摘要：非农流动中出现的农业女性化现象意味着农村妇女在传统农业向现代农业转型中经济角色的变迁。通过因子分析与AHP层次分析法，利用安徽省1 367个女性调查样本构建务农妇女生活满意度评价机制。研究表明：务农妇女普遍具有较高的生活满意度，乐于接受“男工女耕”的分工模式，并能够积极调动周边资源来克服性别困境与生产障碍，家庭决策、政治民主、性别观念、分工认同、经济收入、务农能力成为影响生活满意度的重要因素。乡村振兴中重新认识女性农民的性别价值，构建性别友好的农业科技培训与传播体系，提升务农妇女的生产决策能力与经营管理水平，积极培育新型女性职业农民。
关键词：农业女性化；生活满意度；因子分析；性别价值
改革开放40多年，与城市常住人口迅速膨胀相对的是农村常住人口的剧烈萎缩，“三留守”群体问题集中出现，老人农业与妇女农业成为农业生产的一般图景。全国人口普查及1%抽样调查数据显示，2010年农业劳动力中女性比例较1982年增加了2.98个百分点，2015年55周岁以上农业劳动力比例较1982年增加了20.46个百分点［1］。可见，留守老人与留守妇女在农业生产经营活动中扮演了重要角色，在新型农业经营主体培育以及农业现代化推进中同样扮演着不可或缺角色。与其他发展中国家因农业劳动力弱质化导致农业发展受阻的情况不同，中国大陆农业老龄化与农业女性化尚未降低农业生产效率和威胁粮食安全［2-5］。然而，与留守老人与留守妇女实际经济贡献相比，他们的生活与生产状态反而被长期忽视，尤其是受制于传统性别观念下的务农妇女的生活质量问题。
一、引言与文献综述
农村剩余劳动力非农流动中产生的农村妇女发展问题在20世纪80至20世纪90年代就便引起了学界的广泛关注。她们的安全性需求、情感性需求、生产性需求、发展性需求开始进入研究视野，学者们普遍认为她们在生活与生产中面临了严峻的性别困境，女性务农其实是农村妇女被进一步“边缘化”的过程，她们的身份地位与劳动技能并未因此发生根本性改变［6-7］。在“牺牲型人格”内在支配下，农村妇女群体主体能力建设和个性发展期待也在“男工女耕”家庭性别分工中不断受阻。以往“男外女内”的性别分工逻辑不仅没有调整，反而进行了“现代化包装”，显得更加隐蔽——在地域空间层面发生了延展，“外”从乡村拓展到了城镇，“内”则从家庭拓展到了乡村，而在此过程中，男性始终“把持”或者“占有”了优势经济部门［8-9］。换言之，农村妇女始终处于家庭分工的末端。
女性务农及其不平等遭遇并非中国特色，而是一个全球现象。与农业老龄化往往存在于发达国家不同，农业女性化现象在发展中国家更加普遍。大量发展中国家经验表明，在农业生产资源丰富的南亚地区，如尼泊尔［10］、印度［11-12］、孟加拉国［13］，整个拉丁美洲大部分国家与地区［14］，以及仍以农业为主的非洲国家，如尼日利亚［15］、坦桑尼亚［16］等，投身于农业的妇女们非但没有受益于发展，相反还常常导致自身地位的相对乃至绝对下降。典型特征是，当越来越多的男性被吸纳到现代部门时，妇女往往被迫滞留在工资回报率更低的农业中［17-18］。由此可见，农业发展中务农妇女的遭遇如同女性主义理论被长期寄生于现代化理论之中——既未独立，又被忽视。
然而，课题组在调查中发现，“男工女耕”对于务农妇女的消极影响并没有那么明显，她们中的大部分似乎已经认可、接受甚至渴望“男工女耕”的分工模式，对于当前生活状态普遍感到满意或非常满意，她们对于家庭分工安排的主观评价往往不是基于个体发展而是以家庭发展为首要条件。究其原因，最为关键的是此类分工能够给家庭带来更多的经济收入，创造更多的发展机会，拓展更多的发展资源，是小农户面对城乡社会剧烈变迁所做出的一种“成本小，收益大”的家庭理性决策，是农村家庭从“个体流动”向“举家外迁”的一种过渡状态。因此，研究农村妇女发展问题不能仅仅关注她们经济身份转型以及评价不同转型方式对她们个体发展造成了何种影响，而要回归到她们对当前劳动分工的真实感受，以及哪些因素会影响她们对于当前生活、生产的满意度评价。需要转变农村妇女发展的研究视角，从人口问题导向转为人力资源导向，进而探究如何发挥农村妇女性别优势的策略与路径。
大力推行纳税评估智能化，是完善纳税评估、提升税收管理质量效率、充分挖掘数据与信息资源的需要。实现纳税评估智能化关键是纳税评估信息与相关数据自动分析比对，实现方法主要是开发相关软件和应用程序。研发纳税评估智能化软件，无缝对接大数据库的同时，还应实现行业模型与软件的匹配结合，通过预先设定的税种勾稽关系、数据模型等，实现计算机自行比对计算。评估人员只要进行简单操作，如输入纳税人代码，软件即可自动运用征管系统中信息资料和数据。通过针对评估对象纳税行为进行数据化测算，对所评估对象作出更科学、准确的风险分析报告，为评估人员制定下一步行动方案提供参考。
鉴于此，本文基于主体性视角，反思农业女性化对务农妇女生活质量的实际影响，选取“生活满意度”这一考察指标，探索务农妇女生活满意度的影响因素，利用因子分析模型，参考AHP层次分析法，尝试构建一个务农妇女生活满意度评价体系。有两点需要说明，其一、生活满意度是一个既主观又内涵丰富的一个表达方式，不仅与社会经济发展宏观环境有关，还受到个人成长经历的影响，这意味着建立一套完整、科学、全面、细致的测量体系较为困难。为了突出研究重点，本研究着重抓取农业生产、传统观念、性别分工、家庭决策等角度进行分析。其二、数据来源于安徽省农村微观调查，地方性经验观察结论并不一定能够映射到全国。
二、数据来源与变量说明
（一）数据来源与样本基本情况
