xiàng)分析說明了結(jié)婚這一事件在代際關(guān)系轉(zhuǎn)換(由投入轉(zhuǎn)向被支持)中的作用，結(jié)婚年齡早晚則決定了關(guān)系開始轉(zhuǎn)換的時(shí)間點(diǎn)的先后。表格6報(bào)告了基于模型(3)對(duì)子女已經(jīng)結(jié)婚的樣本，根據(jù)子女性別和城鄉(xiāng)進(jìn)行分組回歸的結(jié)果。

回歸結(jié)果顯示，與同社區(qū)其他家庭相比，女兒結(jié)婚越早，父母的生活滿意度會(huì)更高，兒子結(jié)婚越早，父母的生活滿意度越高。研究再將子女分別分為城鄉(xiāng)兩組進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村的回歸系數(shù)方向與整體相近，且影響發(fā)生可能性的程度更高，城市中女兒的樣本回歸系數(shù)表現(xiàn)正向的不顯著，無論兒子還是女兒，該組的影響程度都更低，或許這是因?yàn)榧彝ノ幕^念的差異：鄉(xiāng)村中對(duì)子女的婚姻更加重視，特別是當(dāng)農(nóng)村處于婚姻市場擠壓的重災(zāi)區(qū)時(shí)，子女能更早結(jié)婚使家庭不用面對(duì)未來的無法結(jié)婚風(fēng)險(xiǎn)，相對(duì)城市家庭則少了這種擔(dān)憂。

我們發(fā)現(xiàn)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與研究假說H3相悖，特別與OLG模型的推論結(jié)果有出入，可能有以下原因：一是盡管交互項(xiàng)回歸驗(yàn)證了投資與經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系的轉(zhuǎn)換，但是投資和經(jīng)濟(jì)支持并沒有完全概括影響代際關(guān)系轉(zhuǎn)換的要素，包括情感、親子關(guān)系、思想觀念以及地域風(fēng)俗在內(nèi)的影響生活態(tài)度的重要因素?zé)o法有效觀測(cè)、獲得和納入回歸模型；二可以從Tajfel(1974)的社會(huì)同一性理論角度分析，子女結(jié)婚作為社區(qū)的群體性行為，會(huì)被父母當(dāng)作評(píng)價(jià)和界定自己是否稱職的標(biāo)準(zhǔn)；盡管OLG模型推論出男性婚姻市場擠壓導(dǎo)致兒子結(jié)婚需要短時(shí)間內(nèi)付出更多的資金和精力，使得父母消費(fèi)水平下降，但在男性婚姻擠壓背景下，婚姻市場供需不平衡，有兒子的家庭迫切需要獲得婚姻，能夠以早于社區(qū)平均水平的年齡盡快結(jié)婚，會(huì)使父母得到自己優(yōu)于社區(qū)其他家庭的榮耀感，此外預(yù)期子女能夠組建家庭提供養(yǎng)老保障的長期性支持，都有助于抵消子女婚姻支出、生活水平受損導(dǎo)致的滿意度下降，乃至提升其生活滿意度。兒子也會(huì)為父母提供長期性的支持，盡管經(jīng)濟(jì)支持的平均數(shù)量占比不多，但為父母提供了持續(xù)獲得收入與支持的保障。三是社會(huì)保障制度的完善，養(yǎng)老金、醫(yī)療保險(xiǎn)收入帶動(dòng)中老年人的收入增加，能夠保障父母第二期的消費(fèi)能力，有研究(韓艷，2020)證實(shí)社會(huì)公共服務(wù)質(zhì)量提升、健康醫(yī)療服務(wù)供給對(duì)提升生活滿意度產(chǎn)生正向作用。

表7 第一胎為兒子作為工具變量的回歸結(jié)果

6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

研究使用第一胎性別作為代理變量而非工具變量進(jìn)行使用，一方面考慮到已有研究對(duì)其自然外生性的證明和研究數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行的內(nèi)生性檢驗(yàn)，另一方面是因?yàn)楣ぞ咦兞靠赡軙?huì)存在過度控制的問題，但是僅依靠以上分析難以說明結(jié)果的穩(wěn)定性，因此研究接下來將第一胎性別作為工具變量用于檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗(yàn)結(jié)果如表7。

第(1)(2)列檢驗(yàn)了兒子數(shù)量與是否有兒子這兩個(gè)影響父母生活滿意度的關(guān)鍵變量與第一胎性別顯著正相關(guān)，據(jù)此展開了第(3)(4)列的2SLS回歸分析，結(jié)果與使用第一胎性別作為代理變量的回歸相比，在系數(shù)及其方向、顯著性上相差無幾，這進(jìn)一步說明了以第一胎性別作為子女性別代理變量得到研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 使用隨機(jī)抽樣樣本回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.2節(jié)對(duì)早婚和晚婚的影響效果進(jìn)行了實(shí)證分析，但分析過程缺乏檢驗(yàn)，因此在本節(jié)，研究通過使用對(duì)原研究樣本進(jìn)行再隨機(jī)抽樣獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，抽樣樣本的回歸結(jié)果如表格8。整體來看，新樣本回歸與原回歸分析結(jié)果相似，雖然城市中兒子組別的回歸系數(shù)不再顯著，但是其系數(shù)和方向相似。

