主观阶层认同、非农收入与女性农民工幸福感——基于中国社会状况综合调查数据实证

□喻 燕

一、文献述评

《“十四五”新型城镇化实施方案》提出坚持把推进农业转移人口①本文中的“农业转移人口”与“农民工”属同一概念，与国家统计局《农民工监测调查报告》对“农民工”的界定一致，即户籍仍在农村，并在本地从事非农产业或外出从业6个月及以上的劳动者。市民化作为新型城镇化的首要任务。2022 年，农民工总量达到29251 万人，其中女性农民工10501 万人，占比35%，女性农民工逐渐成为推进工业化与城镇化的主力军。在性别与流动冲击下，女性农民工兼具女性和农民工双重弱势身份，被经济边缘化与社会隔离程度更严重[1]（p78）。随着非农收入增加及生活条件的改善，女性农民工对幸福感的需求呈现由谋生到发展的新变化，她们渴望公平权益、职业发展、公共服务、社会福利及城市融入。女性农民工幸福感对其国家治理认同有正向预测作用[2]（p126），研究主观阶层认同对女性农民工幸福感的影响效应及其作用机制，对于构建“以人为本，公平共享”的新型城镇化，持续增进民生福祉具有重要意义。

主观幸福感是个体根据自己内心标准对其生活质量所作出情感性和认知性的整体性评价[3]（p545）。国外研究表明，移民的主观幸福感与东道主国家的人均收入、移民比例、移民接纳氛围、公共产品供给以及经济不平等程度等因素相关[4](p748)[5](p1788)。移民在东道主国家的收入、工作福利、文化认可程度、社会经济地位提升对其幸福感产生积极影响[6](p1783-1809)[7](p463-475)。国内关于农民工幸福感的研究聚焦于人力资本、社会资本、性别差异等方面。人力资本方面，农民工的性别、年龄、健康状况、婚姻状况、子女数量、绝对收入、医疗支出、购买社会保险、缴纳住房公积金、携父母随迁、携配偶随迁等因素影响其幸福感。社会资本方面，农民工获得的社会支持、享受的公共服务、社会融合、社会信任、社会网络、公平感知、乡俗惯性的延续、卫生服务的可获得性对幸福感产生积极作用[8](p110-114)[9](p166-178）。由于农民工乡城迁移带来的资源获取及文化上的冲击、住房支出比重高、户籍和地域歧视感知、机会不平等认知、非家庭化迁移及跨省迁移等因素造成其幸福感损失[10]（p38-40）[11]（p50-54）。性别差异方面，女性幸福感受到不同国家、历史时期的性别观念及女性经济状况等因素综合影响，其中家庭和配偶是主要因素。城市融合、家庭暴力与婚姻质量、流动模式与婚姻稳定性、职业流动与收入、子女随迁与劳动参与等因素影响其幸福感[12]（p1027)[13](p23)。女性农民工的城市融入既受到传统等级秩序的束缚，又受到男女性别的差序格局的限制，还受到婚姻选择、生育子女、抚育与赡养的家庭责任、代际责任的延展等因素影响[14]（p222）。受传统社会文化与现代性别意识的双重影响，女性农民工需要承担工作、生育、照顾家庭的重任，她们的人力资本相对匮乏，经济资本有限，其生计资本和城市发展意愿均低于男性[15](p27-30)。

社会阶层认同是衡量个体主观幸福感、透视社会公平的重要维度[16]（p122）。社会阶层既包括以收入、受教育程度、职业及家庭资源为测量指标的客观社会阶层，也包含个体自我感知的主观社会阶层。主观社会阶层强调个人相对于社会中其他人的感知等级，包括社会经济地位和社会联结两部分[17]（p570-575）。城乡二元体制、就业与工资歧视、技能和文化素质较低、身份认同尴尬等因素制约农民工社会阶层的提升，较低的自评社会阶层、缺乏社会公平感、缺少社交活动及休息娱乐等成为农民工幸福损失的重要原因[18]（p76)。相对城镇居民，农村居民社会阶层变化的幸福效应更敏感，持续的非农就业并不能提升农民工的社会地位感知。公平的社会环境、良好的社会公平感知、广泛的社会参与能增强农民工的获得感、提升幸福感[19](p136)。