观察表5的因子得分系数矩阵，可以获得公因子的函数表达式。以F1为例，F1=-0.015X1-0.011X2-0.015X3+0.021X4+0.016X5-0.009X6-0.001X7+0.007X8-0.009X10-0.012X11-0.004X12-0.012X13+0.295X14+0.302X15+0.283X16+0.304X17-0.003X18；同理，可以得到F2、F3、F4、F5、F6的表达式。在F1的表达式中，X14、X15、X16和X17的权重系数显著高于其他14个元变量，且权重系数均为正，说明这4个元变量对于F1有强烈的正相关关系，对于F1的影响远高于其他因子的总和，与前文因子旋转后因子载荷表现出来的结论一致，说明能够通过这4个元变量在最大程度上来评价F1。通过加权平均的方法计算X14、X15、X16、X17在F1上的得分系数权重，可以获得四者的权重分别为0.224、0.229、0.215、0.230（表4）。同理，可以分析计算获得其余元变量对于公因子的得分系数权重。
表1 调查样本分布情况
区域皖北市阜阳市亳州市县/区颍上县利辛县镇/乡迪沟镇王市镇有效问卷数量/个135 131蒙城县宿州市 埇桥区28 80 65 61 90皖南 芜湖市 繁昌县庄周办事处乐土镇许疃镇符篱镇灰古镇孙村镇138安庆市 枞阳县黄山市 休宁县宣城市 广德县平铺镇义津镇麒麟镇海阳镇渭桥乡邱村镇东亭乡村/社区颖淝村东光村金李村朱新寨村东光村乐土社区许疃村沈圩村付湖村张塘村八分村代亭村郭仁村义津村新安村盐铺村资村前路村高峰村144 119 100 73 61 62 80
（1）留守务农的农村妇女对当前的生活总体感到满意，但皖北与皖南有所差异。从样本反馈来看，总体满意度（含“满意”与“非常满意”）较高，达到了76.4%，有15.2%的妇女没有给出明确的答案，选择了“中立”，仍有8.3%的农村妇女对留守务农的生活感到不满意（含“不满意”和“非常不满意”）。分地区来看，1367个女性样本中，有590个来自皖北，占到43.16%，有777个来自皖南，占到56.84%，两地样本分布较为均匀。其中，皖北有82%的农村妇女对当前生活感到满意（含“满意”与“非常满意”），有6.3%感到不满意（含“不满意”和“非常不满意”）；皖南有72.2%的农村妇女对当前生活感到满意（含“满意”与“非常满意”），较皖北低9.8个百分点，有9.9%感到不满意（含“不满意”和“非常不满意”），高于皖北3.6个百分点。总体来看，皖北农村妇女的生活满意度高于皖南，就因子分析的结果来看，两地之间的满意度差异主要是受到家庭决策、政治民主、性别观念、分工认同、经济收入和务农能力等因素的影响。
经历过17世纪“黄金时代”的阿姆斯特丹，如今的倚重科技创新，重塑城市生活方式，兼顾城市发展与居民生活质量，成为欧洲乃至全球市场中最具竞争力绿色城市之一，是欧洲最安全的城市。
2.女性样本基本情况 从样本基本特征来看，表2显示，1 367个女性务农样本的年龄主要集中在36～64岁（75.9%），绝大部分都是已婚妇女，与配偶两地分居现象并不普遍，超过60%的样本与配偶共同从事农业生产；文化程度整体偏低，仅有5.2%的样本接受了高中及以上的教育；家庭照料负担较重，52.5%的样本家中有65岁以上的老人需要照料，77.5%的样本家中有学龄前儿童需要照顾。农村妇女主观务农积极性并不强烈，超过一半的样本表示并不愿意从事农业生产（54.5%）。
（二）变量选取
围绕“务农妇女生活满意度”这一主题，问卷从基层政治生活、家庭经济状况、传统文化认知、家庭性别分工、家庭决策能力等方面入手，一共设计了24个项目，选项全部以Likert（李克特）量表的形式呈现，分为“非常不同意（非常不满意）”到“非常同意（非常不满意）”5个等级，依次赋值1～5分，分值越低，同意度（满意度）越低。其中，有一个问题是“您对目前的生活状况满意吗？”，直接体现了农村妇女对生活的感受，将剩余的23个指标与这一指标进行交叉分析，观察指标之间在统计意义上是否显著，再结合研究目的，最终从23个项目中选取18个项目进入因子分析模型。变量及其命名见表3。
最后，如果将“被”看成一个类词缀就意味着“被XX”是一个词，词最小的可以独立运用的语言单位，不能再分的。而在“被XX”结构中“被”和“XX”之间所隐匿的成分补出不会引起结构意义发生改变[13]。
表2 样本基本情况
项目年龄35岁及以下36～50岁51～64岁65岁及以上有婚姻经历无婚姻经历小学及以下初中/技校高中/中专大专及以上0～0.2公顷0.2～0.4公顷0.4～0.6公顷0.6公顷以上婚姻经历 是否愿意务农配否是否外出务工老人照顾责任文化程度是否健康数量/个269 641 397 60 1 335 32 806 490 50 21 884 483占比/%19.7 46.9 29.0 4.4 97.7 2.3 59.0 35.8 3.7 1.5 64.7 35.3项目家庭耕地数是 否孩子照料责任是否是否是否是否数量/个718 320 154 175 622 745 528 839 717 650 1 060 307占比/%52.5 23.4 11.3 12.8 45.5 54.5 38.6 61.4 52.5 47.5 77.5 22.5
表3 因子分析变量说明
变量名称变量名称X1X2X3X4X5X6X7X8X9变量定义选举公正女性参政村民自治农业生产成本家庭收入农业收入女性受教育程度男强女弱干得好不如嫁得好X10X11X12X13X14X15X16X17X18变量定义文化水平与农业生产农业科技知识获取“男工女耕”符合实际“男工女耕”不利家庭发展女性管理财产女性决定开支女性决策大事女性决定人情礼往务工改变生活习惯
