引言

近年来，生育观念的变迁、育龄女性数量及其年龄结构的变动、初婚初育年龄的推迟等，均为促使出生人口数量降低、加速人口负增长现象显现的关键因素。在此背景下，如何保障女性全生命周期的身心健康，赋能育龄女性提升健康素养水平，不论是对于个体命运还是社会的可持续发展都具有重要意义。婚姻与生育是女性生活方式和社会角色转变的重要生命历程事件，无疑对育龄女性的身心健康具有深远影响。为探究不同婚育状况与育龄女性身心健康之间的关系，本研究基于2022年中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies, CFPS）相关数据，考察婚育行为对育龄女性身心健康状况的影响及其差异性，为探索提升育龄女性健康素养实践路径、优化婚育支持政策提供实证依据，并为育龄女性在独特生命历程中的身心健康保护与发展提供有效建议。

1 文献综述与研究假设

1.1 婚姻状态与身心健康

半个多世纪以来，婚姻与身心健康的正向关联在愈发广泛的地域和社会环境中得到证实。近期一项针对我国的大规模跟踪研究结果表明，婚姻状态与两性健康状况存在关联，无伴侣者罹患精神分裂症和妄想性障碍的风险比有伴侣者更高；另一项七国研究亦证实，未婚者出现抑郁症状的风险高于已婚者。丹麦一项大规模追踪研究对婚姻与同居关系对健康的影响进行了比对，发现与单身状态相比，同居状态呈现出与婚姻状态相似的“保护效应”。与已婚者相仿，同居者预期寿命更长，人均医疗支出也因同居伴侣的照料而减少，这可能说明婚姻或同居所产生的陪伴才是“保护效应”的根源。

但有学者指出，丧偶在对我国老年人的心理健康产生负面影响的同时，在健康行为方面却提高了老年女性参与体育锻炼的可能性。未婚状态对我国青年男性和中年女性的影响更大，前者与社会孤立感、缺乏情感支持以及经济压力有关，后者更多与社会和文化期待有关。还有研究则发现婚姻现状对健康状况的影响没有贡献，但对近两周不适率、慢性病患病率有影响，可见婚姻对健康的影响存在复杂性。

此外，也有不少研究直接对婚姻保护效应提出异议，指出没有伴侣的生活并不一定会增加所有疾病的风险，甚至单身也存在部分健康保护效应。例如，无伴侣女性发生损伤和中毒、支气管炎、肺炎和泌尿生殖系统疾病的风险更低，持续单身的女性生病天数和看医生的次数也更少。总的来说，没有伴侣而导致的不利影响在男性中更为凸显，有伴侣的女性相较于无伴侣女性的健康优势效应则不那么明显。

1.2 生育行为与身心健康

生育对女性的影响是复杂且多维的，并且贯穿在备孕、怀孕、分娩以及后续养育照料的母职体验当中。一方面，生育会给育龄女性带来身体和心理上的变化，如怀孕期间的身体不适、角色过渡的不适应、对分娩体验的恐惧、育儿过程中的劳累等；另一方面，女性在生育后可能会面临家庭角色与职业发展的冲突，“母职惩罚”现象普遍存在会导致女性职业中断、收入下降及晋升机会减少，加剧了工作与家庭的双重压力。

已有研究显示，已婚已育女性相较于未育女性，更易出现慢性疲劳、焦虑抑郁等症状，而多胎母亲的心理健康风险进一步升高，这一现象与角色超载与观念束缚等结构性因素密切相关。也有研究指出，生育行为对女性身心健康具有“双刃剑效应”：生育可能通过情感陪伴改善女性身心健康，但也可能因角色压力加剧女性身心损耗；生育子女可能带来幸福感、成就感和满足感，但多胎生育可能因照料负担导致健康恶化。

此外，需要在家抚养子女的妇女比其他人群更有可能罹患临床抑郁症，她们不得不承受过多的情绪压力、缺少自我实现的机会和忍受随贫困而来的不安全感，并且由于她们总是把满足家庭其他成员的需要放在自己的需要之前，这便导致其自身缺乏适当的饮食，身体健康也可能随之受到损害。

1.3 研究假设

纵观国内外婚育与身心健康相关的研究，大多数研究以中老年人和青年群体为对象，较少专门探讨婚育状况对女性身心健康影响的差异性，而由于婚姻健康保护效应及其性别异质性长期共存，因此，该效应在我国现今的育龄女性群体中是否同样显著尚不明朗；既有研究往往以死亡率和预期寿命等长期指标衡量身体健康，对近期健康状况的影响则较少涉及；已有研究使用的数据多早于2022年以前，使用较新近数据开展相关实证研究的还相对较少，有必要利用新近数据探究育龄女性婚育行为对其身心健康状况的影响现状。

