□喻 燕

一、文獻述評

《“十四五”新型城鎮(zhèn)化實施方案》提出堅持把推進農(nóng)業(yè)轉移人口①本文中的“農(nóng)業(yè)轉移人口”與“農(nóng)民工”屬同一概念，與國家統(tǒng)計局《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》對“農(nóng)民工”的界定一致，即戶籍仍在農(nóng)村，并在本地從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)或外出從業(yè)6個月及以上的勞動者。市民化作為新型城鎮(zhèn)化的首要任務。2022 年，農(nóng)民工總量達到29251 萬人，其中女性農(nóng)民工10501 萬人，占比35%，女性農(nóng)民工逐漸成為推進工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的主力軍。在性別與流動沖擊下，女性農(nóng)民工兼具女性和農(nóng)民工雙重弱勢身份，被經(jīng)濟邊緣化與社會隔離程度更嚴重[1]（p78）。隨著非農(nóng)收入增加及生活條件的改善，女性農(nóng)民工對幸福感的需求呈現(xiàn)由謀生到發(fā)展的新變化，她們渴望公平權益、職業(yè)發(fā)展、公共服務、社會福利及城市融入。女性農(nóng)民工幸福感對其國家治理認同有正向預測作用[2]（p126），研究主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的影響效應及其作用機制，對于構建“以人為本，公平共享”的新型城鎮(zhèn)化，持續(xù)增進民生福祉具有重要意義。

主觀幸福感是個體根據(jù)自己內(nèi)心標準對其生活質(zhì)量所作出情感性和認知性的整體性評價[3]（p545）。國外研究表明，移民的主觀幸福感與東道主國家的人均收入、移民比例、移民接納氛圍、公共產(chǎn)品供給以及經(jīng)濟不平等程度等因素相關[4](p748)[5](p1788)。移民在東道主國家的收入、工作福利、文化認可程度、社會經(jīng)濟地位提升對其幸福感產(chǎn)生積極影響[6](p1783-1809)[7](p463-475)。國內(nèi)關于農(nóng)民工幸福感的研究聚焦于人力資本、社會資本、性別差異等方面。人力資本方面，農(nóng)民工的性別、年齡、健康狀況、婚姻狀況、子女數(shù)量、絕對收入、醫(yī)療支出、購買社會保險、繳納住房公積金、攜父母隨遷、攜配偶隨遷等因素影響其幸福感。社會資本方面，農(nóng)民工獲得的社會支持、享受的公共服務、社會融合、社會信任、社會網(wǎng)絡、公平感知、鄉(xiāng)俗慣性的延續(xù)、衛(wèi)生服務的可獲得性對幸福感產(chǎn)生積極作用[8](p110-114)[9](p166-178）。由于農(nóng)民工鄉(xiāng)城遷移帶來的資源獲取及文化上的沖擊、住房支出比重高、戶籍和地域歧視感知、機會不平等認知、非家庭化遷移及跨省遷移等因素造成其幸福感損失[10]（p38-40）[11]（p50-54）。性別差異方面，女性幸福感受到不同國家、歷史時期的性別觀念及女性經(jīng)濟狀況等因素綜合影響，其中家庭和配偶是主要因素。城市融合、家庭暴力與婚姻質(zhì)量、流動模式與婚姻穩(wěn)定性、職業(yè)流動與收入、子女隨遷與勞動參與等因素影響其幸福感[12]（p1027)[13](p23)。女性農(nóng)民工的城市融入既受到傳統(tǒng)等級秩序的束縛，又受到男女性別的差序格局的限制，還受到婚姻選擇、生育子女、撫育與贍養(yǎng)的家庭責任、代際責任的延展等因素影響[14]（p222）。受傳統(tǒng)社會文化與現(xiàn)代性別意識的雙重影響，女性農(nóng)民工需要承擔工作、生育、照顧家庭的重任，她們的人力資本相對匱乏，經(jīng)濟資本有限，其生計資本和城市發(fā)展意愿均低于男性[15](p27-30)。

