张 琪 初立明

幸福是生命资源的最优配置。中国近四十年的快速发展，极大地提高了人们的物质生活水平，追求个体精神层面的幸福感在中国社会转型发展中被摆在了越来越突出的位置。时间作为一种有限资源，对于个体及其家庭幸福至关重要。回顾以往研究发现，尽管有相对明确的证据表明就业比失业更能提升幸福感，但工作时间与幸福感的关系到底如何，出现了不同观点，生活满意度会随工作时间增加而增加[1]，也会随工作时间增加而下降[2]。女性是劳动力的重要组成部分，同时承担着重要的家庭角色，如何有效均衡配置时间，使自身生命体验达到最优的问题，事关个体一切内在努力的终极目标，也事关政府行为的至善选择。厘清工作时间与幸福感的关系，有助于更好地促进女性劳动力自身发展和增强幸福感，促进社会进步。有研究发现，长期的经济增长并不必然会持续提高人们的平均幸福度，这种观点被称为幸福悖论。那么，工作时间与幸福感之间究竟是什么关系？是否也存在幸福悖论？女性劳动力在家庭因素影响下，二者关系又会如何变化？基于上述思考和已有研究成果的分歧，本研究具体考察女性工作时间投入对其个体幸福感的影响，从家庭的经济因素与非经济因素角度探究上述影响的调节作用。这不仅是从新视角分析以往研究的分歧，同时对标准工时制度、家庭友好的时间支持政策的完善有重要实践意义。

一、文献回顾

从工作时间与幸福感关系的研究脉络看，工作时间所带来的主观感受表现为喜忧参半。[3][4]具体来说有三种观点。一是消极作用，工作时间与消极情绪、心理压力正相关，降低自身幸福感。[5]二是倒U 型关系[6]，即工作时间在一定的水平下对幸福感产生有利的影响，工作是劳动者生活中最主要的部分，是获取收入和社会认同的主要途径，也有更大的决策自由度；[7][8]但当超过一定的水平后，会以消耗劳动者的个人资源为代价对劳动者自身及家庭带来巨大伤害，对幸福感产生消极的作用。[9]工作时间压力与个体幸福感也有相同关系，并且存在工作时间压力最佳水平。[10]但也有研究发现，工作时间对幸福感的影响很小。[11][12][13]三是没有实质性的关系。有学者利用韩国的数据发现，工作时间并不能解释幸福感。[14][15]每周工作时间缩短虽然增加了劳动者的可支配时间，但是却同样增加了单位时间内的工作强度；工作时间的增加可以获得相对更高的收入，但闲暇时间相对减少，生活满意度并未因此提高。[16][17]

从性别视角来看，女性比男性往往表现出更高的幸福感。女性的受教育水平、劳动力参与水平及家庭地位的提高均会影响其幸福感。[18][19]女性在工作和家庭领域所扮演的角色和承担的责任会影响其幸福感变化。从工作领域看，女性劳动参与率提高，有利于绝对收入和相对收入的提高，提升其社会地位，从而增强幸福感。[20]由女性劳动者工作时间的增加而导致家庭矛盾发生的概率远低于男性劳动者，女性劳动者的工作时间更易影响幸福感。[21]

从家庭因素来看，孩子和经济是家庭生活的两个核心方面。生儿育女对幸福感的影响并不确定，但孩子是整体幸福感的重要组成部分的观点是一致的。[22]家庭收入普遍被认为是幸福的主要来源[23]，更高的收入带来更大的福祉，按收入五等分发现，收入最高分位的群体生活满意度最高。[24][25]

综上，工作时间与幸福感的关系有多种情况，男性与女性群体工作时间、幸福感的认知也有差距，家庭因素对幸福感的影响也有不同表现。如何结合我国现实，量化女性工作时间与幸福感的关系模式，尤其是引入与女性工作和幸福感关联密切的家庭因素，考量家庭因素对女性幸福感的作用方向和程度，它们到底是一种催化剂还是具有负向作用，还有待进一步验证。因此，本文在前人研究的基础上，选择微观数据库，引入家庭因素，就女性的工作时间和幸福感问题进行分析。试图回答：第一，女性工作时间投入与幸福感是何种关系？第二，女性工作时间与幸福感之间的关系是否受到子女数量约束？第三，家庭收入是否会影响女性工作时间与幸福感之间的关系？