为探究不同婚育状况对当今育龄女性身心健康存在何种影响，本研究根据广泛被验证的两性婚姻健康保护效应提出假设a1：与未婚女性相比，在婚或同居的育龄女性的身心健康状况更好。根据不良婚姻的健康恶化效应提出如下两个假设：假设a2：与未婚女性相比，离异及丧偶的育龄女性的的身心健康状况更差；假设a3：与在婚或同居女性相比，离异或丧偶的育龄女性的的身心健康状况更差。

在生育与身心健康方面，根据母职惩罚理论、生育照料的健康损耗效应提出假设b1：与已育女性相比，未育女性的身心健康状况更好。考虑到生育对健康效应可能随时间变化有所不同，进一步提出假设b2：近一年内有生育经历的女性，身心健康状况比其他女性更差。根据多胎生育健康损耗效应提出假设b3：育有子女数量越多，女性身心健康状况越差。鉴于家庭主妇角色易受自身及外界忽略的身心健康困境，提出假设c1：与非家庭主妇的女性相比，作为家庭主妇的女性身心健康状况更差。

2 研究设计

2.1 数据来源

本研究将使用北京大学中国社会科学调查中心于2022年实施的“中国家庭追踪调查”（CFPS）数据。CFPS采集了全部受访者的健康状况，包括患病情况、健康行为等，CFPS2022对受访者心理健康的测量使用国际上常用的CESD量表，CFPS个人问卷还采集了育龄女性的婚姻基本情况，家庭关系问卷收集了子女相关的信息，基于这些数据可以分析不同婚姻状况和生命历程中育龄女性身心健康的状况及其差异。

2.2 变量及操作化

因变量为育龄女性的身心健康状况。在测量上，选取受访者对“认为自己的健康状况如何”“觉得自己的健康状况和一年前比较起来如何”“过去两周身体是否不适”“半年内是否有慢性疾病”四个问题的回答测量其身体健康类型，较全面地反映身体健康现况与近况。心理健康使用CESD8分数测量受访者抑郁水平。

自变量为育龄女性的婚育状况。由于同居和丧偶样本数量很少，分别合并同居者与有配偶（在婚）者、丧偶者与离婚者后，生成三组取值的婚姻状态变量。通过育龄女性样本编码匹配其家庭成员，得出其生育子女的具体情况。对于近一年生育经历，通过是否有任一子女的出生年份与2022年相隔1年以内来判断。对于家庭主妇变量，筛选出未参与劳动力市场的育龄女性后，保留“没有工作的原因”为“照料家庭，如生育、照顾小孩、做家务”的样本群体进行确定。

为避免内生性问题，本研究选取过往研究中已被证明会影响婚育、身心健康状况的人口统计学特征变量作为控制变量。CFPS2022共收集个体样本27001个，在保留育龄女性（19岁—49岁）样本、去除样本异常值和关键变量（因变量、自变量和控制变量）缺失值后，最终入选的样本观测数为5737名。具体变量介绍和描述性统计结果如表1所示。

2.3 分析方法

本研究的数据分析过程分为两个部分，一是对所有变量的描述性统计分析，二是多元线性回归和二元逻辑回归。本研究因变量是身心健康状况，包括身体健康状况和心理健康状况。健康状况、近两周身体不适状况、半年内慢性病患病状况和一年内身体健康变化状况均为二分变量，只有两个取值，而二元逻辑回归可用于预测自变量对于二分类因变量的发生概率，是合适的统计方法。而鉴于精神健康（抑郁得分）为连续数值型变量，故采用多元线性回归方法进行估计。本研究使用Stata17实现统计分析过程。

3 研究结果

3.1 描述性统计分析

因变量为身心健康状况，包括身体健康和心理健康两大部分。其中，身体自评为“健康”（88%）、近两周不存在身体不适（77%）、半年内未患慢性病（92%）、一年内身体健康“没有变化或更好”（75%）的育龄女性占大多数；心理健康状况由抑郁得分衡量，样本群体的平均抑郁得分为13.9分。自变量分为婚姻状况和生（养）育状况，在婚或同居（75%）、已育（73%）、一年内无生育经历（94%）、育有2名子女（35%）、非家庭主妇（86%）的育龄女性占大多数。本次被调查的育龄女性平均年龄为34岁，受教育程度大多数介于初中到本科之间（81%），城镇育龄女性过半数（58%）。

