1. 引言

近年来，“幸福感”一词在党政报告中越来越多地被提及，逐渐成为社会热议的焦点。党的二十大报告强调，要努力增进民生福祉、提高人民生活品质，从而彰显中国党和政府对于提升人民幸福感的坚定信念。

现有的研究在考察夫妻相对资源对幸福感的研究时，视角大多集中在相对收入上[1]，且鲜有把夫妻相对资源与家庭地位联结起来解释家庭幸福感的研究。在借鉴既有研究结果的基础上，本文将选择相对收入、相对教育程度、相对年龄来刻画夫妻双方的相对资源，通过相对资源的多寡来反映家庭地位，并借此考察相对资源对于家庭整体幸福感的影响。

2. 理论分析与研究假设

目前，国内的研究视角主要集中在社会因素和个人因素对主观幸福感的影响，以家庭为基本单元的研究较少，从家庭出发考察夫妻相对地位(尤其是女性地位)对于家庭幸福感的研究则更少。从直观上来讲，家庭内部的相对地位和相对关系会对家庭整体幸福感产生明显影响，应该得到重视。

受中国传统社会语境的影响，家庭地位形成的背后往往有性别身份认同的烙印，而此种认同在一定程度上可以被认为是夫妻相对资源的博弈。婚姻家庭中的身份认同有传统性别身份认同和现代性别身份认同两种。传统性别身份认同从俗语上便可见一斑，如“男主外、女主内”，“男人赚钱比女人多”，“干得好不如嫁得好”等。传统的性别观念强调男女之间的生理差异，并将其视为一种合理的角色分配[2]。这种根深蒂固的传统观念制约着女性的全面发展，被学者定义为“传统文化规范力量”，使女性的主观幸福感受到负面影响[3]。

在新中国成立后，随着女性受教育程度的提高以及收入的攀升，女性占据的社会资源在不断增多，由此催生了更强调自由与平等的现代性别身份认同，消解和改造了传统身份认同[4]。随着女性独立意识的增强以及家庭规模的缩小，女性从家庭走向劳动力市场和社会，成为经济增长的重要推动力。女性人口素质的提高同时也是促进经济增长的重要方式。随着女性受教育水平的提高，女性的人力资本得到了显著提升。这不仅有利于女性自身的发展，还能够产生“正外部性”，提高子代人口素质，形成更为充足的人力资本，为经济增长提供源源不断的动力[5]。女性社会资源增多为女性家庭地位的提高提供了途径，同时社会阶层的认同影响女性的幸福感，进一步影响家庭的幸福感[6]。

综上所述，夫妻之间的相对资源的较量，在很大程度上会影响男女双方的家庭地位，而男女家庭地位的对比会影响家庭整体的幸福感。同时，本研究格外关注女性在家庭中的地位问题，因此对于相对资源的考察都会以家庭中的女性作为研究视角和叙事主体。基于此，本文提出以下研究假说：

假说1：女性相对教育水平和相对年龄的提高会提升家庭的幸福感，且女性相对教育水平对家庭主观幸福感的影响大于女性相对年龄对家庭主观幸福感的影响。

假说2：女性相对收入的提升对家庭幸福感的影响是不明确的，且女性相对资源提升对家庭幸福感的影响逻辑也往往难以摆脱传统观念的束缚。

3. 研究设计

3.1. 数据来源

本研究基于国家统计局大样本库，对2013年的城市住户收入情况进行了分析。CHIP2013是由北京师范大学中国收入分配研究院中国居民收入项目于2014年7~8月份进行的第5轮全国范围调查，并将样本分成三种不同的区域：东部、西部和中部，通过采用系统抽样的方式，获得了CHIP数据，覆盖15个省份和126个城市，收集了19887个城市样本。经过筛选，剔除家庭中夫妻双方之外的家庭成员样本、未结婚或离婚的样本、关键数据缺失的样本，共有5812对夫妻纳入分析。

3.2. 变量设置

本研究的解释变量为夫妻相对资源，具体有三个维度：相对收入、相对受教育程度和相对年龄。相对收入可以代表夫妻的家庭经济地位，相对受教育程度可以代表夫妻的家庭文化地位，相对年龄可以代表夫妻的家庭阅历地位，因此可以使用这三个维度的相对资源大致代表夫妻之间的相对地位。

夫妻相对资源的刻画主要有两种方法[7]。一是连续变量，即夫妻之间个人资源的差额；二是采用取值为0或1的虚拟变量定义家庭夫妻相对资源的多少状况。本文的考察目标是研究相对资源的差距对于幸福感的影响，而非简单地对比男女何者占据的资源更多，因此选择第一种方式来计算相对资源——采用女方年收入减去男方年收入计算相对收入，采用女方年龄减去男方年龄计算相对年龄，采用女方受教育年限减去男方受教育年限计算相对受教育程度。

