本文来自微信公众号：中国青年研究（china-youth-study），作者：朱慧劼，原文标题：《“成家立业”对城市青年幸福感的影响研究：基于生命历程的视角》，题图来自：视觉中国
幸福感不仅仅是反映个体生活质量的主观指标[1]，更是反映国民福祉的综合性指标[2]。随着政府对民生的关注不断加强，幸福感也获得了政府层面和国际层面的关注。中国共产党第十九次全国代表大会上，习近平总书记提出“使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。因此，关注幸福感就是关注国民福祉，就是“坚持人民主体地位”。提升国民的幸福感水平，就是不断提升民生福祉的过程。
在诸多人群中，青年的主观幸福感显得尤为特殊。青年是“社会过渡群体”，青年期是人的社会化发展的重要转折期[3]。“成家立业”是这一阶段的青年面临的人生阶段，“成家”和“立业”对青年的个人生命历程和经济社会的可持续发展有着重要关系。
《中长期青年发展规划（2016—2025年）》指出，要坚持以青年为本，尊重青年主体地位，把服务与成才紧密结合，让青年有更多获得感。对城市青年而言，城市为青年提供了“成家立业”的舞台，是促进经济社会发展的重要基石，但城市同样为青年的“成家立业”带来压力，城市的就业竞争和高昂的房价也给城市青年的幸福带来一定的影响。
“成家立业”与城市青年的主观幸福感之间是否存在影响?本研究试图通过实证研究数据来论证“成家立业”与城市青年的主观幸福感之间的关系，从而为提升城市青年幸福感提供一种可能的路径。
一、理论视角与研究假设
1. 理论视角
“成家立业”属于生命历程的范畴。生命历程理论是结合文化社会特征和个人特质的综合研究视角[4]，生命历程由文化和社会结构特征与个人的身体和心理属性以及个人的承诺和目的性努力的相互作用塑造[5]。在生命历程理论中，时间扮演一个重要角色，“恰当时间”（timing）是生命历程中的一个重要概念。“恰当时间”是一种以年龄层级的概念来对一生中社会角色和事件进行组织的方式，是一种以恰当的方式安排生命中各种变化的过程，它反映个人生命历程和历史的位置[6]。恰当时间反映了人们对有关事件发生或生命阶段起始的年龄期望，具有明显的约束性，这种约束性体现在经济、家庭、教育、职业等种种社会文化领域的限制上[7]。因此，当个体选择和社会选择吻合时，个体的幸福感就可能会达到较高水平。
幸福的年龄模式对年龄和幸福感之间的关系进行了专门的探讨。Elder指出，幸福的年龄模式是由不同的水平模式和对特定生活领域满意度的重要性驱动的[8]。实证研究中，幸福感的年龄模式为U型结构[9]，U型的谷点为40岁左右[10]。尽管幸福感的年龄模式论及了年龄和幸福感之间的关系，但是从生命历程理论视角来看，存在一个可能缺陷，那就是世代的影响。幸福的年龄模型考察已婚或者婚龄对幸福感的影响恰恰放弃了社会结构特征对个体的影响。
研究仅仅探讨“成家立业”对城市青年幸福感的影响，目的在于将典型生命历程置于一个相对区隔的环境中，来探讨“成家立业”这一被中国传统文化赋予特殊意义的生命历程对幸福感的影响，从而可以规避幸福年龄模式理论中对世代因素的忽略。
2. 研究假设
生命历程理论和幸福的年龄模式理论为“成家立业”对城市青年的主观幸福感建立联系提供了理论上的基础。更多研究证实了“成家立业”的幸福效应，“成家”的“幸福效应”体现在三个方面:婚姻、生育和住房。已有研究认为，婚姻对幸福感有显著的正向影响[11]，对青年而言，这种影响同样存在[12]。这种积极作用可以从婚姻承诺、社会文化、心理适应和社会选择等四种视角来进行解释[13]。生育对父母幸福感的研究获得普遍证实。