社會階層認同是衡量個體主觀幸福感、透視社會公平的重要維度[16]（p122）。社會階層既包括以收入、受教育程度、職業(yè)及家庭資源為測量指標的客觀社會階層，也包含個體自我感知的主觀社會階層。主觀社會階層強調(diào)個人相對于社會中其他人的感知等級，包括社會經(jīng)濟地位和社會聯(lián)結兩部分[17]（p570-575）。城鄉(xiāng)二元體制、就業(yè)與工資歧視、技能和文化素質(zhì)較低、身份認同尷尬等因素制約農(nóng)民工社會階層的提升，較低的自評社會階層、缺乏社會公平感、缺少社交活動及休息娛樂等成為農(nóng)民工幸福損失的重要原因[18]（p76)。相對城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民社會階層變化的幸福效應更敏感，持續(xù)的非農(nóng)就業(yè)并不能提升農(nóng)民工的社會地位感知。公平的社會環(huán)境、良好的社會公平感知、廣泛的社會參與能增強農(nóng)民工的獲得感、提升幸福感[19](p136)。

綜上分析，現(xiàn)有研究多關注社會階層認同對農(nóng)民工福祉的影響，但對于主觀階層認同影響女性農(nóng)民工幸福感的機制和情境研究不足。基于此，本文運用中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS2013、CSS2015、CSS2019）三期數(shù)據(jù)，從非農(nóng)收入和社會公平兩個維度考察了主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的影響及其作用機制。本文邊際貢獻在于，一是基于社會認同理論，構建“主觀階層認同—幸福感”研究框架，為農(nóng)民工主觀幸福感研究提供全新視角。二是構建有序logit 回歸模型，借助中介調(diào)節(jié)效應與Bootstrap 方法檢驗非農(nóng)收入和社會公平感在主觀階層認同影響女性農(nóng)民工幸福感過程中的潛在作用，揭示其作用機制。三是考察不同代際與務工區(qū)域情境下，主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感影響的異質(zhì)性，研究結論更為穩(wěn)健。

二、理論分析與研究假設

（一）主觀階層認同與幸福感

根據(jù)社會認同理論，人們依據(jù)相似的文化特征區(qū)分內(nèi)群體和外群體，通過與外群體的有利比較來提高自尊，產(chǎn)生內(nèi)群體偏好及外群體偏見和排斥。先賦因素與自致因素共同影響經(jīng)濟社會地位的獲得，主觀階層認同差異源于人們在自我期望以及與其他群體比較中產(chǎn)生的相對剝奪感。社會階層認同及其向上流動預期影響居民的健康水平、公平感及安全感，并正向影響其幸福感[20]（p536）。

女性的主觀階層認同受家庭出身、配偶地位、父母的社會地位及自身社會經(jīng)濟地位的共同影響。從階層流動視角分析，傳統(tǒng)文化、家庭環(huán)境、打工經(jīng)歷、家庭責任等因素共同內(nèi)化形成女性農(nóng)民工身份標準[21](p245-250)。在城市生存和就業(yè)的雙重壓力下，積極主體意識在女性農(nóng)民工向上流動中發(fā)揮了核心作用。她們通過塑造美麗的身體形象、搭建女性社會關系網(wǎng)，形成對身份歧視、文化排斥的制度性抗爭。她們采取被動模仿打工城市語言習俗、生活方式、消費觀念等策略提高城市適應性，力求通過提升階層地位實現(xiàn)“去鄉(xiāng)村化女性”[22](p180)。社會經(jīng)濟地位提升給她們帶來的尊重、權力感、控制感及資源優(yōu)勢,能夠促進身心健康。社會階層認同越高，從經(jīng)濟社會發(fā)展進程中獲益的可能性就越大,對自身經(jīng)濟收入、財產(chǎn)狀況和社會地位現(xiàn)狀的滿意度越高。基于上述分析，提出假說：

H1: 主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感產(chǎn)生正向影響

（二）非農(nóng)收入的中介作用

學界對有關收入對幸福感的作用大小、方向與機制等尚無一致結論。宏觀層面，國民幸福感與國家整體收入增長之間存在伊斯特林悖論[23]（p89-120）。政府技術質(zhì)量改進、政府民主質(zhì)量提升、公共服務政策、社會和諧、地區(qū)富裕程度等因素促進居民幸福感提升；經(jīng)濟衰退、通貨膨脹、公共安全風險等因素抑制居民幸福感。個體層面，收入對幸福感的影響呈現(xiàn)邊際遞減效應，伴隨需求層次升級，人們對收入會產(chǎn)生自動適應心理，突破門檻值后，幸福感與收入的增長無關[24]（p2-15）。收入較高的群體更關注非收入因素，經(jīng)濟狀況的比較及改善預期、經(jīng)濟地位、健康水平、婚姻質(zhì)量、就業(yè)狀態(tài)及正向情緒等影響幸福感[25]（p33-38）。收入對幸福感的影響，取決于個體對收入分配是否公正的感知，收入不平等及其預期對幸福感產(chǎn)生正向效應即“隧道效應”。