三、模型构建与指标体系建立
（一）因子分析模型理论分析
因子分析模型利用降维的思想，将一些具有错综复杂关系的变量简化为少数几个不可观测的综合因子的一种多元统计方法，其目的就是要减少变量的个数，用尽可能少的因子反映尽可能多的原始变量所携带的信息。
因子分析的基本模型为：
祝国寺的“和谐”有不同的层次。有人与自然的和谐，也有寺庙内部人与人的和谐，还有寺庙与周围社区、与相距不到3公里的东川城市的和谐。当然，还有“以大带小”的管理实践成功营造出的东川全区佛教寺院的和谐。
计算获得各级之间的权重系数后，各影响因素之间的函数关系可以清晰反映。观察表6可以看到，一级指标与二级指标之间的关系可以表达为：
式（1）中，系数aij为第i个变量与第m个因子之间的线性相关系数，反映变量与因子之间的相关程度，也称为载荷（loading）。由于这些因子出现在每个初始变量与因子的线性组合中，因此也称为公因子。ϵ为特殊因子，代表公因子以外的因素影响，以此将某一些初始变量划归到某一公因子。
女性压力性尿失禁(stress urinary incontinence，SUI)是常见的妇科疾病，中国成年女性SUI的患病率高达18.9%，在50～59岁年龄段，可高达28.0%，严重危及广大妇女身心健康和生活质量[1]。既往曾有研究表明膀胱颈移动度(bladder neck descent，BND)的增加是女性SUI 一个重要的病因学因素[2]。本研究借助经会阴盆底超声检查，旨在动态观察SUI女性膀胱颈的变化，以期为临床诊断SUI 提供有效参考。
（2）共同度量为：
式（2）中，变量Xi的信息能够被m个公因子解释的程度，用m公因子对第i个变量Xi的方差贡献率表示，体现的是提取的所有公因子F1，F2，F3，…，Fm与某一个初始变量的关系越接近1，说明所提取的公因子对该变量的初始信息的解释程度越高。
（3）因子的方差贡献率为：
式（3）中，第j个公因子对Xi变量的提供的方差总和，反映第j个公因子的相对重要程度，体现的是某一公因子Fj与所有初始变量X1，X2，X3，…，Xn之间的关系。其中指的是公因子Fj对初始变量X的方差贡献率越大，说明公因子Fj对X的贡献率越大，按的大小排列可以找到最有影响的公因子。
（二）样本检验与模型分析
由于调查采用了自行设计的满意度量表，为了保证数据分析的可靠性和有效性，需要对满意度量表进行品质检验。借助SPSS22.0对数据进行信度检测，被测项目的Cronbach’salpha（克隆巴赫）系数为0.716，说明数据有较高的可靠性①通常情况下，Cranbach’s alpha系数不超过0.6，认为内部一致信度不足；达到0.7至0.8时表示量表具有相当高的信度，达到0.8至0.9时说明量表信度非常好，这是根据Nunnally(1978)年的概念所确定的。。再通过KOM检验和Bartlett（巴特利特）球度检验来判断元变量是否适合进行因子分析。检验结果显示，KOM检验为0.730，Bartlett检验统计量观测值为8 415.124，P值为0.000，由此可知数据非常适合进行因子分析②KOM检验是对采样充足度的测度，值越接近于1说明变量越适合进行因子分析；Bartlett球度检验是检验相关矩阵是否是单位矩阵，P值小于0.05时，说明问卷具有结构效度，适合进行因子分析。。
选择主成分方法进行因子萃取，提取过程中特别设定提取特征值大于1的公因子，并参考碎石图，确定提取6个公因子，6个公因子的累积方差达到了70.525%，表明提取的公因子携带了元变量的大部分信息，同时又减少了因子数量，从原来的18个减少到了6个，达到了因子分析的目的。
通过因子分析结果可知，留守在家的农村妇女的主观生活满意度主要受到六个方面的影响，分别是家庭决策、政治民主、性别观念、分工认同、经济收入和务农能力，这6个公因子又受到18个元变量的影响。结合问卷原始填答数据和因子分析模型，可以获得以下6个方面的结论。
通过表4可以清晰看到，F1对变量X14、X15、X16、X17有较大负荷，反映了农村妇女对家庭财产、家庭日常开支、家庭大事、家庭人情礼往等事项由女性决策的感受，由于这些元变量与家庭决策的性别选择有密切关系，将其命名为“家庭决策因子”；F2对变量X1、X2、X3有较大负荷，反映了农村妇女对村两委选举公平公正、女性担任村干部和“村民自治”基层治理模式的评价，这3个元变量都反映了基层政治生活的有关内容，将其命名为“政治民主因子”；F3对变量X7、X8、X9有较大负荷，反映了农村妇女对女性受教育权、“男轻女弱”传统性别定位和“女性干得好不如嫁得好”传统性别观念的认知，将其命名为“性别观念因子”；F4对变量X12、X13、X18有较大负荷，反映了农村妇女对“男工女耕”性别分工事实、后果的评价，考察了她们是否接受这一性别分工模式，以及这一性别分工对她们生活、生产、夫妻关系的影响，将其命名为“性别分工认同因子”；F5对变量X4、X5、X6有较大负荷，反映农村妇女对农业生产成本变动、家庭收入状况和务农收入状况的评价，这些变量都涉及了家庭经济状况，将其命名为“经济收入因子”；F6对变量X10、X11有较大负荷，反映了农村妇女对有无文化与务农之间关系的评价、以及她们对自我农业科技知识获取能力的认知，将其命名为“务农能力因子”。
医生对患者确诊并制定好治疗方案后,护理人员要用关怀备至的态度用通俗易懂的话语为患者详细的讲解治疗方案,以及用药方法和副作用以及药物治疗的作用用药时应该注意的问题,以及相关毒性的处理方法,能够舒缓患者紧张的心情,并且最终按时用药,认可治疗方案。并且护理人员要用适当的方法给患者讲解整个之间过程中可能出现的问题和反复,以及治疗过程有可能会很漫长,让患者做好心理准备,让患者充分了解治疗方案的必要性和重要性,对治疗方案有足够的耐心和依从性,从而更有利于治疗方案的顺利进行。