研究认为，有子女的人比没有子女的更幸福，适量的子女能够提高幸福感，过多的子女对幸福感造成负面影响[14]，子女性别结构对中国父母的幸福感也有显著的影响[15]。在传统文化中，住房同样是“成家”的一个重要标志，住房对幸福感的影响也部分被证实。住房产权对总体幸福感具有显著的正向作用，这种影响受到自有住房的产权类型和数量的影响[16]，拥有一套住房产权的青年的主观幸福感要高于没有产权房的青年，低于拥有多套房的青年[17]。基于以上实证研究，得到一个研究假设，在这个假设的基础上建立3个具体假设:
研究假设1：“成家”变量对城市青年的主观幸福感有显著影响。
研究假设1a：已婚城市青年的主观幸福感要高于无配偶的城市青年。
研究假设1b：育有子女的城市青年的主观幸福感要高于无子女的城市青年。
研究假设1c：拥有产权住房越多，城市青年的主观幸福感就越高。
就业功能论认为，就业能够满足个体的主观需要，失业或离开劳动力市场会导致这些基本需求无法得到满足，从而对主观幸福感或心理健康产生负面影响[18]。就业功能论指出了就业对幸福感的积极作用，忽视了就业的内部差异。为了解决这一问题，学者们转向了对就业质量的研究。研究认为，并非任意工作，只有高质量就业才能提升幸福感，就业质量不仅是提升居民幸福感的关键因素[19]，“工作幸福感”的概念更是将就业质量与幸福感的关系联系得更加密切[20]。因此，研究得到第2个研究假设，并操作化为2个具体假设:
研究假设2：“立业”变量对城市青年的主观幸福感有显著影响。
研究假设2a：有工作的城市青年的主观幸福感要高于无业的城市青年。
研究假设2b：就业质量越高，城市青年的主观幸福感就越高。
性别差异是工作-家庭研究领域的重要因素。研究证实两性之间主观幸福感的差异[21][22]，女性的幸福感体验更多受到婚姻状况的影响[23]。两性之间的工作-家庭角色的差异可能会造成主观幸福感之间的差异，那么“成家立业”变量对两性城市青年的主观幸福感的影响也可能会存在一定的差异。当然，目前尚无理论和实证支持这一研究，这仅仅是一项探索性的研究。
研究假设3：“成家立业”变量对城市青年男性和青年女性的主观幸福感的影响因素存在一定程度的差异。
基于理论解释和实证研究，研究建立了3个研究假设，试图通过CGSS2013年的调查数据来检验这3个研究。要指出的是，研究中专门关注城市青年的“成家立业”与主观幸福感的研究并不多，以上假设多数是基于所有或者部分成年人群体的研究和论述，因此，这些研究假设尚待实证数据的检验。
二、研究设计
1. 数据来源
研究使用的数据来自中国人民大学主持的中国综合社会调查2013年度的调查数据（CGSS2013）。该调查是一项全国范围内的概率抽样，调查采用概率与规模成比例抽样的方法抽到村和社区一级单位，然后按照建筑物抽样抽取家庭户，在家庭户中通过科什抽样抽取调查样本。2013年的中国综合社会调查共有11438份有效调查数据。本研究的对象为城市青年，城市青年的界定为“户籍为非农业户口的年龄在18岁到35岁之间的人”。剔除核心变量缺失最终获得有效城市青年样本1275份。其中，有效城市男性青年样本有658人，有效城市女性青年样本有617人;调查对象平均年龄为27.6岁。
2. 变量设置
研究的因变量为主观幸福感，主观幸福感的测量采用自评的方式，向调查对象提问“您幸福吗”。非常不幸福赋值为1，比较不幸福赋值为2，一般赋值为3，比较幸福赋值为4，非常幸福赋值为5。
研究的核心自变量为“成家立业”变量。为了探析符合本土化的“成家立业”变量，研究结合传统文化与客观实际，将拥有配偶、房子和孩子作为“成家”的3个操作化指标，这对应3个变量:是否有配偶、是否生育子女、拥有房产情况。是否有配偶通过对婚姻状况的测度转换而来，初婚有配偶、再婚有配偶、分居未离婚都被视为有配偶，未婚、同居、离异、丧偶等婚姻状况都为无配偶。是否生育子女数由生育子女数转换而成，由调查对象直接填答。拥有房产情况根据调查对象自填的房产处数转化而成，没有房产赋值为1，有1处房产赋值为2，有2处及以上房产赋值为3。