依據(jù)預期收入理論，女性農(nóng)民工進城務工的最終目標是實現(xiàn)個人與家庭效用水平的最大化與遷移風險最小化。非農(nóng)就業(yè)可以幫助她們改善家庭環(huán)境及生活條件，提高城市生活適應性，獲得政治權利及城市保障[26]（p228），促進個體和家庭效用最大化。非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量是其獲得幸福的重要保障，個人能力與工作組織之間的匹配程度、受到企業(yè)管理者尊重、工作合同性質(zhì)、就業(yè)類型、工作保障及防護措施等因素影響農(nóng)民工幸福感[27]（p93）[28]（p132）。經(jīng)濟能力是女性農(nóng)民工實現(xiàn)社會融合的基礎，非農(nóng)收入通過“收入—消費—效用—幸福感”的傳遞鏈，幫助她們提升自身及其家庭消費水平，獲得更好的發(fā)展機會與生活質(zhì)量?；谏鲜龇治觯岢黾僬f：

H2: 提高女性農(nóng)民工主觀階層認同可以促進非農(nóng)收入增加

H3: 非農(nóng)收入在主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的影響中發(fā)揮中介作用

（三）社會公平感的調(diào)節(jié)作用

社會公平感是人們在判斷社會公平問題時產(chǎn)生的主觀心理感受，是認知幸福感的重要影響因素。社會公平感的影響機制主要有社會結構論、社會比較論及相對剝奪論三種論說，相對剝奪與“隧道效應”理論是形成農(nóng)民工幸福感的心理機制[29]（p86）。社會結構論認為，處于不同社會位置的成員會出于利己主義動機而對不平等持不同的看法[30](p92)。根據(jù)社會結構論，社會公平感知受到個體所處的情境、個人立場及價值觀念等影響，與個體人際信任、社會安全感知、社會認可度、對政府的評價等密切關聯(lián)[31](p3-14)。社會比較是構成公平感知的主要心理機制，公平感形成受到個體感知到的社會不平等程度及個體認為可接納的不平等程度的影響。女性農(nóng)民工受到職業(yè)內(nèi)工資歧視，甚至職業(yè)性別隔離，處于持久性收入劣勢，政治參與邊緣化、經(jīng)濟邊緣化及社會隔離，強化了其不平等的傳統(tǒng)性別角色。相比單身女性農(nóng)民工，已婚女性在職業(yè)選擇，工作環(huán)境、薪酬、社會福利等方面的劣勢更明顯。依據(jù)相對剝奪理論，女性農(nóng)民工通過比較來感知自身處境和地位，當對比參照群體的收入或經(jīng)濟地位處于相對優(yōu)勢時，幸福感增強；當她們認為客觀不平等的現(xiàn)象超出個體的心理承受能力時，會產(chǎn)生社會不公平感，則幸福感變?nèi)??；谏鲜龇治?，提出假說：

H4: 社會公平感在社會階層認同通過非農(nóng)收入影響幸福感中發(fā)揮調(diào)節(jié)正向作用

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)來自中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS2013、CSS2015、CSS2019）三期數(shù)據(jù)，包括全國30 個省/自治區(qū)/直轄市（調(diào)查中缺失新疆維吾爾自治區(qū)樣本），總樣本量為30371 個。根據(jù)國家統(tǒng)計局《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》對“農(nóng)民工”的界定，選取CSS 問卷“農(nóng)業(yè)戶口”性別為“女”、職業(yè)為“目前只從事非農(nóng)工作”和“目前以從事非農(nóng)工作為主，但同時也務農(nóng)”的兩類樣本納入“女性農(nóng)民工”樣本，得到有效樣本1712個。