（三）满意度评价体系的建立
经过公因子提取、因子旋转和公因子命名，基本上可以构造出农村妇女生活满意度影响因素的三级指标体系：一级指标为农村妇女的整体生活满意度感受，记为S；二级指标由因子分析提炼命名的6个公因子构成，分别是家庭决策因子、政治民主因子、性别观念因子、性别分工认同因子、经济收入因子和务农能力因子，代表影响整体生活满意度的6个核心方面；三级指标由18个元变量构成。要科学评价农业女性化环境下农村妇女生活满意影响的因素，厘清下级指标对于上级指标的重要程度，关键在于确定各级指标对应变量的权重。我们主要通过加权平均的方法来获得各级指标之间的权重关系。二级指标对于一级指标的权重通过公因子旋转后的方差贡献率作为权重加权平均得出，旋转后的方差贡献率在表4中已经给出；三级指标对于二级指标的权重通过元变量对于公因子的得分系数绝对值的和权重加权平均得出，这就要求计算因子得分。
[28]Foreign Relations of the United States, 1952—1954, Vol.XII, East Asia and the Pacific, Part 2, Washington: United States Government Printing Office, 1987, p.41.
表4 因子分析结果
公因子因子未旋转特征根方差贡献率累积旋转后特征根方差贡献率累积F13.01816.76816.7682.87315.96315.963F2F3F4F5F6X14X15X16X17X1X2X3X7X8X9X12X13X18X4X5X6X10X11因子载荷0.844 0.863 0.808 0.865 0.787 0.886 0.805 0.833 0.899 0.838 0.818 0.716 0.708 0.716 0.673 0.852 0.771 0.859 2.60414.46931.2372.38613.25429.217 2.24112.45043.6872.36913.16242.379 1.94710.81954.5052.00911.16153.540 1.6158.97463.4791.7079.48363.023 1.2687.04670.5251.3507.50270.525
1.调查方式及样本分布 课题组于2014年12月至2015年1月对安徽省皖南、皖北8县15乡（镇）19个行政村进行调查（表1）。考虑到调查对象的文化素质和保证问卷填答完整性，采用与被调查者面对面沟通交流，由调查员按照被调查者的回答和意愿填答问卷的方式。对于样本市、县、镇、村的选取通过计算机随机模拟，对于调查样本则通过调查员偶遇抽样和判断抽样的方式开展，调查对象锁定在15～75周岁具有劳动能力的农民。
（1）设n个原始变量为X1，X2，X3，…，Xn，要寻找的m个因子（m＜n）为F1，F2，F3，…，Fm，因子和初始变量之间的关系表示为：
二级指标与三级指标之间的关系可以表达为：
表5 因子成分得分系数矩阵
注：通过主成份分析提取；通过Kaiser标准化最大方差法旋转
项目组件F1F2F3F4F5F6X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11X12X13X14X15X16X17X18-0.015-0.011-0.015 0.021 0.016-0.009-0.001 0.007 0.000-0.009-0.012-0.004-0.012 0.295 0.302 0.283 0.304-0.003 0.377 0.376 0.376-0.018 0.001-0.015 0.017 0.029 0.029-0.005 0.022 0.031-0.007-0.013-0.007-0.012-0.020-0.011 0.029 0.027 0.021 0.023-0.057-0.019 0.357 0.391 0.361 0.089-0.118 0.008 0.018 0.009-0.008-0.016 0.023 0.025 0.003-0.003 0.012 0.037-0.023 0.005 0.006 0.020 0.021-0.035-0.011 0.411 0.406 0.010-0.027 0.001-0.006 0.408 0.003-0.022-0.008 0.421 0.400 0.501-0.010-0.022-0.016-0.043 0.023 0.013-0.023 0.013 0.005 0.008 0.012 0.024 0.021-0.001 0.005-0.037 0.006 0.008-0.030-0.053-0.006 0.564 0.656-0.037 0.018 0.015-0.004-0.029-0.021-0.051
四、结果与分析
未进行因子旋转的模型显示，由于初始因子的负载矩阵综合性太强，各因子的典型变量代表性也不够突出，使得公因子意义含糊不清，不便于对提取的公因子进行解释。为了使公因子的命名和解释更加清晰，对因子模型进行了具有Kaiser标准化的正交旋转，使公因子的负荷系数更加接近于1或者0。旋转在5次迭代后收敛，公因子对元变量的载荷均在0.6以上，同时显示出良好的区别效度与聚合效度。旋转后，F1、F2的方差贡献率得到了分散，分别由旋转前的16.77%、14.47%下降到了旋转后的15.96%、13.25%；F3到F6的方差贡献率均获得了不同程度的提升，分别由旋转前的12.45%、10.82%、8.97%、7.05%，上升到了旋转后的13.16%、11.16%、9.48%、7.5%。可见，与旋转前相比，旋转后每个公因子携带的信息量更加均匀、合理，能够更准确地被命名。