7 結(jié)果與討論

研究從父母與子女之間代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系的變化入手，通過構(gòu)建引入婚姻支出的OLG模型以及已有研究回顧推導(dǎo)假說，并使用2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，借助ologit回歸、OLS回歸、工具變量回歸、分組回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)等分析，發(fā)現(xiàn)在婚姻支出加大的情況下，兒子更顯著的降低了父母的生活滿意度，特別是在結(jié)婚之前，父母承擔(dān)的婚姻費(fèi)用使得負(fù)向影響的效果更強(qiáng)，假說H1和H2都得到了有力的驗(yàn)證，交互項(xiàng)的回歸分析也驗(yàn)證了婚姻擠壓下男性的結(jié)婚競爭壓力向家庭傳導(dǎo)的現(xiàn)象，這是普婚觀念下性別失衡問題后果之一，因此未結(jié)婚的兒子會(huì)更多地不利于父母生活滿意度的提升，而在結(jié)婚后，代際經(jīng)濟(jì)關(guān)系轉(zhuǎn)換，兒子和女兒通過經(jīng)濟(jì)支持表現(xiàn)出的促進(jìn)作用差別較小。在將結(jié)婚作為父母投資向獲得支持的轉(zhuǎn)換點(diǎn)時(shí)，對(duì)結(jié)婚年齡回歸的結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗(yàn)都顯示出了與假說H3相悖的結(jié)論，盡管結(jié)婚早意味著父母需要提前擠壓當(dāng)期消費(fèi)，甚至?xí)袚?dān)較多負(fù)債，但是兒子和女兒結(jié)婚早都會(huì)幫助改善父母的生活滿意度，現(xiàn)實(shí)情況也是大部分的父母在催促子女早結(jié)婚。

僅從經(jīng)濟(jì)角度來看，或許將短期大量支出推遲會(huì)增加當(dāng)前部分消費(fèi)，進(jìn)而提高當(dāng)期生活滿意度，但這一推斷是基于每一位父母是理性人，從利己主義出發(fā)做出決策，而每一位父母以及其家庭都處于一定的社會(huì)環(huán)境和文化之中，受其影響而處于有限理性的狀態(tài)。從縱向來看，在面對(duì)未來的不確定性時(shí)，已有的決策案例、經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)和傳統(tǒng)文化等等可以成為決策的重要參考因素，能夠發(fā)揮出價(jià)值導(dǎo)向和非正式約束的作用，并且具有穩(wěn)定性和延續(xù)性，而重視婚姻的文化觀念通過代際的傳承發(fā)生持續(xù)性影響：自古以來傳宗接代的“任務(wù)”被賦予兒子，在婚姻市場壓力不斷增大時(shí)，這種文化的作用更加明顯，當(dāng)幫助兒子成婚變成“任務(wù)”、“責(zé)任”，付出就不僅具有經(jīng)濟(jì)意義，還有倫理和社會(huì)意義。從橫向來看，塔吉菲爾的社會(huì)同一性和自我類化理論也可以解釋父母催促子女更早結(jié)婚，社區(qū)希望保障子女順利結(jié)婚的環(huán)境作為社會(huì)同一性的標(biāo)準(zhǔn)代替了單個(gè)家庭的個(gè)人同一性，將其作為評(píng)價(jià)自身是否稱職的標(biāo)準(zhǔn)是影響父母獲得感的重要因素，當(dāng)每個(gè)家庭都意識(shí)到兒子婚姻的必要性、重要性與婚姻市場的競爭性，結(jié)婚逐漸變成社區(qū)攀比的一種表現(xiàn)，完成子女的婚姻代表著子女和家庭的實(shí)力、父母的榮耀，從而生活的滿意度得到提升，其中最根本的原因還是對(duì)男孩的性別偏好，這表明文化傳統(tǒng)影響是長期的，市場化、城市化無法短時(shí)間進(jìn)行改變，現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)政策制定需要考慮這一問題。

以上的研究通過理論和實(shí)證分析對(duì)解釋子女性別和初婚情況的影響有一定意義，同時(shí)研究也表明，現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)研究在分析時(shí)還需要進(jìn)行深入觀察政治、經(jīng)濟(jì)和文化具有延續(xù)性的特征，正如重男輕女和傳宗接代、婚姻市場擠壓、社會(huì)經(jīng)濟(jì)競爭與同一性，社會(huì)中始終存在著傳統(tǒng)與現(xiàn)代特征，性別偏好問題解決不能僅依靠社會(huì)保障的改善、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上升等手段，社會(huì)和政府也需要發(fā)現(xiàn)其中的傳統(tǒng)邏輯，順勢(shì)而為，針對(duì)性地協(xié)調(diào)處理性別不平衡與婚姻擠壓問題。