综上分析，现有研究多关注社会阶层认同对农民工福祉的影响，但对于主观阶层认同影响女性农民工幸福感的机制和情境研究不足。基于此，本文运用中国社会状况综合调查（CSS2013、CSS2015、CSS2019）三期数据，从非农收入和社会公平两个维度考察了主观阶层认同对女性农民工幸福感的影响及其作用机制。本文边际贡献在于，一是基于社会认同理论，构建“主观阶层认同—幸福感”研究框架，为农民工主观幸福感研究提供全新视角。二是构建有序logit 回归模型，借助中介调节效应与Bootstrap 方法检验非农收入和社会公平感在主观阶层认同影响女性农民工幸福感过程中的潜在作用，揭示其作用机制。三是考察不同代际与务工区域情境下，主观阶层认同对女性农民工幸福感影响的异质性，研究结论更为稳健。

二、理论分析与研究假设

（一）主观阶层认同与幸福感

根据社会认同理论，人们依据相似的文化特征区分内群体和外群体，通过与外群体的有利比较来提高自尊，产生内群体偏好及外群体偏见和排斥。先赋因素与自致因素共同影响经济社会地位的获得，主观阶层认同差异源于人们在自我期望以及与其他群体比较中产生的相对剥夺感。社会阶层认同及其向上流动预期影响居民的健康水平、公平感及安全感，并正向影响其幸福感[20]（p536）。

女性的主观阶层认同受家庭出身、配偶地位、父母的社会地位及自身社会经济地位的共同影响。从阶层流动视角分析，传统文化、家庭环境、打工经历、家庭责任等因素共同内化形成女性农民工身份标准[21](p245-250)。在城市生存和就业的双重压力下，积极主体意识在女性农民工向上流动中发挥了核心作用。她们通过塑造美丽的身体形象、搭建女性社会关系网，形成对身份歧视、文化排斥的制度性抗争。她们采取被动模仿打工城市语言习俗、生活方式、消费观念等策略提高城市适应性，力求通过提升阶层地位实现“去乡村化女性”[22](p180)。社会经济地位提升给她们带来的尊重、权力感、控制感及资源优势,能够促进身心健康。社会阶层认同越高，从经济社会发展进程中获益的可能性就越大,对自身经济收入、财产状况和社会地位现状的满意度越高。基于上述分析，提出假说：

H1: 主观阶层认同对女性农民工幸福感产生正向影响

（二）非农收入的中介作用

学界对有关收入对幸福感的作用大小、方向与机制等尚无一致结论。宏观层面，国民幸福感与国家整体收入增长之间存在伊斯特林悖论[23]（p89-120）。政府技术质量改进、政府民主质量提升、公共服务政策、社会和谐、地区富裕程度等因素促进居民幸福感提升；经济衰退、通货膨胀、公共安全风险等因素抑制居民幸福感。个体层面，收入对幸福感的影响呈现边际递减效应，伴随需求层次升级，人们对收入会产生自动适应心理，突破门槛值后，幸福感与收入的增长无关[24]（p2-15）。收入较高的群体更关注非收入因素，经济状况的比较及改善预期、经济地位、健康水平、婚姻质量、就业状态及正向情绪等影响幸福感[25]（p33-38）。收入对幸福感的影响，取决于个体对收入分配是否公正的感知，收入不平等及其预期对幸福感产生正向效应即“隧道效应”。

依据预期收入理论，女性农民工进城务工的最终目标是实现个人与家庭效用水平的最大化与迁移风险最小化。非农就业可以帮助她们改善家庭环境及生活条件，提高城市生活适应性，获得政治权利及城市保障[26]（p228），促进个体和家庭效用最大化。非农就业质量是其获得幸福的重要保障，个人能力与工作组织之间的匹配程度、受到企业管理者尊重、工作合同性质、就业类型、工作保障及防护措施等因素影响农民工幸福感[27]（p93）[28]（p132）。经济能力是女性农民工实现社会融合的基础，非农收入通过“收入—消费—效用—幸福感”的传递链，帮助她们提升自身及其家庭消费水平，获得更好的发展机会与生活质量。基于上述分析，提出假说：