3.2 婚育行为对育龄女性身心健康的影响

3.2.1 婚育状况与身体健康

身体健康状况二元逻辑回归结果见表1，婚姻状态分别以“未婚”和“在婚或同居”作为参照组输出两次回归结果并整合。

自评健康方面，与未婚状态相比，离异或丧偶女性自评健康状况显著更差（P=0.031），与在婚同居女性相比，离异或丧偶女性自评健康状况也显著更差（P=0.012）。两周内身体不适方面，离异或丧偶状态女性在两周内身体不适的发生比显著高于未婚女性（P=0.006）。

变量	模型（1） 身体健康自评	模型（2） 近两周身体不适	模型（3） 半年内确诊慢性病	模型（4） 一年内健康变化
婚姻状态（“未婚”为参照组）
在婚或同居	-0.187	0.044	-0.020	-0.061
	(-0.77)	(0.28)	(-0.07)	(-0.39)
离婚或丧偶	-0.643**	0.598***	0.261	-0.179
	(-2.15)	(2.77)	(0.76)	(-0.81)
婚姻状态（“在婚或同居”为参照组）
未婚	0.187	-0.044	0.020	0.061
	(0.77)	(-0.28)	(0.07)	(0.39)
离异或丧偶	-0.456**	0.554***	0.281	-0.118
	(-2.37)	(3.48)	(1.21)	(-0.71)
生育状态（“未育”为参照组）
已育	0.340	-0.167	0.067	0.005
	(1.60)	(-1.13)	(0.27)	(0.03)
近一年生育经历（“无”为参照组）
有	0.300	-0.215	-0.523	-0.542***
	(1.12)	(-1.30)	(-1.61)	(-4.00)
家庭主妇角色（“否”为参照组）
是	0.068	-0.068	-0.536***	-0.056
	(0.49)	(-0.67)	(-2.89)	(-0.59)
年龄	-0.067***	0.022***	0.039***	-0.029***
	(-9.07)	(3.88)	(4.60)	(-5.28)
居住地类型（乡村为参照组）
城镇	-0.145	0.038	0.145	-0.112*
	(-1.56)	(0.55)	(1.32)	(-1.66)
受教育程度（小学及以下为参照组）
初中	0.718***	-0.289***	-0.312**	0.352***
	(6.47)	(-3.03)	(-2.21)	(3.80)
高中	0.919***	-0.211*	-0.254	0.243**
	(6.17)	(-1.87)	(-1.46)	(2.21)
大专及本科	0.936***	-0.130	-0.151	0.010
	(6.74)	(-1.23)	(-0.94)	(0.10)
研究生及以上	1.566***	0.021	-0.146	-0.255
	(2.97)	(0.08)	(-0.35)	(-1.05)
常数项	3.769***	-1.742***	-3.718***	2.081***
	(14.28)	(-9.21)	(-12.38)	(11.21)
N	5737
R2	0.0827	0.0105	0.0280	0.0183

注：*** p<0.01，** p<0.05，* p<0.1。

综合身体健康状况四个方面，相对于未婚女性而言，在婚或同居女性的多方面身体健康优势均未体现出来，婚姻对育龄女性的身体健康保护效应并未得到证实，在身体健康方面，假设a1并未得到支持。而离婚或丧偶的女性在整体自评健康、近两周身体不适方面表现既不及未婚女性，也不及在婚同居女性，这说明负面情感经历和婚姻状态可能对育龄女性身体健康产生不良影响，且该影响在控制了年龄等影响因素后仍显著。在身体健康方面，假设a2和假设a3得到部分支持。

在生育状态方面，与未育女性相比，已育女性的自评健康状况、近期身体不适、慢性病患病状况差异不显著，说明是否生育对育龄女性身体健康的影响不存在显著的直接贡献，假设b1和b3在身体健康方面未得到支持。但是，若将已育群体细分为是否在近一年内有生育经历，回归结果则发生了变化：一年内生育经历对一年内身体健康变化存在负面影响（OR=0.582，P=0.000），即与近一年无生育经历的女性相比，已育女性认为自己的身体变得显著更差，假设b2在身体健康方面部分得到支持。

在家庭主妇的健康状况方面，与其他职业女性或失业女性相比，家庭主妇半年内确诊慢性病的发生比显著低于非家庭主妇，但其在其他身体健康维度与非家庭主妇的女性不存在显著差异，故假设c1在身体健康方面未得到支持。