（二）變量設置

1.被解釋變量

采用幸福感作為被解釋變量，因幸福感作為一種心理感受其臨界值無法觀察與量化，故采用自陳主觀幸福感作為代理變量。依據(jù)CSS 問卷中“總的來說，我是一個幸福的人”的回答，將幸福程度等級由“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！辟x值為1—10，數(shù)值越高代表幸福感越強。

2.核心解釋變量

采用主觀階層認同作為核心解釋變量，研究中用主觀社會經(jīng)濟地位來表征。主觀社會經(jīng)濟地位是個人對其在社會結構中所處經(jīng)濟和社會地位的主觀感知和判斷，是影響階層自我評價的主要因素之一。參照CSS 問卷中“您認為本人的社會經(jīng)濟地位在本地大體屬于哪個層次？”的回答，將主觀社會經(jīng)濟地位賦值為1—5，分別代表“下層”“中下層”“中層”“中上層”“上層”，數(shù)值越高則說明主觀階層認同等級越高。

3.中介變量

采用非農(nóng)收入作為中介變量。對CSS 問卷中“今年以來，這份非農(nóng)工作平均每月給您帶來多少收入？”的回答進行統(tǒng)計，計算每個樣本的年非農(nóng)收入并取對數(shù)，以確保調(diào)查中數(shù)據(jù)接近正態(tài)分布。

4.調(diào)節(jié)變量

采用社會公平感作為調(diào)節(jié)變量，研究中以受訪者對社會總體公平公正的主觀評價作為代理變量。參照CSS 問卷中“請用1—10 分，來表達您對現(xiàn)在社會總體公平公正情況的評價”的回答，將社會公平感等級賦值為1—4，分別代表“非常不公平”“不太公平”“比較不公平”“非常公平”，數(shù)值越大說明社會公平感越強。

5.控制變量

相關研究表明，性別、年齡、健康狀況、婚姻狀況、子女數(shù)量、絕對收入、醫(yī)療支出、購買社會保險、繳納住房公積金、攜配偶隨遷等特征因素影響農(nóng)民工幸福感[31](p68）。本文選取年齡、政治面貌、受教育程度、婚姻狀況、社會保障、自有住房6個變量作為控制變量，此外還考慮了地區(qū)固定效應，以控制個人社會經(jīng)濟特征及消除同一地區(qū)社會階層認同以外因素對幸福感的影響。各類變量賦值及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 ：變量賦值及描述性統(tǒng)計

（三）研究方法

基于理論分析，構建主觀階層認同對幸福感作用機制的4個測量模型。由于被解釋變量“幸福感”屬于有序多分類變量，選擇有序logit 回歸模型進行擬合。運用SPSS 軟件中的PROCESS 插件，采用依次檢驗法與Bootstrap 法相結合，進行中介效應、調(diào)節(jié)效應檢驗，以保證統(tǒng)計效率并控制檢驗錯誤率。

其中，Happyi表示幸福感，Statusi為社會階層認同，Incomei為非農(nóng)收入，F(xiàn)airi為社會公平感，Con為控制變量集合，α 為常數(shù)項，β、γ、δ、θ為變量系數(shù)，ε 為誤差項。模型（1）用于檢驗主觀階層認同對幸福感的影響，若假說1 成立，則β1顯著為正。模型（2）用于檢驗主觀階層認同對非農(nóng)收入的影響，若假說2 成立，則γ1顯著為正。模型（3）用于檢驗非農(nóng)收入影響主觀階層認同與幸福感的中介效應?；谥薪樾?，如果γ1和δ2均顯著，且γ1和δ2乘積的符號與δ1的符號一致，說明非農(nóng)收入強化了主觀階層認同對幸福感的影響程度；反之，說明非農(nóng)收入在一定程度上遮掩了主觀階層認同對幸福感的總效應。若假說3 成立，則γ1和δ2乘積、δ1均顯著為正。模型（4）用于檢驗社會公平感的調(diào)節(jié)效應，如果主觀階層認同與社會公平感的交互項系數(shù)θ4顯著，說明社會公平感在主觀階層認同通過非農(nóng)收入影響幸福感的過程中起到調(diào)節(jié)作用。若假說4 成立，則θ4顯著為正。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