H2: 提高女性农民工主观阶层认同可以促进非农收入增加

H3: 非农收入在主观阶层认同对女性农民工幸福感的影响中发挥中介作用

（三）社会公平感的调节作用

社会公平感是人们在判断社会公平问题时产生的主观心理感受，是认知幸福感的重要影响因素。社会公平感的影响机制主要有社会结构论、社会比较论及相对剥夺论三种论说，相对剥夺与“隧道效应”理论是形成农民工幸福感的心理机制[29]（p86）。社会结构论认为，处于不同社会位置的成员会出于利己主义动机而对不平等持不同的看法[30](p92)。根据社会结构论，社会公平感知受到个体所处的情境、个人立场及价值观念等影响，与个体人际信任、社会安全感知、社会认可度、对政府的评价等密切关联[31](p3-14)。社会比较是构成公平感知的主要心理机制，公平感形成受到个体感知到的社会不平等程度及个体认为可接纳的不平等程度的影响。女性农民工受到职业内工资歧视，甚至职业性别隔离，处于持久性收入劣势，政治参与边缘化、经济边缘化及社会隔离，强化了其不平等的传统性别角色。相比单身女性农民工，已婚女性在职业选择，工作环境、薪酬、社会福利等方面的劣势更明显。依据相对剥夺理论，女性农民工通过比较来感知自身处境和地位，当对比参照群体的收入或经济地位处于相对优势时，幸福感增强；当她们认为客观不平等的现象超出个体的心理承受能力时，会产生社会不公平感，则幸福感变弱。基于上述分析，提出假说：

H4: 社会公平感在社会阶层认同通过非农收入影响幸福感中发挥调节正向作用

三、数据与方法

（一）数据来源

样本数据来自中国社会状况综合调查（CSS2013、CSS2015、CSS2019）三期数据，包括全国30 个省/自治区/直辖市（调查中缺失新疆维吾尔自治区样本），总样本量为30371 个。根据国家统计局《农民工监测调查报告》对“农民工”的界定，选取CSS 问卷“农业户口”性别为“女”、职业为“目前只从事非农工作”和“目前以从事非农工作为主，但同时也务农”的两类样本纳入“女性农民工”样本，得到有效样本1712个。

（二）变量设置

1.被解释变量

采用幸福感作为被解释变量，因幸福感作为一种心理感受其临界值无法观察与量化，故采用自陈主观幸福感作为代理变量。依据CSS 问卷中“总的来说，我是一个幸福的人”的回答，将幸福程度等级由“非常不幸福”到“非常幸福”赋值为1—10，数值越高代表幸福感越强。

2.核心解释变量

采用主观阶层认同作为核心解释变量，研究中用主观社会经济地位来表征。主观社会经济地位是个人对其在社会结构中所处经济和社会地位的主观感知和判断，是影响阶层自我评价的主要因素之一。参照CSS 问卷中“您认为本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次？”的回答，将主观社会经济地位赋值为1—5，分别代表“下层”“中下层”“中层”“中上层”“上层”，数值越高则说明主观阶层认同等级越高。

3.中介变量

采用非农收入作为中介变量。对CSS 问卷中“今年以来，这份非农工作平均每月给您带来多少收入？”的回答进行统计，计算每个样本的年非农收入并取对数，以确保调查中数据接近正态分布。

4.调节变量

采用社会公平感作为调节变量，研究中以受访者对社会总体公平公正的主观评价作为代理变量。参照CSS 问卷中“请用1—10 分，来表达您对现在社会总体公平公正情况的评价”的回答，将社会公平感等级赋值为1—4，分别代表“非常不公平”“不太公平”“比较不公平”“非常公平”，数值越大说明社会公平感越强。

5.控制变量

相关研究表明，性别、年龄、健康状况、婚姻状况、子女数量、绝对收入、医疗支出、购买社会保险、缴纳住房公积金、携配偶随迁等特征因素影响农民工幸福感[31](p68）。本文选取年龄、政治面貌、受教育程度、婚姻状况、社会保障、自有住房6个变量作为控制变量，此外还考虑了地区固定效应，以控制个人社会经济特征及消除同一地区社会阶层认同以外因素对幸福感的影响。各类变量赋值及描述性统计见表1。