综上所述，在育龄女性群体中，婚姻的健康保护效应未得到数据支持，但数据印证了不良婚姻状态和经历可能对其身体健康状况产生负面影响；一年内有生育经历的育龄女性在未来一年甚至更久会明显感受到身体健康不如从前，但长期来看，生育与否并不会对其身体健康状况产生显著负面影响；非家庭主妇的职业育龄女性更可能罹患慢性病。

3.2.2 婚育状况与心理健康

育龄女性婚育状况对心理健康影响的回归结果如表2所示。在婚姻状况方面，与未婚女性相比，在婚同居女性的抑郁水平没有显著差异，假设a1在心理健康方面也未得到支持，但是离异或丧偶女性的已抑郁水平显著提高（P=0.000），其心理健康状况显著差于未婚女性，假设a2在心理健康方面得证；与在婚同居女性相比，离异或丧偶女性的抑郁水平显著提升（P=0.000），其心理健康状况也显著差于在婚同居女性，假设a3在心理健康方面得证。

变量	模型（1） 抑郁水平	变量	模型（2） 抑郁水平
婚姻状况（“未婚”为参照组）		婚姻状况（“在婚或同居”为参照组）
在婚或同居	-0.047	未婚	0.047
	(-0.19)		(0.19)
离异或丧偶	1.614***	离异或丧偶	1.661***
	(4.36)		(5.77)
生育子女数量（“0个”为参照组）		生育子女数量（“0个”为参照组）
1个	0.688***	1个	0.688***
	(2.80)		(2.80)
2个	0.838***	2个	0.838***
	(3.36)		(3.36)
3个及以上	0.655**	3个及以上	0.655**
	(2.18)		(2.18)
一年内生育经历（以“无”为参照组）		一年内生育经历（以“无”为参照组）
有	-0.107	有	-0.107
	(-0.45)		(-0.45)
家庭主妇角色（以“否”为参照组）		家庭主妇角色（以“否”为参照组）
是	0.561***	是	0.561***
	(3.58)		(3.58)
年龄	-0.019**	年龄	-0.019**
	(-2.12)		(-2.12)
受教育程度（以“小学及以下”为参照组）		受教育程度（以“小学及以下”为参照组）
初中	-1.077***	初中	-1.077***
	(-6.85)		(-6.85)
高中	-1.566***	高中	-1.566***
	(-8.43)		(-8.43)
大专及本科	-1.539***	大专及本科	-1.539***
	(-8.64)		(-8.64)
研究生及以上	-1.668***	研究生及以上	-1.668***
	(-3.89)		(-3.89)
居住地类型（以“城镇”为参照组）		居住地类型（以“城镇”为参照组）
乡村	-0.040	乡村	-0.040
	(-0.37)		(-0.37)
常数项	15.048***	常数项	15.002***
	(47.07)		(36.89)
N	5737	N	5737
R2	0.039	R2	0.039
Adj. R2	0.04	Adj. R2	0.04

注：*** p<0.01，** p<0.05，* p<0.1。

在生育状况方面，为避免多重共线性问题，育龄女性生育状况测量中纳入了信息含量更高的生育子女数量变量，舍弃了是否生育变量，以更细致地分析生育子女数量与心理健康之间的关系。与未生育的女性相比，生育1个子女的女性抑郁水平显著提高（P=0.005），生育2个子女的女性抑郁水平显著提高（P=0.001），生育3个及以上子女的女性抑郁水平显著提高（P=0.029），这说明已育女性比未育女性抑郁水平显著更高，假设b1在心理健康方面得证；子女数量对心理健康的负面影响程度先升高后降低，假设b3在心理健康方面得到部分支持，且育有二孩的女性抑郁水平最高。与一年内未经历生育的女性相比，有生育经历的女性抑郁水平并不存在显著性差异，假设b2在心理健康方面未得到支持。与非家庭主妇相比，家庭主妇的抑郁水平显著提升（P=0.000），家庭主妇角色对育龄女性心理健康状况有负向影响，假设c1在心理健康方面得证。

综上所述，育龄女性离异或丧偶的婚姻状态、生育子女的数量、家庭主妇角色的承担均对其抑郁水平有显著性影响，是影响心理健康状况的重要因素。

4 结论与讨论

首先，本研究并未证实相对于未婚育龄女性而言的婚姻身心健康保护、促进效应存在，这一发现与既往诸多研究结论不一致，这恰恰说明，随着现代化水平的不断提高、女性社会地位的总体提升以及女性受教育权、就业权保障的日臻完善，婚姻作为过去增强风险对抗能力的财产共同体，其风险规避及健康红利效应正逐渐消解，至少对于育龄女性而言，婚姻对其身心健康的保护能力正在下降，个人能力的强化、经济独立的保障和认知素养的提升，正日益成为育龄女性身心健康的更关键庇护因素。