“立业”本身有两个层次的含义，第一层次的含义为“就业”，是对是否就业的测量;第二层次的含义为“就业质量”，是对就业质量的测量。研究对这两个层次的变量都进行了测量。“是否就业”即是否拥有一份非农工作（对城市青年而言，务农几乎不会成为就业的选择）。“就业质量”变量主要包括两个:单位性质和工作权威性。单位性质主要包括党政军和事业单位、企业、其他单位，这一变量是对就业的客观福利报酬的综合测量指标。工作权威性则是对工作中管理权限的测度。“只管别人”赋值为4，“管别人，也受别人管”赋值为3，“不管别人不受别人管”赋值为2，“只受别人管”赋值为1，这一变量是对就业的主观人际关系的综合测量指标。在“立业”的测量中，劳动/职业收入作为一个基本的测量指标，单位转化为万元。
研究的控制变量主要包括性别、受教育程度、健康状况和社会地位。其中性别通过虚拟变量处理转换为男性。受教育程度按照通常方法将其转换为受教育年限，自评健康包含自评身体健康和自评精神健康。非常健康赋值为5，比较健康赋值为4，一般赋值为3，比较不健康赋值为2，非常不健康赋值为1。自评社会阶层是调查对象对自身当前社会阶梯的主观评价，分值从1到10不等，值越高表明自评阶层越高。
3. 分析模型
研究中因变量为城市青年的主观幸福感。研究中测量的主观幸福感为定序层次变量，因此采用ordinal logistic回归。Ordinal logistic回归基本模型为:
在模型中，pi和pi+1分别代表主观幸福感的不同水平，为核心自变量和控制变量。研究数据的分析采用社会统计软件SPSS22.0完成。
三、数据分析
1. 城市青年的主观幸福感和“成家立业”状况
首先来看城市青年的主观幸福感状况。由表1可以看到，城市青年的主观幸福感均值在3.84。其中城市青年女性的主观幸福感为3.91，城市青年男性的主观幸福感为3.77，可以看到城市青年女性的主观幸福感要显著高于青年男性（F=11.35，sig.=0.001）。
其次来看城市青年的“成家”状况。从婚姻状况来看，城市青年目前为已婚有配偶的婚姻状况的比例占到53%，其中男性已婚的比例为45%，女性已婚的比例为60%，可以看到城市青年女性已婚的比例要显著高于青年男性（F=29.72，sig.=0.000）。从城市青年的生育情况来看，有44%城市青年育有子女。其中有35%的男青年育有子女，有53%的女青年育有子女，可以看到城市青年女性生育子女的比例要显著高于男性（F=40.49，sig.=0.000）。从房产情况来看，有9.15%的城市青年没有房产，74.05%的城市青年有1套房产，有16.80%的城市青年有2套及以上住房。交互分析结果显示，不同性别的城市青年的房产拥有情况存在一定程度的差异（χ2=8.358，sig.=.015）。由此可以看到，不同性别的城市青年无论在婚姻、生育还是房产情况来说都存在显著的差异。
最后来看城市青年的“立业”情况。从就业状况来看，城市青年拥有非农工作的比例为71%，其中男性为76%，女性为66%，青年男性非农工作比例要显著高于青年女性（F=15.95，sig.=0.000）。从劳动收入来看，城市青年的平均收入为3.52万元，其中男性为4.24万元，女性为2.72万元，青年男性的劳动收入要显著高于青年女性（F=34.38，sig.=0.000）。
从工作权威来看，城市青年工作权威得分为1.70，其中男性工作权威得分为1.78，女性工作权威得分为1.59，男性工作权威得分要显著高于女性（F=8.56，sig.=0.004）。从单位类型来看，城市青年在党政军事业等单位工作的比例为22.52%，在企业工作的比例为74.80%，在其他类型单位工作的比例为2.68%。交互分析结果显示，不同性别的城市青年的房产拥有情况存在一定程度的差异（χ2=13.299，sig.=.001）。同样发现，不同性别城市青年的“立业”状况存在显著的差异。