3.3. 模型设置

由于因变量主观幸福感属于离散的定类有序变量，在研究中可以选择有序Probit或者OIS估计方法，现有研究表明采取这两种估计方法不会对变量的显著度产生明显影响[8]。本研究以有序Probit回归为主，同时报告对应的有序logit回归和OLS回归结果来检验研究结论的稳健性。模型设定如下，其中Rewage代表相对收入，Reage代表相对年龄，Reedu代表相对受教育水平，X为系列控制变量。

$Y=\alpha +{\beta }_1\mathrm{Re}{\text{wage}}_i+{\beta }_2{\text{Reage}}_i+{\beta }_3+\mathrm{Re}{\text{edu}}_i+\gamma X_i+\epsilon$(1)

3.4. 变量定义及描述性统计

本文所使用的变量及其描述性统计如表1所示。样本人群的平均年龄为49岁，受教育年限为10年，受教育水平良好，自评身体状况普遍较为健康。此外，相对收入、年龄和受教育年限的平均值都为负数，表明男性在社会中拥有更多的资源，并且家庭之间的差异也比较大，这与2013年中国的社会现实吻合，保证了样本的代表性。

同时，本研究对不同家庭内的相对资源占优情况进行了描述性统计，汇总并呈现出了不同相对资源占优情况下的样本数量和比例。总体来看，年龄、受教育年限和收入三个维度都呈现出“女高男低”较少的现象，女性的家庭地位较低，这与描述性统计的结果一致。在男方占优的三种情形中，夫妻年龄“男大女小”的情况最为突出，这与我国社会婚姻匹配年龄中传统的“男方年纪要比女方大”观念相符。值得注意的是，夫妻受教育年限相等的情况在教育匹配中占比最大，这表明在婚姻市场匹配中，教育水平呈现出相似性的特征，这与前述所述的相似性匹配理论吻合。此外，统计显示，女方在年龄、教育、收入三个维度均高于男方的家庭仅占样本总数的0.65%，男方在上述三个维度均高于女方的家庭占13.28%，在一定程度上可以说明大多数家庭中夫妻存在资源互补的特征。

Table 1.Variable definitions and descriptive statistics

表1.变量定义及描述性统计

4. 回归分析结果

4.1. 回归结果

对模型(1)进行有序Probit回归，本文借鉴建模策略“由大到小”(general to specific)的方法，即先将所有相关变量都纳入模型，经过统计检验后将不显著的变量剔除，从而在一定程度上可以避免出现遗漏变量误差导致的内生性问题。同时，为了检验有序Probit回归结果的稳健性，估计OLS线性回归模型，并将二者结果进行对比。回归结果如表2所示。

Table 2.Regression results of family subjective well-being

表2.家庭主观幸福感回归结果

Robust standard errors in parentheses; ***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1.

在显著性水平层面，有序Probit回归和OLS线性回归的显著性结果一致，夫妻相对教育水平在95%的水平上显著，夫妻相对年龄在90%的水平上显著，夫妻相对收入不显著，其他控制变量的显著性水平也相同，这表明回归结果稳健。

4.2. 稳健性分析

本研究采取剔除特殊值和更换计量模型的方式检验统计结果的稳健性。

本文采用的样本年龄在16~90岁之间，年龄较小的样本由于阅历的匮乏，可能很难对家庭主观幸福感给出全面而稳定的判断；年龄较长者受其年幼时期相对贫苦的生活环境影响，对于家庭主观幸福感的判断可能很难具有普遍性的价值。因此只保留25岁~60岁的样本再次进行有序Probit回归。回归结果显示，妻子相对教育水平和相对年龄对家庭主观幸福感的影响在90%的水平上显著，相对收入仍然不显著，结论稳健。

前文已经应用过OLS回归与有序Probit回归结果进行对比，发现结果稳健。此处再使用有序Logit模型对数据再次进行回归，结果显示，妻子相对教育水平对家庭主观幸福感的影响在90%的水平上显著，相对年龄则在95%的水平上显著，相对收入依然不显著，结果稳健。

5. 结论与展望

女性地位是社会文明的一把标尺。在当下社会的主流认知中，我国女性的社会地位和家庭地位已经到了前所未有的高度。本文基于CHIP数据库进行研究，从城市夫妻相对资源的视角出发，探讨了女性相对收入、相对受教育水平和相对年龄对家庭幸福感的影响。研究发现：夫妻双方基于既有的相对资源，会对婚姻内部的分工情况展开博弈，而博弈的结果最终会影响个体幸福感知与家庭整体幸福状况。本文通过回归分析发现，女性相对教育水平和相对年龄的提高会显著提升家庭的幸福感，但女性相对收入的提升对家庭幸福感的影响是不明确的，女性相对资源提升对家庭幸福感的影响逻辑也往往难以摆脱传统观念的束缚。最后，通过边际效应分析得知，相对教育水平对家庭主观幸福感的边际影响最大，较之年龄与收入，妻子通过提升受教育水平改善家庭幸福感的可能性更大。

参考文献