摘要本文以2021年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從個人和家庭兩個維度，采用二元LOGIT模型，對農(nóng)村婦女非農(nóng)業(yè)就業(yè)中受教育程度的差異影響進行實證研究。調(diào)研發(fā)現(xiàn)：研究發(fā)現(xiàn)：在健康狀況、年齡、子女數(shù)量、家庭收入和個人收入等變量定量分析的基礎(chǔ)上，個人的受教育水平依然對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)有很強的聯(lián)系，農(nóng)村已婚農(nóng)村婦女的受教育程度與非農(nóng)就業(yè)有顯著影響并呈正相關(guān)，即受教育程度越高，越傾向于參與非農(nóng)就業(yè)。不同年齡段婦女的受教育程度對非農(nóng)就業(yè)的影響作用不同，婦女年齡越大，其促進作用越弱，年齡越小越顯著；家庭沒有護理需求的農(nóng)村婦女教育程度對非農(nóng)就業(yè)有更顯著的促進作用；當配偶的受教育程度較高時，個人受教育對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更加顯著。本文從受教育程度與農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系角度分析，考察提高農(nóng)村婦女受教育水平對于促進非農(nóng)就業(yè)提高家庭收入與促進城鎮(zhèn)化的巨大作用，以此揭示影響女性非農(nóng)就業(yè)的不利因素，緩解“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念以及農(nóng)業(yè)女性化的趨勢，從而提高婦女的家庭與社會經(jīng)濟地位，為加快推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和男女兩性平等進程提出更加針對性的對策和建議。關(guān)鍵詞：農(nóng)村婦女；非農(nóng)就業(yè)；受教育水平；目錄TOC\o"1-3"\h\u3831引言 19861.1研究的目的與意義 13071.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀 2192272理論分析 3312303研究設計 441483.1研究假說 4191673.2數(shù)據(jù)來源 5125833.3樣本概括 6207153.4變量設置 8310963.4.1被解釋變量 8105433.4.2解釋變量 969453.4.3控制變量 926783.5模型設定 10214174實證分析 11159794.1變量相關(guān)性分析 11182484.2基準回歸分析 11155414.3異質(zhì)性分析 1310771（1）按年齡討論 1316377（2）按護理需求討論 1420342（3）按配偶教育程度討論 15112405結(jié)論和政策建議 16149805.1結(jié)論 1653175.2對策建議 1724052參考文獻 1831745英文摘要 20受教育程度與農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)——基于二元logit模型分析引言從古至今，中國傳統(tǒng)的性別分工都是以男性外出打獵工作賺取生活所需為主，而女性則扮演著照顧家庭、養(yǎng)育子女的角色。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的不斷發(fā)展，外出務工成為很多農(nóng)民的選擇，傳統(tǒng)的“男主外，女主內(nèi)”的觀念也在慢慢土崩瓦解，非農(nóng)就業(yè)打破了傳統(tǒng)的就業(yè)格局。無論是對女性教育公平還是經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，國務院印發(fā)的《中國婦女發(fā)展綱要(2021~2030年)》都提出了更高的要求。在目前，我國婦女的教育水平、健康衛(wèi)生水平不斷提高和發(fā)展，技能和勞動力素質(zhì)都有了大幅提升，婦女事業(yè)和男女平等都取得了歷史性成就，婦女逐漸擺脫了單一的家庭生活，在社會工作社交的方方面面可以看到越來越多的女性身影，婦女不再局限在家庭、廚房的方寸之地，進入到了很多非農(nóng)領(lǐng)域，對于提高家庭收入和城鎮(zhèn)化工業(yè)化發(fā)揮著十分重要的作用。研究的目的與意義非農(nóng)就業(yè)是提高家庭收入，縮小城鄉(xiāng)差距，以實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要途徑。