表1 ：变量赋值及描述性统计

（三）研究方法

基于理论分析，构建主观阶层认同对幸福感作用机制的4个测量模型。由于被解释变量“幸福感”属于有序多分类变量，选择有序logit 回归模型进行拟合。运用SPSS 软件中的PROCESS 插件，采用依次检验法与Bootstrap 法相结合，进行中介效应、调节效应检验，以保证统计效率并控制检验错误率。

其中，Happyi表示幸福感，Statusi为社会阶层认同，Incomei为非农收入，Fairi为社会公平感，Con为控制变量集合，α 为常数项，β、γ、δ、θ为变量系数，ε 为误差项。模型（1）用于检验主观阶层认同对幸福感的影响，若假说1 成立，则β1显著为正。模型（2）用于检验主观阶层认同对非农收入的影响，若假说2 成立，则γ1显著为正。模型（3）用于检验非农收入影响主观阶层认同与幸福感的中介效应。基于中介效应原理，如果γ1和δ2均显著，且γ1和δ2乘积的符号与δ1的符号一致，说明非农收入强化了主观阶层认同对幸福感的影响程度；反之，说明非农收入在一定程度上遮掩了主观阶层认同对幸福感的总效应。若假说3 成立，则γ1和δ2乘积、δ1均显著为正。模型（4）用于检验社会公平感的调节效应，如果主观阶层认同与社会公平感的交互项系数θ4显著，说明社会公平感在主观阶层认同通过非农收入影响幸福感的过程中起到调节作用。若假说4 成立，则θ4显著为正。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

运用SPSS 20 软件对1712 份有效样本进行主要变量的描述性统计与相关性检验，对研究假设进行初步验证，结果如表1、表2。（1）描述性统计：由表1 可知，幸福感均值为6.590，说明女性农民工幸福感总体处于中等偏上水平。主观阶层认同最小值为1，最大值为5，均值为2.340，说明女性农民工主观阶层认同处于中等偏下水平。非农收入最小值为0.020，最大值为4.571，均值为1.370，说明受访者非农收入差距较大且整体水平偏低。社会公平感均值为2.780，说明女性农民工认为社会总体公平公正水平较高。（2）相关性检验：由表2 可知，幸福感与主观阶层认同、非农收入、社会公平感均显著正相关，且非农收入与主观阶层认同存在显著正相关，社会公平感与社会阶层认同存在显著正相关。

表2 ：主要变量相关系数矩阵

（二）传导机制检验

1.主效应检验

首先对变量进行共线性诊断，各变量的方差膨胀因子(VIF)均小于10，说明模型不存在多重共线性且数据通过有序Logistic 回归的平行性检验，基准回归分析结果如表3。由表3 可知，模型（1）中，控制年龄、政治面貌等7 个变量，在1%显著性水平上，主观阶层认同对幸福感产生显著正向影响，说明主观阶层认同的提高有助于提升女性农民工幸福感，假说1 成立。模型（2）中，在1%显著性水平上，主观阶层认同对非农收入产生显著正向影响，影响效应为0.074，说明主观阶层认同可以促进非农收入增加，假说2 成立。模型（3）中，在1%显著性水平上，主观阶层认同、非农收入均对幸福感产生显著正向影响，主观阶层认同系数由模型（1）中的0.513 变为0.468，说明非农收入在主观阶层认同影响幸福感的过程中承担部分中介效应。模型（4）中，为了验证社会公平感在“主观阶层认同—幸福感”中的影响，引入主观阶层认同与社会公平感的交互项。在5%显著性水平上，主观阶层认同与社会公平感的交互项系数为0.185，显著为正。控制变量中，在5%显著性水平上，政治面貌、受教育程度、社会保障、自有住房4个变量对幸福感均产生显著正向影响，而年龄、婚姻状况对幸福感影响不显著。说明拥有中共党员身份、受教育程度越高、有社会保障、有自有住房的女性农民工幸福感更高。