与既有文献相比，本文可能的贡献在于：第一，本研究基于性别视角，以女性劳动力为研究对象，专门分析解释女性工作时间对幸福感的影响效应；第二，在研究结论上，本文通过微观数据实证检验了女性工作时间对幸福感的非线性影响，这有助于认识到劳动者时间配置对主观福利效应具有差异性；第三，结合子女数量、家庭收入，多角度分析家庭因素对女性工作时间与幸福感关系的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）工作时间与幸福感的非线性关系

图1表示女性工作时间与幸福感的非线性关系，纵坐标表示边际幸福感（H'W），横坐标表示工作时间（T）。在短工时到适度工时阶段，工作时间边际效应为正，增加工作时间投入既能获得经济回报，又能满足劳动者社会角色需求[26][27]187-188，幸福感表现为逐渐上升。而经济回报和社会角色需求得到满足之后，边际幸福开始递减，但工作时间与幸福感仍存在正相关，直到幸福感最大，此时工作时间为t1，即幸福感最大的需求点A。在A 点处，工作时间对幸福感的正向作用达到最大，边际幸福为0。到达需求点A 后，工作时间的正向效用达到需求饱和，若再增加对工作时间的投入，不仅要承受工作压力、疲劳，还会对时间配置有不利影响[28]，从中得到的效用就为负值，边际幸福为负，此时对幸福感产生消极影响，导致帕累托无效的配置结果。

图1 女性工作时间与幸福感的非线性关系

基于上述讨论，本文提出假设H1。

H1：女性工作时间与幸福感之间存在非线性关系。

（二）子女数量的调节作用

生育子女既能满足社会角色需求，获得社会尊重及自我尊重感，还可以完成家庭角色期望，随着子女数量的增加，父母有可能越不会感到孤独，从而促进父母的幸福感。[29][30][31][32][33]在这种情况下，多子女可以弥补由于工作时间投入而降低的幸福感。但养育儿女也会导致工作与家庭的兼顾给女性带来巨大的时间和角色压力，随着子女数量增加，家庭照料责任就越大，需要耗费的精力可能越多。[34]在这种情况下，拥有子女数量越多，对父母造成的经济和生活压力越大，导致抚养子女带来的负面效应超过多子女带来的正面效应，父母的生活满意度降低。[35][36][37]在短工时阶段，工作时间具有正效用，幸福感更多来自通过劳动支出而获得的愉悦感、职业身份和归属感[38]，多子女带来的精力和经济压力会减弱由工作时间投入而提高的幸福感。在高工时区间，工作时间具有负效用，过长的工作时间投入使得劳动者甚至面临健康风险[39][40]，对幸福感产生不利影响，子女数量增多对女性劳动力产生的情感与角色期望满足可以减弱工作时间对幸福感的抑制作用。

基于上述讨论，本文提出假设H2。

H2：子女数量会弱化女性工作时间与幸福感之间的倒U 型关系，即在短工时区间，少子女更能促进女性工作时间投入带来的幸福感，在高工时区间，多子女可以减弱女性工作时间投入对幸福感的抑制。

（三）家庭收入的调节作用

根据目标理论，幸福产生于目标或欲望的满足。目标能否实现，会影响情绪和幸福感，是幸福感形成和发展的重要标准。[41]88家庭收入的多寡在很大程度上决定着女性工作时间投入目标实现的边际效应。从家庭收入角度来看，在低收入家庭中，女性工作时间投入不仅带来经济贡献，还有利于其经济地位提高，边际幸福为正。此时，在适度范围内，女性更愿意增加工作时间投入，对幸福感多表现为提升激励作用。由此，在家庭收入较低的情况下，女性适度的工作时间投入对于幸福感的促进作用更明显。然而，低收入家庭中的女性可能无法满足自身期待的目标，造成压力过大的局面。[42]此时，工作时间投入较多，由于赚取高收入所需的繁重工作量，反而抑制幸福感的提升。由此，低收入家庭影响工作时间与幸福感的倒U 型关系。在高收入家庭中，女性工作时间投入对自身需求的变动不敏感，对休闲时间的满足更敏感，工作时间增加挤占闲暇时间，可支配时间受到限制，导致幸福感下降。由此，在高收入家庭中，女性工作时间投入与幸福感的关系可能呈现逐渐下降趋势。