自十八大以后，農(nóng)村各要素流動加快，戶籍和土地制度的放松以及農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的發(fā)展極大地促進了農(nóng)村地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)進程。非農(nóng)就業(yè)為農(nóng)民維持生計增加收入提供了新思路，農(nóng)民不再局限在土地，而追求最佳的效益組合，把眼光放在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的組合搭配。一些土地比較少的家庭選擇男性外出務工而女性照顧家庭，也有一些選擇男性在家務農(nóng)而女性外出務工補貼家用。將非農(nóng)就業(yè)作為兼業(yè)也是不少人的選擇。農(nóng)業(yè)作為弱質(zhì)性產(chǎn)業(yè)，收益具有很大不確定性，非農(nóng)就業(yè)一定程度上改變了傳統(tǒng)的家庭結(jié)構(gòu)和工作結(jié)構(gòu)，極大地提高了家庭收入。同時農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)使得對土地依賴減少，土地流轉(zhuǎn)加快，農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化成為可能。所以研究非農(nóng)就業(yè)影響因素對于縮小城鄉(xiāng)差距實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有實際意義。受教育程度對個人、家庭和社會方面均有影響。首先對于個人來說，受教育程度直接關(guān)系著個人文化水平、技能和素質(zhì)，一般來說，受教育水平越高，個人的就業(yè)機會與收益就越大。根據(jù)貝克爾人口經(jīng)濟學，尤其是對于女性來說，女性的時間價值因受教育水平提高而增值。從家庭層面，受教育程度影響家庭分工，教育增加了個體從事市場勞動的機會，增加了家庭共有財產(chǎn)，有利于減少婚姻經(jīng)濟壓力[ROGERSSJ.Dollars,DependencyandDivorce:FourPerspectivesontheRoleofWives’Income[J].JournalofMarriageandFamily,2004(1):59-74.]。從社會來說，受教育程度對于培育高素質(zhì)人才促進經(jīng)濟發(fā)展都具有重要意義。ROGERSSJ.Dollars,DependencyandDivorce:FourPerspectivesontheRoleofWives’Income[J].JournalofMarriageandFamily,2004(1):59-74.農(nóng)村婦女是重要的人力資源。促進農(nóng)村婦女非農(nóng)對個人和家庭來說，可以幫助農(nóng)村女性個體實現(xiàn)人生價值、促進實現(xiàn)性別平等，女對于調(diào)節(jié)生育率，改善家庭分工結(jié)構(gòu)意義巨大。對社會來說，可以有效緩解勞動力緊缺壓力，釋放“性別”紅利，降低城鄉(xiāng)發(fā)展差距。國內(nèi)外研究現(xiàn)狀已有文獻中，針對婦女非農(nóng)就業(yè)影響因素分析主要從個人、家庭以及社會三方面來進行。首先是個人方面，陳春霞從微觀角度提出了農(nóng)村女性勞動力外出就業(yè)的若干影響因素，通過構(gòu)建的農(nóng)村女性勞動力外出就業(yè)傾向描述性評價模型，展示了年齡對農(nóng)村女性勞動力外出就業(yè)傾向的影響呈現(xiàn)出在婚齡前后達到最大值的“倒U型”特征[陳春霞.農(nóng)村女性勞動力外出就業(yè)傾向影響因素分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟濟,2006(11):121-124.]。從2006年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)來看，魏寧和蘇群在此數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上論證了農(nóng)村婦女生育行為對其非農(nóng)就業(yè)參與、非農(nóng)勞動時間和收入之間的影響[魏寧,蘇群.生育對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的影響研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2013,34(07):30-34.DOI:10.13246/ki.iae.2013.07.006.]。總體來看，對于婦女年齡、生育等個人特征中，個人因素較多，但是受教育水平與農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)之間的關(guān)系尚比較欠缺。健康方面相關(guān)實證支持尚不足。