小编： 基于CGSS2015年数据、多元有序Logit回归，分析非农就业、社会保障对农村女性主观幸福感的影响。研究发现，非农就业对农村女性幸福感有显著负向影响；而社会保障能对农村女性幸福感
2017年，党的十九大报告强调，我国目前已进入新时代，我国社会主要矛盾已转变为人民日益增长的美好生活需要和不充分不平衡的发展之间的矛盾[1]。要不断满足人民对美好生活的向往[2]，就要提升国民幸福感[3]，更要满足女性对幸福感的追求，提升其幸福感水平[4]。农村女性是我国社会成员结构中的重要部分，能够影响女性幸福感的因素很多，如女性工作自主性[5]、收入增长[6]等均能显著促进幸福感提升，而婚姻[7]、性别歧视[8]等却与女性幸福感呈现负相关。本研究以农村女性为研究对象，探究非农就业和社会保障对其幸福感的影响。以期望提升农村女性幸福感，提高其照顾幼弱者、老年人水平和稳定农村社会和谐，进而促进社会经济发展。
2研究设计
2.1数据和样本
本文使用的数据来自于CGSS2015年（中国综合社会调查）。该数据库是由中国人民大学以及其他多所学校联合进行，据CGSS官方网站已公布数据显示，自2003年开始第一期调查，此后分别分布了2003、2012、2013和2015年四期公开数据。CGSS是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目，该数据库采用概率比例规模抽样法（PPS）进行全国性抽样调查，比较全面地收集和记录了我国社会个人和家庭的基本情况.CGSS是中国社会最主要的数据来源，具有公开性、客观性等特点，能够代表本研究数据的真实客观。本文使用的是最新2015年调查数据，一共有10968份有效样本。在全国样本中，我们选取满足农村地区和女性2个重要特点的样本，并剔除个别存在缺失值的样本后，本文共使用有效样本2337个。
在表1样本特征分布中，分析了解释变量和被解释变量的特征分布。可以看出，在被解释变量“幸福感”比例分布上，只有9.28%的农村女性认为自己不幸福，认为幸福的农村女性比例高达76.94%。可能因为，随着社会经济水平的提高，我国大部分农村地区已经摆脱了绝对贫困，相对贫困也在逐渐缓解，农户主观幸福感显著提升；其次，可以看出解释变量“非农就业”中从事非农工作的人数有321人，而从事农业工作或者无业人数比例有85.84%。其次，94.87%的农村女性都参加了社会保障，这对保障女性个体晚年的生活水平有重要作用，也表明我国的社会保障体系已明显完善。 表1…样本的特征分布 下载原表 下载原表
2.2变量说明和描述性统计
被解释变量：幸福感。在CGSS2015年问卷中，有关“社会态度”中问到“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”，有非常不幸福、比较不幸福、说不上幸福不幸福、比较幸福和非常幸福五个选项，分别赋值1、2、3、4、5。
解释变量：本文的解释变量包括非农就业和社会保障两个方面。在问卷中有关“您的工作经历及状况是？”，有目前从事非农工作；目前务农，曾经有过非农工作；目前务农，没有过非农工作；目前没有工作，而且只务过农；目前没有工作，曾经有过非农工作；从未工作过这六种选项，将第一个选项赋值1，剩余五个选项赋值0；“您目前是否参加了以下社会保障项目？”，分别有城市或新型农村合作医疗保险、城市或农村养老保险、商业医疗保险、商业养老保险四个选项，将四个选项统一视作一个虚拟变量，回答参加了赋值1，没有参加赋值0，其他答案作缺失值剔除。
控制变量：由于个人层面和家庭层面因素特征都能直接或间接的影响到观测主体的主观幸福感，因此需要加入个人和家庭层面的变量作为控制变量，以保证估计结果的科学客观性。鉴于此，本文选取年龄、民族、婚姻、身体健康状况、（个人层面）、家庭经济状况和子女数量（家庭层面）六个作为控制变量。
本文各变量的详细界定和统计见表2。 表2…变量的描述性统计 下载原表
3回归结果及分析
考虑到本文使用的数据为截面数据，考察的被解释变量“幸福感”为多元有序变量，因此本文使用STATA15软件，运用多元有序模型命令进行回归分析。根据本文研究需要，自变量和控制变量为依次加入，一共估计出四个模型。表3是多元有序模型（Probit）估计结果，模型1为加入非农就业和控制变量组，分析非农就业对农村女性幸福感的影响；模型2加入社会保障与控制变量组，分析社会保障对女性幸福感的影响；模型3加入非农就业和社会保障、只加入个人层面控制变量的回归结果；模型4是在模型3基础上加入了家庭层面控制变量的回归结果。具体的回归结果如表3。 表3…非农就业、社会保障对农村女性幸福感的影响 下载原表 注：括号内为标准误；*、*…*、*…*…*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