運用SPSS 20 軟件對1712 份有效樣本進行主要變量的描述性統(tǒng)計與相關性檢驗，對研究假設進行初步驗證，結果如表1、表2。（1）描述性統(tǒng)計：由表1 可知，幸福感均值為6.590，說明女性農(nóng)民工幸福感總體處于中等偏上水平。主觀階層認同最小值為1，最大值為5，均值為2.340，說明女性農(nóng)民工主觀階層認同處于中等偏下水平。非農(nóng)收入最小值為0.020，最大值為4.571，均值為1.370，說明受訪者非農(nóng)收入差距較大且整體水平偏低。社會公平感均值為2.780，說明女性農(nóng)民工認為社會總體公平公正水平較高。（2）相關性檢驗：由表2 可知，幸福感與主觀階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感均顯著正相關，且非農(nóng)收入與主觀階層認同存在顯著正相關，社會公平感與社會階層認同存在顯著正相關。

表2 ：主要變量相關系數(shù)矩陣

（二）傳導機制檢驗

1.主效應檢驗

首先對變量進行共線性診斷，各變量的方差膨脹因子(VIF)均小于10，說明模型不存在多重共線性且數(shù)據(jù)通過有序Logistic 回歸的平行性檢驗，基準回歸分析結果如表3。由表3 可知，模型（1）中，控制年齡、政治面貌等7 個變量，在1%顯著性水平上，主觀階層認同對幸福感產(chǎn)生顯著正向影響，說明主觀階層認同的提高有助于提升女性農(nóng)民工幸福感，假說1 成立。模型（2）中，在1%顯著性水平上，主觀階層認同對非農(nóng)收入產(chǎn)生顯著正向影響，影響效應為0.074，說明主觀階層認同可以促進非農(nóng)收入增加，假說2 成立。模型（3）中，在1%顯著性水平上，主觀階層認同、非農(nóng)收入均對幸福感產(chǎn)生顯著正向影響，主觀階層認同系數(shù)由模型（1）中的0.513 變?yōu)?.468，說明非農(nóng)收入在主觀階層認同影響幸福感的過程中承擔部分中介效應。模型（4）中，為了驗證社會公平感在“主觀階層認同—幸福感”中的影響，引入主觀階層認同與社會公平感的交互項。在5%顯著性水平上，主觀階層認同與社會公平感的交互項系數(shù)為0.185，顯著為正?？刂谱兞恐?，在5%顯著性水平上，政治面貌、受教育程度、社會保障、自有住房4個變量對幸福感均產(chǎn)生顯著正向影響，而年齡、婚姻狀況對幸福感影響不顯著。說明擁有中共黨員身份、受教育程度越高、有社會保障、有自有住房的女性農(nóng)民工幸福感更高。

表3 ：主觀階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感對幸福感的回歸估計

2.中介效應檢驗

采用SPSS 宏程序PROCESS 的模型4（抽樣次數(shù)為5000 次，置信區(qū)間為95%），運用Bootstrap方法中介檢驗效應，預先假設“主觀階層認同不通過非農(nóng)收入作用于幸福感”結果見表4。由表4可知，非農(nóng)收入的中介效應為0.015，95%置信區(qū)間為[0.044,0.029]，不包含0，拒絕預假設，假說3成立。這可能是因為，依據(jù)馬斯洛需求層次理論，非農(nóng)收入的增加使女性農(nóng)民工的生理和安全需求得到有效滿足，促使她們追求公平權益、職業(yè)發(fā)展、城市融入等更高層次需求，從而促進幸福感提升。

表4 ：主效應、直接效應、中介效應

3.調(diào)節(jié)效應檢驗

運用SPSS 宏程序PROCESS 的模型5（抽樣次數(shù)為5000 次，置信區(qū)間為95%），采用Bootstrap 方法，檢驗社會公平感的調(diào)節(jié)作用，結果見表5。由表5 可知，隨著社會公平感的提升，主觀階層認同對非農(nóng)收入的正向影響逐漸增強，調(diào)節(jié)效應為0.014，95%置信區(qū)間為[0.004,0.028]，不包含0，調(diào)節(jié)效應顯著，說明社會公平感在非農(nóng)收入對主觀階層認同與幸福感的中介效應中起到正向調(diào)節(jié)作用，假說4成立。