经过近2个月的调查走访，共发放2 100份问卷，以问卷填答完整性为筛选原则，剔除27份填答极不完整的问卷，获得2 073份有效问卷，问卷有效率为98.71%。在2 073份有效问卷中，包含男性务农样本706个，占有效样本34.06%，女性务农样本1 367个，占有效样本65.94%。本次调查除问卷外，还获得了28份村干部访谈和43份农村妇女的访谈资料。后期，为了丰富研究，笔者于2016年8月、2017年及2018年春节期间又分别补充了安徽省定远县青春村、舒城县四圩村和寿县甲贝村的案例访谈。
（2）家庭决策成为影响生活满意度的首要因素。根据因子分析法数学模型的意义，因子旋转后提取的6个公因子对农村妇女生活满意度的影响程度依次为家庭决策因子、政治民主因子、性别观念因子、性别分工认同因子、经济收入因子和务农能力因子，它们的权重系数分别为0.226、0.188、0.187、0.158、0.134和0.106，可见，家庭决策因子的权重系数最高。具体而言，家庭决策因子涵盖了农村妇女对女性管理财产、女性决定开支、女性决策大事、女性决定人情礼往4个方面的看法。从因子载荷来看，4个因子的载荷都非常接近，相对而言农村妇女最为关心的是对于人情礼往的决策权，其次关注的是对于家庭开支的决策权；从权重系数来看，也是女性决定人情礼往对家庭决策满意度评价影响最大。
婚姻和家庭是人类社会永恒的主题，在传统的中国封建社会，“夫为妻纲”成为婚姻家庭生活中的行为准则，受传统文化影响，女性在家庭生活中始终居于从属地位，这在农村社会尤其明显。随着思想观念的开放以及家庭中男性的转移，女性开始获得了“缺席领导权”，对于家庭事务的决策机会越来越多，决策能力越来越强。问卷显示，有64.2%的农村妇女认为在家庭生活和生产中拥有决策权，有74.7%的农村妇女认为家庭的财产应由女性管理，有74.3%的农村妇女认为家庭的开支由女性决定，但是，只有62.4%的农村妇女认为人情礼往应该由女性决定，43%的农村妇女认为家庭中的大事应由女性决定。这说明，一方面越来越多的农村妇女希望获得家庭的决策权从而改变自身在家庭中的地位，另一方面她们仍然对于男性有较大的依赖感，只是希望通过管理家庭财产并参与家庭一些“细枝末节”的小事决策来获得安全感，而对于一些大事，一般是涉及家庭发展的大事，例如房屋修缮、子女入学、大件购买等，还是尊重于男性的意见。家庭决策其实是夫妻双方互动的过程，从男性角度来看，“大男子”主义的思想似乎仍然比较严重。有83.6%的男性认为在家庭中拥有决策权，有30.1%的男性不同意家庭财产由女性管理，有32.8%的男性不同意家庭日常开支由女性决定，有58.9%的男性不同意家庭大事由女性决定，有43.1%的男性不同意人情礼往由女性决定。与女性统计的结果进行比较可以发现，双方似乎在家庭决策上达成了一种默契，女性偏向于“小事”决策权，也愿意把“大事”决策权给予男性，而男性更偏向于“大事”决策权。其实，关于家庭决策还有另一种可能，即夫妻协商决定，问卷显示，全部调查对象中有55%的人选择家庭夫妻共同决策。
百里香一听要找汉奸庄翻译，心就有些虚了。他说：“小龙潭我这就去不在话下，但庄槐那小子跟鬼子住在一起，我哪敢找啊？再说了，日本人到处抓的就是铁头大哥，这不是往枪口上撞吗？”
表6 农村妇女生活满意度测量体系
注：方差贡献率是指旋转后的方差贡献率；二级指标对于一级指标的考察以方差贡献率为权重；三级指标对于二级指标的考察以因子得分系数的绝对值为权重
一级指标 二级指标家庭决策因子（F1）方差贡献率权重0.226政治民主因子（F2）0.188性别观念因子（F3）0.187生活满意度（S）分工认同因子（F4）0.158经济收入因子（F5）0.134务农能力因子（F6）0.106三级指标女性管理财产（X14）女性决定开支（X15）女性决策大事（X16）女性决定人情礼往（X17）选举公正（X1）女性参政（X2）村民自治（X3）女性受教育（X7）男强女弱（X8）干得好不如嫁得好（X9）“男工女耕”符合实际（X12）“男工女耕”不利家庭发展（X13）务工改变生活习惯（X18）农业生产成本（X4）家庭收入（X5）农业收入（X6）文化水平与农业生产（X10）农业科技知识获取（X11）得分系数权重0.224 0.229 0.215 0.230 0.206 0.275 0.245 0.223 0.245 0.226 0.284 0.281 0.282 0.269 0.255 0.320 0.361 0.420
总体来看，无论是女性决策，还是男性决策，亦或是夫妻共同决策，有两个事实必须引起重视，一是留守务农的妇女越来越关注家庭决策权，这是女性主义在农村社区觉醒的缩影以及表现，要提升农村妇女的生活满意度，一个重要措施是提升她们的家庭存在感；二是要对农业女性化的内涵时刻保持清醒，除了看到农业劳动力中女性比重不断上升的事实，还要意识到她们是否拥有了决策权，数量与价值两者是否实现了统一。