从城市青年的主观幸福感和成家立业状况来看，不同性别的城市青年的指标都存在显著的差异。从“成家”状况，女性“成家”的比例要高于男性，而从“立业”状况来看，男性“立业”的比例要显著优于女性。这种差异与传统性别分工有一定的关系，例如“男主外，女主内”，导致两性城市青年在“成家立业”上的显著差异。
2. “成家立业”对城市青年幸福感的影响分析
为了考察“成家立业”对城市青年幸福感的影响（见表2），研究建立了3个ordinal logistic回归模型。
模型1进入的包括“成家”变量和控制变量;模型2进入的包括“成家”变量、“立业”变量中是否就业的变量和控制变量;模型3进入的包括“立业”中的就业质量变量、“成家”变量和控制变量，3个模型的伪R方都在0.1左右。在3个模型中，所有控制变量的显著情况和方向都非常稳健，性别对城市青年的幸福感有显著影响，自评身体健康、自评精神健康和自评社会阶层3个变量都对城市青年的精神健康有显著的正向的影响，表明健康和经济资本对城市青年的幸福感有着积极的作用。
分别来看“成家立业”变量对城市青年幸福感的影响（见表2）。模型1中，已婚有配偶和无房产、1套房产两个虚拟变量对城市青年的幸福感有显著的影响，已婚有配偶对城市青年的影响是积极的;房产的套数也明显会影响到城市青年的幸福感，拥有2套及以上的房产的城市青年的幸福感要明显高于拥有1套和没有房产的城市青年。是否有子女对幸福感的影响并不显著，表明生育对城市青年的幸福感效应并不明显。模型2中，加入了控制变量后，“成家”变量对城市青年的幸福感的影响相对稳健，而是否就业呈现出对城市青年的幸福感的负面影响，就业反而会降低城市青年的幸福感。模型3中，房产情况不再影响城市青年的幸福感，房产拥有情况可能受到就业质量和社会经济地位的影响而变得不再显著，但就业质量对城市青年幸福感的影响是显著的。
由此可以看到，“成家立业”对城市青年存在明显的幸福感效应。结婚、拥有房产、工作权威和单位类型都是影响提升城市青年幸福感的因素，研究假设1a、1c、2b都获得验证，而是否就业以及职业收入对城市青年幸福感的影响则相对来说并不显著，研究假设1b、2a并没有获得验证。生育对幸福感的影响未获得证实可能是由于本研究关注的是城市青年样本，一方面城市青年受传统生育观念影响较小;另一方面，生育对城市青年来说还意味着高昂的养育成本，这会在一定程度上削减生育的幸福效应。就业对城市青年的负面的影响可能是由于城市生活的高昂成本提升了就业的可能性，但未就业的城市青年往往拥有较高的资本，这也使得城市未就业的青年要比就业的青年的幸福感要高。
3. “成家立业”对不同性别的城市青年主观幸福感的影响分析
为了分析“成家立业”对不同性别的城市青年的主观幸福感的影响，研究分别建立了城市青年男性和城市青年女性幸福感的ordinal logistic回归模型（见表3）。每个模型中都进入了控制变量，但进入的核心变量依次是“成家”变量、是否就业和就业质量变量。在所有分性别模型中的控制变量中，自评身体健康、自评精神健康、自评社会阶层对城市青年男性和女性的影响呈现稳健的积极作用。18~23岁青年男性和青年女性的幸福感要显著高于30~35岁的城市青年，这种显著仅仅出现在放入“成家”变量时。
首先来比较“成家”变量对不同性别的城市青年的幸福感的影响。从模型4和模型7来看，影响城市青年男性幸福感的“成家”变量仅有已婚有配偶，而影响城市青年女性幸福感的“成家”变量有已婚有配偶和房产拥有情况。结婚和生育对城市青年男性和女性的影响都是一致的，结婚对城市青年的幸福感有积极影响，而生育对城市青年的幸福感没有影响。但房产拥有情况对男性不显著，对女性却显著，这是由于城市青年女性表现出对房产较高的依赖，而城市男性在购置城市房产时同时承担着还贷等多方面的压力。