表5 ：社會公平感的調(diào)節(jié)效應

（三）異質(zhì)性檢驗

1.代際異質(zhì)性檢驗

相關研究表明，兩代女性①以1980年作為農(nóng)民工代際劃分標準，1980年以前出生的為老一代，1980年及以后出生為新生代。農(nóng)民工在受教育程度，價值觀、生活方式及自我期望等方面存在較大差異，外出務工、城市定居、工作類型、勞動報酬、工作質(zhì)量及社會認知等因素對其幸福感的影響存在代際差異[32]（p62-70)。1712 份有效樣本中，新生代女性農(nóng)民工1001 人，幸福感均值為6.67；老一代女性農(nóng)民工711 人，幸福感均值為6.27。用模型（4）進行代際差異分組檢驗，結果見表6。由表6 可知，在控制其他自變量不變的情況下，1%顯著性水平上,主觀階層認同對兩代女性農(nóng)民工幸福感均產(chǎn)生正向影響且對老一代影響更大。在5%顯著性水平上，非農(nóng)收入對于新生代幸福感產(chǎn)生顯著正向影響，對老一代幸福感影響不顯著。在1%顯著性水平上，社會公平感對兩代女性農(nóng)民工幸福感均產(chǎn)生正向影響，且對新生代影響更大。可見，社會階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感對女性農(nóng)民工幸福感存在代際差異。新生代女性農(nóng)民工雖然面臨更大的競爭壓力，但她們擁有較好的心理疏導機制，對于城市有著更強烈的社會認同，更關注收入的高低、權益保障、社會公平公正等因素。

2.務工區(qū)域異質(zhì)性檢驗

為檢驗女性農(nóng)民工主觀階層認同與幸福感存在務工區(qū)域不平衡特征，參照許海平等（2020)[33]（p56-70)的經(jīng)驗，根據(jù)“2019 年中國分省份市場化指數(shù)”，按市場化指數(shù)均值5.8 將樣本區(qū)域劃分為高、低競爭兩個區(qū)域。高競爭區(qū)域樣本1393 個，幸福感均值為6.61；低競爭區(qū)域樣本319 個，幸福感均值為6.51。用模型（4）進行區(qū)域差異的分組檢驗，結果見表6。由表6 可知，在控制其他自變量不變的情況下，在1%顯著性水平上，主觀階層認同對高、低競爭區(qū)域女性農(nóng)民工幸福感均產(chǎn)生正向影響，且對高競爭地區(qū)的促進作用更強。在10%顯著性水平上，非農(nóng)收入對高、低競爭區(qū)域女性農(nóng)民工幸福感均產(chǎn)生正向影響，且對低競爭地區(qū)的促進作用更強。在1%顯著性水平上，社會公平感對高、低競爭區(qū)域的女性農(nóng)民工幸福感均產(chǎn)生正向影響，且對低競爭區(qū)域的促進作用更強。可能的原因在于，相比于高競爭區(qū)域，低競爭區(qū)域的就業(yè)壓力較小，交通、住房等生活成本降低，幸福感損失效應較小。因此，低競爭區(qū)域非農(nóng)收入、社會公平感的變化對女性農(nóng)民工幸福感的影響更顯著。

低競爭區(qū)域為：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、廣西、海南、貴州、云南、西藏、陜西。高競爭區(qū)域為：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、新疆、甘肅、青海、寧夏。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為確保實證結果的科學性，采用變量替換法與換取模型法進行穩(wěn)健性檢驗，結果詳見表6。（1）變量替換法：采用有序logit 模型將因變量換為生活滿意度進行檢驗。生活滿意度是度量認知幸福的主要標準，是人們對自己職業(yè)、收入、住房、休閑、家庭生活等生活各方面的滿意度高低的評估。根據(jù)CSS 問卷中“總體來說，您對生活滿意度”的回答，將生活滿意度由“非常不滿意”到“非常滿意”分為1—4 個等級，數(shù)值越高說明生活滿意度越高。由表6 可知，在控制其他自變量不變的情況下，在10%顯著水平上，主觀階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感均對幸福感產(chǎn)生正向影響。（2）換取模型法：以有序probit 模型替代有序logit模型加以檢驗。由表6可知，在控制其他自變量不變的情況下，在5%顯著水平上，主觀階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感均對幸福感產(chǎn)生正向影響。兩種穩(wěn)健性檢驗結果表明，主觀階層認同、非農(nóng)收入、社會公平感與女性農(nóng)民工幸福感之間的關系穩(wěn)健。