表3 ：主观阶层认同、非农收入、社会公平感对幸福感的回归估计

2.中介效应检验

采用SPSS 宏程序PROCESS 的模型4（抽样次数为5000 次，置信区间为95%），运用Bootstrap方法中介检验效应，预先假设“主观阶层认同不通过非农收入作用于幸福感”结果见表4。由表4可知，非农收入的中介效应为0.015，95%置信区间为[0.044,0.029]，不包含0，拒绝预假设，假说3成立。这可能是因为，依据马斯洛需求层次理论，非农收入的增加使女性农民工的生理和安全需求得到有效满足，促使她们追求公平权益、职业发展、城市融入等更高层次需求，从而促进幸福感提升。

表4 ：主效应、直接效应、中介效应

3.调节效应检验

运用SPSS 宏程序PROCESS 的模型5（抽样次数为5000 次，置信区间为95%），采用Bootstrap 方法，检验社会公平感的调节作用，结果见表5。由表5 可知，随着社会公平感的提升，主观阶层认同对非农收入的正向影响逐渐增强，调节效应为0.014，95%置信区间为[0.004,0.028]，不包含0，调节效应显著，说明社会公平感在非农收入对主观阶层认同与幸福感的中介效应中起到正向调节作用，假说4成立。

表5 ：社会公平感的调节效应

（三）异质性检验

1.代际异质性检验

相关研究表明，两代女性①以1980年作为农民工代际划分标准，1980年以前出生的为老一代，1980年及以后出生为新生代。农民工在受教育程度，价值观、生活方式及自我期望等方面存在较大差异，外出务工、城市定居、工作类型、劳动报酬、工作质量及社会认知等因素对其幸福感的影响存在代际差异[32]（p62-70)。1712 份有效样本中，新生代女性农民工1001 人，幸福感均值为6.67；老一代女性农民工711 人，幸福感均值为6.27。用模型（4）进行代际差异分组检验，结果见表6。由表6 可知，在控制其他自变量不变的情况下，1%显著性水平上,主观阶层认同对两代女性农民工幸福感均产生正向影响且对老一代影响更大。在5%显著性水平上，非农收入对于新生代幸福感产生显著正向影响，对老一代幸福感影响不显著。在1%显著性水平上，社会公平感对两代女性农民工幸福感均产生正向影响，且对新生代影响更大。可见，社会阶层认同、非农收入、社会公平感对女性农民工幸福感存在代际差异。新生代女性农民工虽然面临更大的竞争压力，但她们拥有较好的心理疏导机制，对于城市有着更强烈的社会认同，更关注收入的高低、权益保障、社会公平公正等因素。

2.务工区域异质性检验

为检验女性农民工主观阶层认同与幸福感存在务工区域不平衡特征，参照许海平等（2020)[33]（p56-70)的经验，根据“2019 年中国分省份市场化指数”，按市场化指数均值5.8 将样本区域划分为高、低竞争两个区域。高竞争区域样本1393 个，幸福感均值为6.61；低竞争区域样本319 个，幸福感均值为6.51。用模型（4）进行区域差异的分组检验，结果见表6。由表6 可知，在控制其他自变量不变的情况下，在1%显著性水平上，主观阶层认同对高、低竞争区域女性农民工幸福感均产生正向影响，且对高竞争地区的促进作用更强。在10%显著性水平上，非农收入对高、低竞争区域女性农民工幸福感均产生正向影响，且对低竞争地区的促进作用更强。在1%显著性水平上，社会公平感对高、低竞争区域的女性农民工幸福感均产生正向影响，且对低竞争区域的促进作用更强。可能的原因在于，相比于高竞争区域，低竞争区域的就业压力较小，交通、住房等生活成本降低，幸福感损失效应较小。因此，低竞争区域非农收入、社会公平感的变化对女性农民工幸福感的影响更显著。

低竞争区域为：山西、内蒙古、吉林、黑龙江、广西、海南、贵州、云南、西藏、陕西。高竞争区域为：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、重庆、四川、新疆、甘肃、青海、宁夏。