其次是從家庭角度分析，張世龍和陳楊洋運用傾向得分匹配（PSM）模型，研究不同子女數(shù)量的家庭對農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的差異化影響發(fā)現(xiàn)女數(shù)量增加對農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的提高有顯著的抑制作用[張世龍,陳楊洋.子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響——基于中國婦女社會地位調(diào)查的分析[J].山西農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2023,22(04):114-124.DOI:10.13842/ki.issn1671-816x.2023.04.010.]。周春方則在調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上分析了傳統(tǒng)的家庭分工對發(fā)達地區(qū)農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)的重大影響,已婚女性更多地承擔了家庭中對子女、老人的照料角色,非農(nóng)就業(yè)的可能性和勞動時間隨之降低[周春芳.兒童看護、老人照料與農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2013(11):94-102.DOI:10.13246/ki.jae.2013.11.012.]。因農(nóng)村婦女的家庭角色，其家庭負擔仍然成為了限制非農(nóng)就業(yè)的巨大因素。劉越和姚順波利用全國7省區(qū)2118個農(nóng)村已婚女性樣本發(fā)現(xiàn)其中處于撫養(yǎng)階段的孩子仍是女性放棄非農(nóng)就業(yè)的重要原因[劉越,姚順波.農(nóng)村已婚女性就業(yè)現(xiàn)狀及其影響因素[J].西北農(nóng)林科技大學學報(社會科學版),2016,16(05):129-135.DOI:10.13968/ki.1009-9107.2016.05.18.]。伴隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,婦女走出來家庭的“一畝三分地”，進入到公共領(lǐng)域，參加了家庭之外的社會工作,社會地位的改變使之家庭的地位也隨即發(fā)生改變[李銀河.后村的女人們[M].呼和浩特:內(nèi)蒙古大學出版社,2009:226-253.]陳春霞.農(nóng)村女性勞動力外出就業(yè)傾向影響因素分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟濟,2006(11):121-124.魏寧,蘇群.生育對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的影響研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2013,34(07):30-34.DOI:10.13246/ki.iae.2013.07.006.張世龍,陳楊洋.子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響——基于中國婦女社會地位調(diào)查的分析[J].山西農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2023,22(04):114-124.DOI:10.13842/ki.issn1671-816x.2023.04.010.周春芳.兒童看護、老人照料與農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2013(11):94-102.DOI:10.13246/ki.jae.2013.11.012.劉越,姚順波.農(nóng)村已婚女性就業(yè)現(xiàn)狀及其影響因素[J].西北農(nóng)林科技大學學報(社會科學版),2016,16(05):129-135.DOI:10.13968/ki.1009-9107.2016.05.18.李銀河.后村的女人們[M].呼和浩特:內(nèi)蒙古大學出版社,2009:226-253.從家庭層面的相關(guān)研究較充分地探究了在傳統(tǒng)“男主外、女主內(nèi)”觀念下以及農(nóng)村婦女承擔的家庭責任對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，從相關(guān)文獻來看家庭方面大多是起著抑制作用。將家庭因素定量分析，探究農(nóng)村婦女個人學歷、健康方面對于非農(nóng)就業(yè)的影響。