五、結論與建議

（一）研究結論

本文基于社會階層認同理論，運用中國社會狀況綜合調(diào)查三期數(shù)據(jù)，構建有調(diào)節(jié)的中介效應模型檢驗主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的影響及其作用機制。結果表明:（1）主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感存在顯著正向影響。擁有中共黨員身份、受教育程度越高、有社會保障、有自有住房的女性農(nóng)民工幸福感更高。（2）作用機制檢驗表明，非農(nóng)收入促進幸福感提升，強化了主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的正向效應；社會公平感促進幸福感提升，在主觀階層認同通過非農(nóng)收入影響幸福感的過程中起到正向調(diào)節(jié)作用。（3）異質(zhì)性檢驗表明，主觀階層認同對女性農(nóng)民工幸福感的影響存在代際差異與務工區(qū)域差異。

本研究基于中國社會狀況綜合調(diào)查三期數(shù)據(jù)，從微觀方面探討了影響女性農(nóng)民工幸福感的個體因素。除此之外，宏觀因素也可能提升或抑制女性農(nóng)民工幸福感，如公共服務政策、社會和諧、地區(qū)富裕程度、經(jīng)濟衰退、公共安全風險等因素。因此，未來可進一步探究“主觀階層認同—幸福感”影響的深層機理，以持續(xù)增進農(nóng)民工福祉。

（二）政策建議

為持續(xù)提升女性農(nóng)民工幸福感，促進城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展，提出如下政策建議。（1）構建女性農(nóng)民工向上流動的社會機制。摒棄二元結構發(fā)展的觀念，深化戶籍制度改革，縮小農(nóng)民工和城鎮(zhèn)工人的收入差距與階層差距，解決相對排斥與相對剝奪問題。重視女性在生育、撫育及照顧家庭方面的社會價值，加大對生育女性的孕、產(chǎn)、哺乳期的政策性補貼，緩解婦女生育與就業(yè)沖突。促進男女平等的性別觀念，培育夫妻共擔子女養(yǎng)育責任和家庭照顧的社會氛圍。引導女性農(nóng)民工積極地感知社會地位，融通社會階層上升的渠道，提高階層定位。（2）提升非農(nóng)就業(yè)的幸福促進效應，健全女性農(nóng)民工持續(xù)增收機制。非農(nóng)收入已成為農(nóng)村家庭的重要生計來源，對于提升農(nóng)民工及其家庭消費水平，緩解農(nóng)村貧困，推動農(nóng)戶共同富裕具有重要作用。政府需要建設城鄉(xiāng)統(tǒng)一公共就業(yè)創(chuàng)業(yè)服務體系及就業(yè)市場，消除不平等的就業(yè)限制及歧視，創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，促進農(nóng)民工持續(xù)增收。打破女性發(fā)展中的城鄉(xiāng)、行業(yè)、性別分工區(qū)隔，提高女性農(nóng)民工素質(zhì)和職業(yè)技能、增強工作穩(wěn)定性，拓展職業(yè)發(fā)展空間，推動職業(yè)結構升級，避免低收入務工的代際傳遞。（3）營造平等公正的社會環(huán)境，提升農(nóng)民工群體社會公平信心。建立合理的收入分配體制，促進同工同酬、同人同權、機會平等，提升農(nóng)民工群體對社會分配公正與程序公正的感知。推進公共服務均等化，引導農(nóng)民工積極地感知社會地位，重視農(nóng)民工的政治參與和意見表達，增加向上流動的機會公平。提高城市服務的配置效率與公平，健全以居住證為載體的公共服務提供機制，增強農(nóng)民工的認同感和融入感。（4）推進包容性城鎮(zhèn)化建設。在共同富裕目標下，構建“賦權—強能—包容”的城鎮(zhèn)化發(fā)展機制，注重發(fā)展內(nèi)容的全面協(xié)調(diào)。兼顧女性農(nóng)民工內(nèi)部的異質(zhì)特征，關注居住、婚姻、子女教育、勞動保障等因素對其福利變化的影響，促進女性農(nóng)民工共享社會發(fā)展成果。