（四）稳健性检验

为确保实证结果的科学性，采用变量替换法与换取模型法进行稳健性检验，结果详见表6。（1）变量替换法：采用有序logit 模型将因变量换为生活满意度进行检验。生活满意度是度量认知幸福的主要标准，是人们对自己职业、收入、住房、休闲、家庭生活等生活各方面的满意度高低的评估。根据CSS 问卷中“总体来说，您对生活满意度”的回答，将生活满意度由“非常不满意”到“非常满意”分为1—4 个等级，数值越高说明生活满意度越高。由表6 可知，在控制其他自变量不变的情况下，在10%显著水平上，主观阶层认同、非农收入、社会公平感均对幸福感产生正向影响。（2）换取模型法：以有序probit 模型替代有序logit模型加以检验。由表6可知，在控制其他自变量不变的情况下，在5%显著水平上，主观阶层认同、非农收入、社会公平感均对幸福感产生正向影响。两种稳健性检验结果表明，主观阶层认同、非农收入、社会公平感与女性农民工幸福感之间的关系稳健。

五、结论与建议

（一）研究结论

本文基于社会阶层认同理论，运用中国社会状况综合调查三期数据，构建有调节的中介效应模型检验主观阶层认同对女性农民工幸福感的影响及其作用机制。结果表明:（1）主观阶层认同对女性农民工幸福感存在显著正向影响。拥有中共党员身份、受教育程度越高、有社会保障、有自有住房的女性农民工幸福感更高。（2）作用机制检验表明，非农收入促进幸福感提升，强化了主观阶层认同对女性农民工幸福感的正向效应；社会公平感促进幸福感提升，在主观阶层认同通过非农收入影响幸福感的过程中起到正向调节作用。（3）异质性检验表明，主观阶层认同对女性农民工幸福感的影响存在代际差异与务工区域差异。

本研究基于中国社会状况综合调查三期数据，从微观方面探讨了影响女性农民工幸福感的个体因素。除此之外，宏观因素也可能提升或抑制女性农民工幸福感，如公共服务政策、社会和谐、地区富裕程度、经济衰退、公共安全风险等因素。因此，未来可进一步探究“主观阶层认同—幸福感”影响的深层机理，以持续增进农民工福祉。

（二）政策建议

为持续提升女性农民工幸福感，促进城镇化高质量发展，提出如下政策建议。（1）构建女性农民工向上流动的社会机制。摒弃二元结构发展的观念，深化户籍制度改革，缩小农民工和城镇工人的收入差距与阶层差距，解决相对排斥与相对剥夺问题。重视女性在生育、抚育及照顾家庭方面的社会价值，加大对生育女性的孕、产、哺乳期的政策性补贴，缓解妇女生育与就业冲突。促进男女平等的性别观念，培育夫妻共担子女养育责任和家庭照顾的社会氛围。引导女性农民工积极地感知社会地位，融通社会阶层上升的渠道，提高阶层定位。（2）提升非农就业的幸福促进效应，健全女性农民工持续增收机制。非农收入已成为农村家庭的重要生计来源，对于提升农民工及其家庭消费水平，缓解农村贫困，推动农户共同富裕具有重要作用。政府需要建设城乡统一公共就业创业服务体系及就业市场，消除不平等的就业限制及歧视，创造更多的非农就业岗位，促进农民工持续增收。打破女性发展中的城乡、行业、性别分工区隔，提高女性农民工素质和职业技能、增强工作稳定性，拓展职业发展空间，推动职业结构升级，避免低收入务工的代际传递。（3）营造平等公正的社会环境，提升农民工群体社会公平信心。建立合理的收入分配体制，促进同工同酬、同人同权、机会平等，提升农民工群体对社会分配公正与程序公正的感知。推进公共服务均等化，引导农民工积极地感知社会地位，重视农民工的政治参与和意见表达，增加向上流动的机会公平。提高城市服务的配置效率与公平，健全以居住证为载体的公共服务提供机制，增强农民工的认同感和融入感。（4）推进包容性城镇化建设。在共同富裕目标下，构建“赋权—强能—包容”的城镇化发展机制，注重发展内容的全面协调。兼顾女性农民工内部的异质特征，关注居住、婚姻、子女教育、劳动保障等因素对其福利变化的影响，促进女性农民工共享社会发展成果。