基于上述讨论，本文提出假设H3。

H3：家庭收入能够调节女性工作时间与幸福感的倒U 型关系，即在低收入家庭条件下，女性工作时间与幸福感的关系为先上升后下降；而在高收入家庭条件下，女性工作时间和幸福感的关系将变为逐渐下降态势。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用的数据来自中国家庭追踪调查（CFPS）。该调查由北京大学每两年开展一次，调查范围覆盖全国25 个省（直辖市、自治区），调查对象为样本家庭户及家庭成员，调查内容包含社会经济、家庭、人口等方面，目标样本规模为16000 户，为开展劳动问题、家庭问题研究提供了可靠的数据支持。本文选择最新发布的2018年调查数据，由于本研究主要关注非农就业的青年女性群体，故按照国家统计局的统计口径，选择成人问卷中18—44岁的群体，将受访者回答“有工作”且对“从事农业工作”回答“否”定义为非农就业。本文研究主题为非农就业青年女性工作时间问题，故选择非农就业、年龄为18—44 岁的女性劳动力，在删除各变量缺失值后，最终获得2657 个有效样本。

（二）变量选取与数据说明

被解释变量。即幸福感。CFPS 设置了如下问题：“若0 分代表最低，10 分代表最高，您觉得自己有多幸福”，得分越高表明个人幸福感越高。

解释变量。本文的解释变量为工作时间。对于工作时间的测量，采用周工作时间，选择问卷中“一般每周工作多少个小时”这道题目的答案。

调节变量。本文的调节变量为家庭因素变量，包括子女数量和人均家庭收入。子女数量为孩子数目，人均家庭收入按照五分位数分组。

控制变量。基于已有研究，将年龄、受教育程度、健康水平、婚姻状况、户口、个人收入、家庭规模、是否拥有住房等因素纳入控制变量。这些幸福预测因子都与工作时间和相对收入直接或间接相关，需要在分析中加以考虑。[43][44]同时加入行业类型、省份地区的哑变量，以此控制行业和地区间的差异。表1给出了具体的变量定义及描述性统计结果。

表1 变量定义

（三）模型设定

根据已有研究，本研究将幸福感视为连续型变量，借助OLS 模型估计工作时间和幸福感之间的关系[45][46]，建立工作时间与幸福感的计量模型：

（1）式中，Happiness 用以表征幸福感，Worktime 表示工作时间，为核心解释变量；X 表示其他影响因素；μi为省份固定效应；i为行业固定效应；a 为常数项，b 和d 为系数，ei为随机扰动项。

为探讨女性工作时间之间的非线性关系，在OLS 模型（1）中右边增加工作时间的平方项和三次方项，探索可能存在的多种非线性关系。这样，基础回归模型变为：

为检验调节效应，在OLS 模型中加入调节变量Z、调节变量与工作时间的交互项以及调节变量与工作时间平方项的交互项，建立以下模型：

上述模型中，Z 为调节变量，包括子女数量与家庭人均收入，α0为常数项，α1、α2、α3、α4、α5、α6均为系数。

为判断调节变量在女性工作时间对幸福感影响中的调节作用，需要比较式（2）与式（4）中工作时间对幸福感的边际贡献。若式（4）中边际贡献大于式（2），表明调节变量的加入会加强女性工作时间对幸福感的边际影响；反之，则会减弱两者的边际影响。

四、实证分析

（一）描述性分析

在回归分析之前，应判断分析幸福感随工作时间变化而变化的趋势。散点图用于显示两个不同的连续变量之间的关系，也可揭示分布的趋势，借助散点图可以检验两者相关性。女性工作时间与幸福感散点图见图2所示。

图2 女性工作时间与幸福感散点图

根据表1和图2可以看出，第一，从变量均值来看，女性工作时间均值为50.15 小时，远超过规定的标准周工时40 小时，意味着每周加班10 小时左右。女性幸福感均值为7.54，表明女性的幸福感处于中上水平。第二，从相关性来看，根据女性工作时间与幸福感拟合曲线呈弯曲的曲线趋势，意味着女性工作时间与幸福感存在非线性关系，即随着女性工作时间投入增多，幸福感呈先增加后下降的态势，具体关系还需控制其他因素做进一步回归分析。

（二）回归分析

为真实地反映工作时间与幸福感之间的非线性关系，本文尝试将工作时间的三次项引入回归模型，以检验女性工作时间与幸福感之间是否存在U 型或倒U 型关系。检验结果发现，工作时间的三次项并不显著。考察二次项发现，工作时间的一次项显著为正，二次项显著为负，表明工作时间与幸福感呈现倒U 型关系（见表2）。