從社會角度看，張笑寒和陳毓雯從政策角度分析了“全面二孩”政策實施以后農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)率趨于下降，婦女“就業(yè)難”問題更加突出的問題[張笑寒,陳毓雯.“全面二孩”政策對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的影響——基于CFPS的微觀數(shù)據(jù)[J].生產(chǎn)力研究,2020(09):64-68.DOI:10.19374/ki.14-1145/f.2020.09.014.]。商春榮和王曾慧則從農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)包角度探討了家庭中男性成員的非農(nóng)就業(yè)并不必然導致農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出隨已婚女性非農(nóng)就業(yè)提高而上升[商春榮,王曾惠.農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)包[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2014,14(03):62-70.]。社會層面的研究從政策和社會大環(huán)境出發(fā)，對于提高農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)意愿以及促進女性非農(nóng)就業(yè)公平等方面都提出了針對性的建議。張笑寒,陳毓雯.“全面二孩”政策對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的影響——基于CFPS的微觀數(shù)據(jù)[J].生產(chǎn)力研究,2020(09):64-68.DOI:10.19374/ki.14-1145/f.2020.09.014.商春榮,王曾惠.農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)包[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2014,14(03):62-70.現(xiàn)有文獻雖然比較豐富，但是大多數(shù)研究采用的數(shù)據(jù)尚未更新且對于個人層面的的受教育水平和年齡等層面實證研究尚不大充分，本研究將配偶受教育程度對于農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響考慮在內(nèi)，拓寬了研究范圍且基于2021年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，采用二元logit模型，從個人和家庭兩個維度實證研究個人受教育水平對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的差異化影響，希望在定量分析的基礎(chǔ)上，進行更全面更充分的定性分析。理論分析人力資本的概念最早起源于英國古典經(jīng)濟學家威廉﹒配第在《政治算數(shù)》中首次使用了人力資本這一概念，他勞動者生產(chǎn)力差異的出現(xiàn)正是因為每個人個體差異的存在和外在表現(xiàn)，約翰.斯圖亞特.穆勒在《政治經(jīng)濟學原理》中較為詳細地闡述了教育與勞動參與之間的關(guān)系，他認為要是想在工作中比其他人更具競爭力，具有不可替代性，可以通過個人在青少年的家庭、社會培訓及教育不斷提高個人的生產(chǎn)效率，在創(chuàng)造更多社會價值的同時提高個人價值。德國經(jīng)濟學家杜能具有同樣的觀點，他認為受教育程度更高的勞動參與者使得物質(zhì)生產(chǎn)資料的利用效率更高。在1960年舒爾茨創(chuàng)立的人力資本理論通過具體數(shù)量化計算，加以證明人力資本是經(jīng)濟增長的源泉。舒爾茨運用自創(chuàng)的“經(jīng)濟增長余數(shù)分析法”，估計測算了美國1929——1957年國民經(jīng)濟增長額中，約有33%是由教育形成的人力資本作出的貢獻進而提出了教育投資是人力投資的主要部分，可以提高人口質(zhì)量，認為“人口質(zhì)量和知識投資在很大程度上決定了人類未來的前景”。亞當斯密也曾在《國富論》中提出：教育、培訓會對個體勞動力的素質(zhì)產(chǎn)生差異性影響并且教育可以使勞動者更加充分地利用生產(chǎn)資料，從而提高勞動者的勞動參與率。分析女性受教育程度對收入和非農(nóng)就業(yè)的影響可以從人力資本積累和就業(yè)選擇兩個方面著手。人力資本積累人力資本理論為研究婦女受教育程度對于婦女勞動參與與收入的影響奠定了重要的理論基礎(chǔ)。教育可以通過提升婦女人力資本從而實現(xiàn)農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)。