（3）政治民主和和性别观念是影响生活满意的重要因素。政治民主因子包含了农村妇女对于选举公正、女性参政和村民自治的看法和评价，从因子载荷来看，女性参政的载荷系数最高，达到了0.886，从权重系数来看，也是女性参政最高，为0.275，说明留守在家务农的妇女越来越重视政治生活。问卷显示，有93.3%的农村妇女认为最新一次的村两委选公平公正，有97.9%的农村妇女认为当前实行的“村民自治”制度符合农村实际，有90.6%农村妇女认为女性也能担任村干部。由此可见，农村妇女在村委选举、女性担任村干部、实行村民自治等方面满意度较高。这一方面与丈夫外出务工农村妇女在政治参与中的“替代”性有关，即代替丈夫参与到村庄治理之中；另一方面又与农村留守妇女自身政治素养提升有关，问卷显示，有53.3%的妇女在最近一次村两委选举中参与投票，有46个农村女性担任过村干部，近70%的农村妇女参与过村两委开展的活动。
根深蒂固的传统性别观念深刻影响着农村妇女的生活满意度，传统的父权制文化在几千年前就把女性压制到了被统治的地位，在农村社会表现尤甚——女孩似乎天生就低男孩一等。随着社会发展，城乡交流频繁，传统的性别思想逐渐瓦解。现代化浪潮在改变农村容貌、农民生活、农业生产的同时，也改变了人们传统的性别认知，男尊女卑的思想逐渐瓦解，善待女孩、尊重女孩、培养女孩的思想逐渐形成。问卷显示，只有17.8%的样本还认为农村依然盛行重男轻女的传统观念。因子分析模型对于性别观念的考察包含农村妇女对女性不用读太多书、男性能力天生比女性强、干得好不如嫁得好这三个传统思维的看法，这3个变量的因子载荷都非常之高，彼此之间的差距也很小，其中，男强女弱观点对于性别观念公因子的影响力相对较大，因子载荷达到了0.899，得分权重也最高，为0.245。问卷显示，82.6%的农村妇女不同意女性不用读太多书的观点，57.4%的农村妇女不同意男强女弱的传统观点，47.1%的农村妇女不同意女性干得好不如嫁得好的观点。
这些统计数据表明，政治参与和性别观念均影响着农村妇女的生活满意度。男性转向非农的同时也把家庭中一部分原本掌握在自己手中的权利转移到了女性手中，越来越多的农村妇女开始参与到基层政治生活之中，这在一定程度上提升了她们的生活满意度。同时，随着女性受教育水平的提升和家庭经济地位的提升，她们对于男女平等的理解更加深刻，对于传统文化中关于“男优女劣”的表述表达了自己的不满，整个农村对于性别观念的重新认识也提升了农村妇女的生活满意度。
学校通过与企业的合作，首先，可以让教师通过挂职顶岗、合作研发等形式深入到企业一线，系统学习业务技术，强化实践技能，提高教学水平。其次，可以打通引进企业技术人才的渠道，从企业引进一批高级技术人才以充实师资队伍。最后，可以从企业聘请“能工巧匠”来高校担任兼职教师，以满足应用型人才的培养需求。“请进来，走出去”的校企合作模式是应用型本科院校培养一支师德优良、结构优化、满足应用型人才培养要求的“双师型”师资队伍建设的最佳平台。
（4）对于当前“男工女耕”性别分工的认同影响了农村妇女的生活满意度。性别分工认同包括了对“男工女耕”符合实际、“男工女耕”不利家庭发展、配偶务工改变了生活习惯这3个问题的看法，其中，关于“男工女耕”性别分工符合家庭实际的态度对性别分工认同的因子载荷最高，达到了0.818，三者的权重系数差异不大，对于性别分工认同的影响都起到了重要作用。“男工女耕”往往意味夫妻两地分居，农村妇女能否接受这样的分工模式对于她们的生活满意度至关重要，问卷显示，有94.1%的农村妇女认为“男工女耕”的分工模式符合当前家庭实际，说明绝大部分农村妇女还是认可这样的分工模式。这一分工模式也是家庭理性选择的结果，能够最大程度上实现家庭利益最大化，同时家庭也要承受这一分工带来的一系列后果，例如，有37.7%的农村妇女认为“男工女耕”的分工模式影响了家庭稳定、子女教育、老人赡养和家庭安全；有19.3%的农村妇女认为配偶外出后改变了原有的生活习惯，夫妻之间的矛盾有所增加。但总体而言，“男工女耕”的分工对于家庭而言是利大于弊，调查中发现，夫妻之间的信任以及彼此为家庭、子女发展的共同目标是消除困境的主要精神支柱。
（5）经济收入作为影响生活满意的传统因素起到了关键作用。经济收入包含了对农业生产成本较过去有所减少、家庭收入基本能够满足开销、农业收入感到满意3个问题的看法，其中，农业收入的因子载荷最高，为0.852，相应地，它对于经济收入的影响权重最大，权重系数为0.32。经济收入对于生活满意度的影响是最为直接的，绝大部分农村妇女（68.4%）认为当前的家庭收入基本能够满足日常开销，将生活满意度与家庭收入情况进行交叉分析看到，两者呈显著的正相关关系（P=0.000），生活满意度越高的农村妇女往往认为目前的家庭收入能够满足日常开销。但是，仍然有一批农村妇女（31.6%）认为目前家庭收入过少，只能维持最基本的日常生活，如何充分利用农闲时间拓展留守妇女就业渠道，创造“兼农兼业”的职业环境提升留守妇女的经济收入，是乡村振兴中值得探索的问题。农业生产方式的改变减少了对劳动力依赖但也增加了农业生产成本，只有21%的农村妇女认为农业生产成本较过去有所减少；粮食价格的提升和务农的“三补贴”政策一定程度上抵消了生产成本增加，但与非农收入相比，农业收入占家庭总收入的比重较少.问卷显示，只有35.1%的农村妇女对当前务农收入感到满意，交叉分析发现这部分人往往是年纪较大的农村妇女，访谈中也了解到，在当前农业生产环境下，仅仅依赖土地产出来维持家庭生活几乎不可能。