其次，离异和丧偶状态对于育龄女性的心理健康有显著不利的影响，这种影响的具体机制可能有两个方面，一方面是不良婚姻经历和亲密关系恶化直接导致不良心理健康，另一方面是缺乏优质社会支持网络和社会交往活动导致消极心理状态。社会应当更多关注离婚或丧偶育龄女性的心理健康状况，营造对该类女性更加包容、友好的社会舆论环境，并借助社交媒体平台、网络互助社群、线下公益援助缓解离婚或丧偶女性的精神困境。

再次，虽然本研究发现生育经历并不会对育龄女性短期心理健康状况产生负面影响，但是生育带来的后续养育照料却可能是已育女性在心理健康方面的负担来源，尤其需要关注产后抑郁、与母职相伴的焦虑或紧张情绪，减轻密集母职和精细化育儿给新手妈妈们带来的压力。在身体健康方面，本研究证实一年内有生育经历的女性倾向于认为自身身体健康状况变差，故应着力优化怀孕妇女的生育医疗健康服务，大力提升母婴保健水平，推广无痛分娩相关技术，科普生育损伤相关知识，并促进育龄女性采取适当方式自我锻炼、保健，加快建设“生育友好型”社会环境和公共场所。

复次，研究发现生育与否并不会显著影响育龄女性的长远健康状况，但是多胎生育的育龄女性更容易存在消极心理健康风险。因此，应当正确引导育龄女性形成理性生育观，既不忽视客观存在的生育风险，但也不盲目夸张化生育的身体负担。此外，促进育龄女性从怀孕到分娩全过程的良好医疗体验仍是十分重要的。对于医生来说，怀孕与分娩成功的衡量标准是低围产儿死亡率、低产妇死亡率以及意外的低发生率，并且产后母婴均处于健康状态。但对于母亲来说，成功的衡量标准是健康的婴儿、满意的个人生产分娩过程、与婴儿建立起良好的关系，以及将母职的需求融入她的生活方式。

最后，本研究发现家庭主妇在身体和心理健康方面存在分化状况，她们一方面拥有比职业女性更灵活、健康的身体，但是在心理健康方面却存在一定危机。家庭主妇由于不需要参与公共劳动，其社交活动和人际关系网络可能不及职业女性那般广泛和丰富，职业经历的长期缺乏也可能将其囿于家庭的一方天地，逐渐淡化其与社会的直接、独立经济联系，在与掌握主要经济来源的家庭成员的关系中，更可能面临结构性劣势和话语权失落，获得感、自主性和能动性受到抑制，最终影响心理健康。因此，应当鼓励选择成为家庭主妇的育龄妇女利用闲暇时间发展副业、广结人缘，建立更广阔的社会支持网络。

参考文献：

1. [1] Xiao M, Li A, Wang Y, et al. A wide landscape of morbidity and mortality risk associated with marital status in 0.5 million Chinese men and women: A prospective cohort study[J]. The Lancet Regional Health - Western Pacific, 2024, 42:100948.
2. [2] Zhai X, Tong H, Lam C K, et al. Association and causal mediation between marital status and depression in seven countries[J]. Nature Human Behaviour, 2024, 8(12):2392-2405.
3. [3] Blake D, Balter A G, Bjerre D S, et al. The effect of marital status on life expectancy: is cohabitation as protective as marriage?[J]. Journal of Demographic Economics, 2023, 89(03):373-394.
4. [4] 赵晓航, 李建新. 丧偶对中国老年人健康的影响：社会连结的调节作用[J]. 人口学刊, 2022, 44(01):58-75.
5. [5] 申琦, 蔡耀辉. 计算生育:“小红书”平台都市女性生育话题的“爱与哀愁”[J]. 妇女研究论丛, 2024(05):61-72.
6. [6] 付正鑫, 杨小军, 康传坤. 升职还是生子——职业发展对女性生育的影响[J]. 山西财经大学学报, 2024, 46(10):14-27.
7. [7] 杨华磊, 王嘉昊, 肖文静. 养育子女对婚姻满意度的影响[J]. 青年研究, 2023(05):82-93+96.
8. [8] 帕美拉·阿博特. 女性主义视角的社会学导论[M]. 王金玲, 译. 北京: 社会科学文献出版社, 2022.