表2 女性工作时间对幸福感影响的非线性效应分析

根据表2可以得出如下结果。

第一，女性工作时间与幸福感呈倒U 型关系。根据回归结果，女性工作时间与幸福感存在非线性关系，并且通过工作时间的回归系数与方向得出两者关系为倒U 型关系。具体来说，工作时间的一次项系数为正，平方项系数为负，表明女性工作时间与幸福感呈倒U 型关系，即幸福感随着女性工作时间的增加先上升后下降的趋势。在适度区间内，工作时间投入有利于幸福感提升，表现为激励效应。但超过一定限度，增加工作时间尽管可能带来更多收入，但也会面临生病、倦怠以及与其他时间相冲突的负面效应，增加工作时间投入可能会抵消甚至完全消除女性获得经济回报对幸福感的影响，表现为抑制效应，假设HI 得到支持。

第二，女性在周工时为42.4 小时之时幸福感最高（见图3）。在周工时低于42.4 小时区间段，随着女性工作时间的延长，幸福感缓慢上升，随着工作时间越过最优工时，幸福感开始下降。结合我国目前规定的标准周工时为40 小时，反映出女性最佳幸福感的工作时间投入的合理性。

图3 女性工作时间与幸福感的倒U 型关系

第三，从控制变量来看，受教育程度、健康水平以及婚姻状况、城镇户口均对幸福感有显著正向影响；拥有住房与地区发展水平均对幸福感影响不显著，但有正向影响；年龄与个人收入对幸福感有负向显著影响，与已有研究结论基本一致。其中，个人收入与幸福感呈负向关系，可能的原因是，收入与幸福感本身关系复杂，而且女性幸福感更多来自整体考量，而非物质本身，即金钱无法购买到幸福。

（三）家庭特征因素的调节作用检验

家庭因素是个体幸福感的重要来源，工作时间对幸福感的影响效果可能会因家庭经济资源与子女数目不同而产生差异。为了检验工作时间变动对女性幸福感影响的作用机制，本文进一步研究了家庭因素是否可以调节工作时间对女性幸福感的影响。因此，在上述回归基础上分别引入子女数量与工作时间交互项、子女数量与工作时间平方项交互项、家庭收入与工作时间交互项、家庭收入与工作时间平方项交互项进行重新回归，以验证工作时间对女性幸福感的家庭因素的边际效应。

表3显示，引入子女数量调节变量后，“工作时间×子女数量（childsize*worktime）”的系数显著为负（β=-0.022，p＜0.1），二阶的“工作时间平方项×子女数量（childsize*worktime2）”的系数显著为正（β=0.00027，p＜0.05）。引入人均家庭收入的调节变量后，与工作时间（ainc_per*worktime）及工作时间的二次项交互项（ainc_per*worktime2）亦均显著，表明女性工作时间与幸福感的关系容易受到子女数量和家庭收入的影响。

表3 家庭因素的调节效应分析

为了更清晰地展示调节变量对女性工作时间与幸福感之间的倒U 型关系的调节作用，本文对调节变量的均值各加减一个标准差并将样本分组,分别计算回归方程并进行绘图。[47]59-66通过绘制交互效应图，可以解释效应的具体影响（见图4、图5）。

图4 子女数量对女性工作时间与幸福感关系的调节效应

图5 人均家庭收入对女性工作时间与幸福感关系的调节效应

根据表3、图4及图5，可以得出如下结果。

第一，子女数量使女性工作时间对幸福感的倒U 型曲线变得平缓。从回归结果来看，工作时间与子女数量一次项的交互项系数显著为负，工作时间的平方项与子女数量的交互项系数显著为正，幸福感对工作时间的二次求导后的绝对值减少，曲线两边斜率将变得更平坦，即随着子女数目增多,女性工作时间与幸福感之间的倒U 型关系被弱化。从子女数量的调节效应来看，曲线弯曲程度变化体现了子女数量的调节程度（如图4），子女数量的增加使得女性工作时间与幸福感之间的倒U 型曲线呈现扁平化趋势，说明子女数量增多使得两者的倒U 型关系变得平缓。其中，多子女数量对女性工作时间与幸福感关系的调节效应表现出线性关系，可能的原因是由于调节效应使得极值点移动，图4中表现为非线性曲线的一部分，也可能是由于调节效应使得两者倒U 型关系变化为线性。在短中周工时区域内，孩子增多可以促进女性工作时间提升幸福感；在中长周工时区域内，孩子增多会进一步使曲线扁平化，女性工作时间投入增加会抑制幸福感提升。