（6）随着农村妇女普遍加入到农业生产的队伍之中，务农能力也影响着她们的生活满意度。农业女性化最显著的表现就是女性代替男性成为农业生产的主要劳动力，尤其是当男性“缺席”期间，女性几乎承担了田间管理的全部工作，而农业生产需要依赖一定的技术和知识，因此，农村妇女的务农能力直接影响了她们的生活满意度。务农能力通过两个指标来考察，一是对于“在家种地有没有文化都可以”的看法，二是对于“我能够从多种渠道获得现代农业知识”的看法，从因子载荷和权重系数来看，后者对于务农能力的影响程度更大。问卷显示，61.7%的农村妇女不赞同“在家种地有没有文化都可以”的说法，24.4%的人则表示赞同，剩余的13.8%持中立态度，说明大部分农村妇女意识到务农也需要一定的文化知识，日常生活中所说的“没文化就去种地”的表达受到了质疑。而现实要求也是如此，随着农业现代化推进，务农不仅仅只依赖于劳动力的数量和体力，对于劳动力技术和素质提出了更高的要求。只有24%的农村妇女认为自己能够从多种渠道获得农业科技知识，高达52.5%的人没有给出明确态度，23.6%的人认为自己不具备这个能力，总体来看，农村妇女获取农业科技知识的能力依然缺乏。如何多渠道提升农村妇女农业科技知识获取能力，如何开辟更多适合农村妇女的获取路径，如何在农业科技知识培训过程中加入性别意识是未来农业科技推广中值得关注的问题，也是提升农村妇女生活满意度的可行举措。
五、研究结论与政策建议
英国社会心理学家阿德里安·怀特提出了生活满意度指数（satisfaction with life index，简称“SWL”），认为生活满意度是个人生活的综合认知、判断和评价，主要与健康、财富和教育相关。作为一个认知因素，它常被看成是主观幸福感的关键指标，成为衡量某一社会人们生活质量的重要参数。本文对于务农妇女的生活满意度的考察正是基于这种认识。结合当前农村家庭普遍存在的“男工女耕”家庭性别分工，利用因子分析模型，从政治生活、经济收入、传统观念、性别分工、务农能力和家庭决策6个方面入手，选取了18个变量构建了农村务农妇女满意度评价机制，分析她们对于该分工机制的主观评价以及在该分工模式下她们的生活质量问题。与以往大部分研究将农村妇女发展问题冠之以“农村社会问题”或“留守人口问题”不同，本研究以人力资源与妇女发展为导向，基于主体性视角来审视农村妇女，在肯定她们的劳动付出与经济贡献前提下，探索她们在城乡变革与农业发展中如何积极演绎自身角色，发挥性别价值。
单因素分析结果显示，治疗后ECOG评分、SIRI、治疗后CA19-9下降程度及BED10是影响总生存期的独立危险因素(表1)。多因素分析结果显示，治疗后CA19-9低水平组(HR=1.107，95%CI 0.757～1.619，B=0.598)和高水平无反应组(HR=3.066，95%CI 2.198～4.275，B=1.120)的病死率均高于高水平反应组。BED10<60 Gy患者病死率高于BED10≥60 Gy组(HR=3.210，95%CI 2.334～4.416，B=1.166)，CA19-9下降程度及BED10是影响患者总生存期的独立危险因素。
模型结果显示，安徽省留守务农妇女的生活满意度总体较高，分区域来看，皖北略高于皖南。她们普遍认可当前的生活状态，接受了“男工女耕”的家庭性别分工，对于“女耕”也已经适应，并能够主动调动身边资源来解决农业生产过程中遭遇的性别困境。男性的外出使得农村妇女获得了“缺席领导权”，家庭决策成为影响生活满意度最重要的因素；传统性别观念的改变和基层政治生活的参与也影响着农村妇女的生活满意度，越来越多的农村妇女树立了男女平等的性别意识，男性优势论在农村的生命力正在逐步减退；对于“男工女耕”性别分工的认同是影响生活满意度的重要因素，虽然这一分工模式存在一些弊端，农村妇女也反映会影响夫妻关系和家庭安全，但面对高度商品化的农村生活，这是家庭利益最大化的最优选择；经济收入作为传统的影响生活满意度的因素依然起到了关键作用，务农成本的增加和物价水平的提高导致一部分农村妇女对务农收入并不十分满意，但务工收入有效弥补了这一不足，绝大部分农村妇女表示当前收入基本能够满足家庭日常开销；务农能力成为影响生活满意度的一项关键性指标，但从实地调查来看，农村妇女对于农业科技知识的获取显得信心不足，一方面受制于农业科技传播的性别隔离，另一方面农村妇女较低的受教育水平很大程度上也阻碍了她们获得前沿的农业科技信息。
以农村土地承包经营制度与宅基地利用制度改革为信号，我国农村农业发展进入一个新时期，传统农业正加速向现代农业转型，小农经济正在与现代化农业技术与社会化农业服务相衔接。在此过程中，除农业科技、生产工具、管理方式外，农业劳动力将始终扮演着核心角色，他们的生产积极性与务农意愿将决定大国农业的未来。然而，纵观整个农业发展历程，女性农民是被长期忽视的一类群体，她们的经济贡献与人力价值被长期隐没。现代农业经营体系的逐步形成，互联网经济逐渐向传统农业渗透，意味着农业劳动力正在从过去的身体参与转向理念参与，劳动者的性别、体力、经验不再是决定农业发展的核心要素，与之相对，劳动力的生产技能、经营理念、科学素养、政策水平、互联网思维将对农业发展产生更大的作用。这为展示并发挥女性农民的性别价值与性别优势提供了良好的时代契机。
在科学技术日新月异的当今，很多教师开展反思性教学时都引入了录像技术，通过课堂录像的方式，可以还原教师和学生在课堂上的表现，甚至可以细化到任意一个环节，比如学生上课时的面部表情、教师和学生说过的话、教师和学生的动作与手势等等，这些细节都是平时很难捕捉但却能够被录像轻松捕捉的。教师在课堂结束之后要对课堂教学录像进行分析、审视，正确的对待自己在课堂上表现不足的地方，这样才能有目的的改进，同时也能更进一步的了解和掌握学生的课堂表现，有利于强化教师创设特定教学情境，进行反思的能力。