再来看是否就业对不同性别的城市青年的幸福感的影响。从模型5和模型8比较来看，是否就业对城市男性青年的幸福感没有显著的影响，但是否就业对城市青年女性的幸福感有着负面的影响。这是由于青年女性承担了部分家务劳动，拥有更高的可能面临工作-家庭冲突，从而影响到就业对城市青年女性的幸福感的影响[24]。劳动收入对城市青年幸福感的影响并不显著同样可能是受到了社会经济地位因素的影响。
最后来看就业质量对不同性别的城市青年的幸福感的影响。从模型6和模型9比较来看，劳动收入和单位类型对城市青年男性和女性的幸福感的影响都不显著，但是在工作权威对城市青年男性的幸福感有着积极的作用，对城市青年女性来说这种作用并不显著。因此，作为就业质量的主观测量指标的工作权威对不同性别的城市青年的影响存在差异。
综上可以看到，“成家立业”的“幸福效应”对不同性别的城市青年的影响存在一定程度的差异。这种差异本身受到“成家立业”的性别差异的影响。青年男性在“成家立业”方面的责任会部分抵消“成家立业”的“幸福效应”。男性注重“立业”，女性注重“成家”的传统性别观念在研究中获得部分的证实，“成家”变量表现出对城市女性的较大影响，“立业”变量对城市青年男性的显著影响证实了这一点。但这种性别分工似乎发生了一定的变动，“立业”变量对城市青年女性幸福感的显著影响表明，“立业”成为影响青年女性幸福感的一个重要因素，就业成为城市青年女性不得不面对的议题，这是女性进入城市就业市场的表现。
四、结论与讨论
通过中国社会综合社会调查的实证数据分析，研究首先证实了“成家立业”对城市青年主观幸福感的显著影响。婚姻、住房等“成家”变量和就业质量都具有明显的“幸福效应”，而生育和就业的“幸福效应”并未获得证实。生育对幸福感的影响未获得证实可能是由于本研究关注的是城市青年样本，一方面城市青年受传统生育观念影响较小;另一方面，生育对城市青年来说还意味着高昂的养育成本，这会在一定程度上削减生育的幸福效应。就业对城市青年的负功能可能是由于城市生活的高昂成本提升了就业的可能性，但未就业的城市青年往往拥有相对较高的资本以维持生计，这也使得城市未就业的青年要比就业的青年的幸福感要高。
研究对“成家立业”对城市青年主观幸福感的影响进行了差异比较，发现“成家立业”的“幸福效应”对不同性别的城市青年的影响存在一定程度的差异。“成家”变量表现出对城市女性的较大影响，“立业”变量对城市青年男性的显著影响证实传统性别分工对主观幸福感有一定的影响。但这种性别分工似乎发生了一定的变动，“立业”变量对城市青年女性幸福感的显著影响表明，“立业”成为影响青年女性幸福感的一个重要因素，就业成为城市青年女性不得不面对的议题。
已有研究表明青年、中年和老年等不同生命历程的幸福感存在差异[25]，而本研究主张通过生命历程视角来理解青年幸福感的理论贡献有两点：
一方面，证实生命历程视角中的“恰当时间”对青年幸福感的影响;其二，证实青年群体个人生命事件的推进情况和主观幸福感的差异，也是对生命历程视角中个人选择和社会选择的一种综合性视角的尝试。研究更试图通过研究结论来对提升青年福祉提供切实的建议。“青年兴则国家兴，青年强则国家强。”青年处于“成家立业”的过渡阶段，需要社会和政府给予适度的关怀，助力青年在“恰当时间”实现“成家立业”，更好地提升青年的生活质量，从而将青年的幸福感和创造力转化为经济社会发展的强劲推力，为实现“中国梦”提供源源不断的强大动力。
要指出的是，研究采用二手数据分析，对“成家立业”的操作化会受到数据的限制。欣慰的是全国性的调查样本能够弥补其中一部分缺憾。在后续研究中，对研究的核心变量进行更为详细的操作化，对青年幸福感的研究必定会有所助益。
[基金项目:本文系国家社会科学基金一般项目“新生代农民工的婚恋模式与婚姻稳定性研究”（项目编号：14BSH048）的阶段性研究成果]
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本文来自微信公众号：中国青年研究（china-youth-study），作者：朱慧劼（南京农业大学人文与社会发展学院讲师）