第一，教育極大的提高了婦女的知識技能儲備和素質(zhì)。通過教育培訓，女性不論是相關(guān)就業(yè)技能還是整體素質(zhì)都更加符合當今就業(yè)市場對于勞動力的需求，教育提高了女性的智力水平，彌補了與男性的體力差別。第二，教育重塑了女性的世界觀與價值觀。教育沖破了“女子無才便是德”的思想束縛，解放了女性的思想，讓更多的女性走出了家庭的“方寸之地”，更好的發(fā)揮自己的人生價值。因此，女性受教育程度對女性的勞動力水平有正向的促進作用，要進一步優(yōu)化勞動力市場的女性人力資本，從而增加女性的非農(nóng)就業(yè)收入可能，提高女性的個人總收入，增加女性個人價值與家庭地位。就業(yè)選擇效應受教育程度的提高不僅可以提高婦女的勞動力素質(zhì)，解放婦女思想，還可以通過影響婦女的就業(yè)選擇從而提高婦女的非農(nóng)就業(yè)選擇。目前的就業(yè)市場，受教育程度較低的婦女從事的多為農(nóng)業(yè)、手工業(yè)等勞動密集型和服務產(chǎn)業(yè)，而受教育程度較高的女性則集中于技術(shù)以及資金密集型產(chǎn)業(yè)。面對產(chǎn)業(yè)升級，信息化、智能化創(chuàng)造更多就業(yè)機會的同時也對勞動者所需技能素質(zhì)提出了更高的要求。教育幫助婦女更快的適應了就業(yè)市場對勞動者需求的轉(zhuǎn)變，提高了女性的就業(yè)機會，優(yōu)化了女性的就業(yè)能力，最大程度上促進女性對于非農(nóng)就業(yè)的選擇。研究設計通過對現(xiàn)有文獻歸納梳理，進行論文設計：提出假說，介紹數(shù)據(jù)來源與變量設置，并對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，據(jù)此構(gòu)建計量模型。研究假說任國強（2004）認為受教育程度越高的勞動力，其在生命歷程中獲得非農(nóng)就業(yè)的機會就越大，越有利于提高總收入與非農(nóng)收入[任國強.人力資本對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)與非農(nóng)收入的影響研究——基于天津的考察[J].南開經(jīng)濟研究,2004(03):3-10.]。非農(nóng)就業(yè)引起了農(nóng)民工行業(yè)的發(fā)展引起了很多學者的研究，周振（2022）認為新生代農(nóng)民工是介于城市和農(nóng)村之間的群體，其不僅數(shù)量多而且受教育程度較高。不少人可以勝任高新技術(shù)崗位，工資收入接近中等收入群體標準，是潛在的擴大中等收入群體的力量[周振.新生代農(nóng)民工是中等收入群體的預備軍應加快促進穩(wěn)就業(yè)、樂安居——基于全國23232名農(nóng)民工的問卷調(diào)查[J].中國經(jīng)貿(mào)導刊,2022(08):86-89.]。可見，在當今信息化數(shù)字化時代，較高的技術(shù)水平受教育程度仍是擴大收入的重要因素。BjornGustafsson和魏眾研究表明，較高的戶主受教育水平意味著較低的貧困率[BjornGustafsson、魏眾，為什么中國農(nóng)村人口貧富不同？[J]，世界經(jīng)濟文匯，2002.3，3-13]。高教育水平對從事非農(nóng)活動有正的影響。由此可見，受教育程度與非農(nóng)就業(yè)直接聯(lián)系緊密，非農(nóng)就業(yè)者的受教育程度一般程度都比較高，而且非農(nóng)就業(yè)對于家庭收入水平的提高有促進作用。農(nóng)民在作出非農(nóng)就業(yè)選擇時通常會考慮家庭因素，這時家庭收入以及配偶職業(yè)等因素會直接影響行為的選擇。而相比于已婚婦女，非婚婦女的考慮因素較單純，因約束和考慮較少所以非農(nóng)就業(yè)的選擇較為自由。劉妍等(2008)對江蘇省的研究結(jié)果表明,文化程度、擁有技能、配偶從事非農(nóng)就業(yè)與女性個人從事非農(nóng)就業(yè)之間存在正相關(guān),而年齡則與非農(nóng)就業(yè)存在負相關(guān)[劉妍,脫繼強.江蘇省農(nóng)村已婚女性勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響因素分析[J].中國人口科學,2008(2):88-94.]。李勇輝和沈波瀾分析了年齡與受教育程度的促進作用有關(guān)。年齡與勞動參與率呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，在特定的年齡點勞動參率最高[李勇輝,沈波瀾,李小琴.兒童照料方式對已婚流動女性就業(yè)的影響[J].人口與經(jīng)濟,2020(05):44-59.]任國強.人力資本對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)與非農(nóng)收入的影響研究——基于天津的考察[J].