在乡村振兴战略推进中，重识女性农民的性别价值，提升务农妇女生产决策能力与经营管理水平。一要积极将性别意识、性别友好观念融入农业科技传播系统和农业社会化服务体系之中，逐步剥离农业科技传播、农业技术推广、农业机械化普及过程中的男性偏好。二要加速农业三产化进程，在农业发展条件较好的地区积极发展“第六产业”，拉长农业生产、加工、销售的产业链，开辟乡村社区“兼农兼业”与“产业吸纳”的“海绵效应”，为农村妇女创造更多“就地岗位”，拓展农村妇女经济收入渠道，提高经济收入水平。三要鼓励农业管理部门联合妇女发展部门制定专门的女性职业农民培养方案，提高女性农民的务农兴趣，提升女性农民的务农能力，增加女性农民的务农信心，积极培育新型女性农业生产、经营、管理、推广精英。
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A Study On Life Satisfaction of Rural Women under the Feminization of Agriculture：An Analysis Based on 1 367 Female Samples in Anhui Province
CAI Hong1，CHEN Si2，HUANG Li3
（1.School of Public Management，Anhui Jianzhu University，Hefei 230601，China；2.School of Communication，Hong Kong Baptist College，Hong Kong 999077，China；3.School of Sociology and Political Science，Anhui University，Hefei 230601，China）
Abstract：The feminization of agriculture in non-agricultural flows means that female farmers play an increasingly important role in the transition from traditional agriculture to modern agriculture.Through factor analysis and AHP analytic hierarchy process，1 367 survey samples from Anhui Province were used to construct a life satisfaction evaluation mechanism for women farmers.Studies have shown that women in agriculture have a higher life satisfaction，are willing to accept the division of labor of“male working and women farming”，and can actively mobilize surrounding resources to overcome the gender dilemmas and production barriers.Family decision-making，political democracy，gender concept，job identification，economic income，and farming ability are important factors affecting their life satisfaction.It is important to recognize the gender value of female farmers，integrate gender awareness into the agricultural science and technology training and commu-nication system to improve the production decision-making ability and management level of women in agriculture in order to increase the life satisfaction of women farmers and cultivate new female farmers.
Keywards：male working female farming；life satisfaction；factor analysis；gender value
中图分类号：F328
文献标志码：A
文章编号：2095-6924（2019）02-0244-11 DOI：10.16195/j.cnki.cn36-1328/f.2019.02.28
蔡弘，陈思，黄鹂.“男工女耕”下务农妇女生活满意度研究——基于安徽省1 367个女性样本的分析［J］.农林经济管理学报，2019，18（02）：244-254.
收稿日期：2019-01-14
修回日期：2019-02-19
基金项目：国家社会科学基金项目（14BRK015）和安徽建筑大学人才启动项目（2018QD21）
作者简介：蔡弘，男，讲师，博士，主要从事农业经济学、人口可持续发展研究，E-mail：ericcaihong@163.com。
（责任编辑：廖彩荣，英摘校译：吴伟萍）
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