第二，家庭收入能够改变女性工作时间效应曲线的极值点。幸福感对工作时间的一次求导，得到。此时求拐点，令，则。如果令worktime*的分母为0，则得到Z值为3.11，此时worktime*为无穷大，不存在拐点。如果Z 值大于或小于3.11，则倒U型曲线方向存在两个方向相反的拐点，曲线形状发生变化。当调节变量取正负一个标准差时，刚好落在3.11 的两侧，因此，倒U型曲线形状发生了改变。当调节变量Z 取正一个标准差时，，即人均家庭收入水平较高时，拐点为极小值点，此时拐点worktime*为69.39，happiness值等于9.45。当调节变量Z 取负一个标准差时，，此时拐点为极大值点。按照上述步骤计算出拐点位置为（47.13，9.42）。由此可知，当人均家庭收入水平较高时，工作时间与幸福感的曲线关系由极大值点（69.39，9.45）的倒U 型曲线关系，转变为极小值点（47.13，9.42）的L 型曲线关系（如图5）。

第三，家庭收入使女性工作时间对幸福感的倒U 型曲线变为L 型曲线。从回归结果来看，人均家庭收入与工作时间的交互项系数显著为负，而人均家庭收入与工作时间平方项的交互项系数则显著为正，即随着家庭收入提高,女性工作时间与幸福感之间的倒U 型关系也被弱化。从家庭收入的调节效应来看，图5显示，当家庭收入处于高水平时，工作时间与幸福感之间的关系由倒U 型曲线转变为平坦的U 型曲线；相反，在低收入家庭条件下，工作时间和幸福感仍处于倒U 型关系。

五、结论与讨论

先前文献认为工作时间会促进居民幸福感的提升，其或针对职业异质性或针对劳动力整体进行分析，促使本文重新思考女性工作时间的非经济效果。本文构建女性工作时间对幸福感影响效应的理论模型，基于CFPS2018年数据发现：（1）女性工作时间对幸福感产生激励与抑制双重叠加效应，促成了工作时间影响女性幸福感的边际递减效应，女性工作时间与幸福感之间存在显著的倒U 型关系；（2）当女性工作时间低于42.4 小时时，工作时间对幸福感带来的是激励效应，而当工作时间超过42.4 小时时，工作时间对幸福感造成的是抑制效应，该结论从非线性角度为工作时间与幸福感之间的关系引入了新的理论思考；（3）家庭因素能够影响女性工作时间对幸福感的关系，子女数量增加使女性工作时间的曲线效应变小，家庭收入改变了工作时间与幸福感的倒U 型曲线的方向。

本文的研究结论具有如下政策含义：第一，应严格监管标准工时制度的实行，对劳动力群体进行保护。本文表明，工作时间过短或过长都不会提升女性幸福感，体现出工作时间投入的“过犹不及”效应。本研究显示，女性周工时为42 小时左右时幸福感最高，但实践中女性平均周工时为50 小时左右，远超过最优工时，即平均每天加班2 小时，这种最优工时与实际工时的不匹配，说明积极主动促进劳动力市场标准工时正规化具有紧迫性。第二，引入和促进家庭友好的时间支持政策。本文表明，生儿育女会弱化工作时间投入对幸福感的影响，孩子的陪伴使女性得到情感的满足，但也会使她们投入巨大的时间和精力，这为完善托幼及其他家庭事务方面的时间支持政策提供了方向。时间是保持工作和生活平衡的重要资源，家庭友好的时间支持政策不仅包括休假制度（如产假、育儿假等）与家庭公共服务的支持（如托幼服务等），还包括弹性工作制度。2019年出台的《国务院办公厅关于促进3 岁以下婴幼儿照护服务发展的指导意见》明确提出，鼓励用人单位采取灵活安排工作时间等积极措施，鼓励地方政府探索和试行与婴幼儿照护服务配套衔接的育儿假、产休假等，但政策的具体施行还有待推进。只有落实家庭友好的时间支持政策，才能有效降低生养成本，缓解女性“当妈难”产生的生育焦虑。

本文具有一定的局限性和不足。第一，本文立足幸福感视角测量工作时间的非经济后果，有助于解释相关变量之间的动态影响，更好地反映时间配置的本质内涵，但对幸福感的测量指标有限。本文选取广为接受的主观幸福感作为测量指标，未来的研究可尝试从其他角度进一步识别和扩展因素。第二，本文发现工作时间与幸福感之间的非线性关系，为进一步探究女性工作时间的效果提供了一个思路，加强了对幸福感非线性影响研究观点的回应，后续的研究可以尝试检验这种关系的中间逻辑机制。