3.1非农就业对农村女性幸福感有显著影响
模型1、模型3与模型4都估计了非农就业对幸福感的影响，总体来看比较稳定，显著性系数分别是-0.212、-0.194、-0、213，即非农就业对农村女性主观幸福感的影响是显著为负的，这13.74%从事非农行业的农村女性的主观幸福感很低，而从事农业产业的农村妇女幸福感更高。出现这种情况的原因可能是：该调查区域的女性都是农村户籍，具有较低层次的学历水平和人力资本水平，在远离农村区域的城市地从事第二、三产业，不与服务业、制造业和现代产业等相匹配的工作能力使他们常常从事劳动力密集型产业或服务业，从而陷入“低人力资本水平—劳动密集型产业就业—低工资—较低幸福感”的恶性循环之中。其次，由于她们在外务工或工作，致使她们大多与老家的孩子、父母和亲人分隔，丧失家庭归属感，从而缺乏幸福感。相反，在农村务农或务工的农村女性主观幸福感更高。
3.2社会保障对农村女性幸福感有显著影响
模型2、模型3、模型4都估计了社会保障的作用，总体来看十分稳定，显著性系数分别是0.102、0.102、0.105。这表明参加社会保障对农村女性幸福感提升很重要。社会保障具有“公共产品性”和“排他性”，作为一种社会公共产品，具有稳定功能、保障功能、兜底功能和救济等多种功能。参与了社会保障，即参加了社会保障保险，能明显提高农村女性幸福感。
3.3控制变量对农村女性幸福感的影响
在模型中，可以看出身体健康、家庭经济状况和子女个数都对农村女性幸福感有显著正向的影响，即健康、家庭经济和子女个数的增加或提升能提高农村女性的主观幸福感。具体来说，就身体健康而言。健康是一切的资本，身体健康状况是农村女性从事一切农业与非农活动的重要因素。只有身体健康，才能在劳动中贡献贡多劳动力要素，从而起到增加经济收入和提升幸福感的功能作用；其次，就家庭经济状况而言。家庭是女性除父母原生家庭在内的第二个重要生活环境，甚至可以说，家庭的经济状况直接影响到个体幸福感；最后，就子女个数而言。在农村地区常有“养儿防老”思想，只有子女更多，才能保障赡养能力，农村女性的幸福感也由此提升。
3.4结论和政策建议
本文基于CGSS（中国综合社会调查）2015年的截面数据，分析了非农工作经历、社会保障对农村女性幸福感的影响。研究发现，非农工作经历和社会保障都对农村女性幸福感有显著影响，其中，非农工作经历对幸福感有显著负向影响，社会保障对幸福感有显著促进作用。同时，身体健康、家庭经济状况和子女数量都对农村女性幸福感有明显的促进作用。
据此提出如下政策建议：
3.4.1落实“乡村振兴战略”，培养新型农村女性人才
我国《乡村振兴战略规划（2018-2022年）》提出，要培养新型农民，到2050年，乡村全面振兴，农业强、农村美、农民富的远大目标全面实现。女性作为农村中特殊却重要的主体，具备多种能力，如工作、照顾家庭、养育幼者和赡养老人等，可以说，农村女性在农村经济社会发展中起着至关重要的作用。在新时代，应该贯彻落实“乡村振兴战略”，政府应出台政策吸纳外出务工农村女性，使她们回乡进行学习和提升能力，建设新农村。部分外出务工女性的幸福感也能显著提升，促进农村经济发展，以及社会和谐。
3.4.2完善社会保障机制，加大保障力度
社会保障对农村女性幸福感提升仍然十分重要。政府作为社会保障主体，还应普及社会保障政策，并应加大社会保障财政支出，加大对农村社会保障的倾斜力度，特别是设立一些针对农村未婚、已婚或离异女性的专项社会保障项目。以上政策都能提高农村女性的主观幸福感。
3.4.3加大人力资本投资，提升自身“抗逆力”
总体来说，农村女性总体人力资本水平仍然很低，“养儿防老”并不能完全保障其生活，总体“抗逆力”水平也很低，对自然灾害和社会灾害的抵抗能力薄弱。因此，加大对农村女性人力资本投资，使自身能力雄厚。可以通过对农村女性进行教育培训、宣传知识和开设村级讲堂等措施，提升农村女性自身人力资本水平，进而促进“抗逆力”水平提升，提高主观幸福感。
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