南開經(jīng)濟研究,2004(03):3-10.周振.新生代農(nóng)民工是中等收入群體的預備軍應加快促進穩(wěn)就業(yè)、樂安居——基于全國23232名農(nóng)民工的問卷調(diào)查[J].中國經(jīng)貿(mào)導刊,2022(08):86-89.BjornGustafsson、魏眾，為什么中國農(nóng)村人口貧富不同？[J]，世界經(jīng)濟文匯，2002.3，3-13劉妍,脫繼強.江蘇省農(nóng)村已婚女性勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響因素分析[J].中國人口科學,2008(2):88-94.李勇輝,沈波瀾,李小琴.兒童照料方式對已婚流動女性就業(yè)的影響[J].人口與經(jīng)濟,2020(05):44-59.H1：農(nóng)村已婚農(nóng)村婦女的受教育程度與非農(nóng)就業(yè)有顯著影響并呈正相關(guān)，即受教育程度越高，越傾向于參與非農(nóng)就業(yè)。H2：不同年齡段婦女的受教育程度對非農(nóng)就業(yè)的影響作用不同，婦女年齡越大，其促進作用越弱，年齡越小越顯著。H3：家庭沒有護理需求的農(nóng)村婦女教育程度對非農(nóng)就業(yè)有更顯著的促進作用。H4：當配偶的受教育程度較高時，個人受教育對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更加顯著影響。數(shù)據(jù)來源本次研究利用2021年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)。作為中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責執(zhí)行的中國最早的兼具全國性、綜合性和連續(xù)性的學術(shù)調(diào)查項目，該調(diào)查項目采用多階分層PPS隨機抽樣方法，從社會、家庭和個人等多個層次較為系統(tǒng)地收集了相關(guān)數(shù)據(jù)，被廣泛應用于經(jīng)濟社會研究。CGSS2021中樣本總量為8148個，本文為了探討農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響因素，根據(jù)設置變量，剔除缺失和無效數(shù)據(jù)后，選擇了640個農(nóng)村戶口的女性樣本。樣本概括本樣本共涉及640名農(nóng)村戶口的女性，總體來看，在樣本區(qū)域，中老年農(nóng)村已婚婦女是中堅力量，其中有316名女性從事非農(nóng)就業(yè)，占總樣本的49.38%，未從事非農(nóng)就業(yè)的占總數(shù)的50.63%。640個樣本中，大部分女性子女數(shù)量為1-2個，占85.15%。樣本中農(nóng)村已婚婦女與其配偶的受教育水平偏低。從樣本的健康狀況分布來看，多數(shù)農(nóng)村婦女對自身健康狀況的主觀評價比較積極樂觀，自評比較健康和健康的農(nóng)村婦女共358人，占55.94%；自評一般健康的農(nóng)村婦女為203人，占比31.72%；自評很不健康和比較不健康的農(nóng)村婦女為79人，占比12.35％。樣本中家庭成員中有護理需求的人數(shù)較少共174人，占比27.19%。將樣本按受教育程度劃分五個層次，總體來看，個人受教育程度和配偶教育程度在低等教育、較低等教育和中等教育的農(nóng)村婦女樣本從事非農(nóng)就業(yè)的占比較小，而在高等教育水平和較高等教育水平的樣本中從事非農(nóng)教育的占比較大。尤其個人受教育程度在較高等教育階段，從事非農(nóng)就業(yè)的比例達到了88.98%，而學歷為較低等教育的樣本中，只有19.15%從事非農(nóng)就業(yè)。配偶教育層次也體現(xiàn)出同樣的特點，在較高等教育階段，從事非農(nóng)就業(yè)的比例高達79.84%，而最低在較低等教育程度從事非農(nóng)就業(yè)的只有17.39%。不同教育程度具體的就業(yè)情況見表2-1。將樣本按年齡劃分五個層次，18~28歲的婦女共12人，占總數(shù)的1.88%，這個年齡段的女性從事非農(nóng)就業(yè)的比例占總數(shù)的75%，二分之一的女性都是較高等教育階段，而配偶的教育程度集中在中等教育和較高等教育程度均為41.67%；29~38歲的婦女共113人，70.8%的女性從事非農(nóng)就業(yè)，該階段低等教育和高等教育的人較少，主要集中在較低等教育、中等教育和高等教育，其中較高等教育人數(shù)最多共43人，占38.05%，而該階段的配偶教育程度集中在較低等教育和較高等教育程度，較低等教育人數(shù)最多，占37.17%；39~48歲的女性共156人，從事非農(nóng)就業(yè)和未非農(nóng)就業(yè)的占68.59%和31.41%；49~58歲的女性共191人，從事農(nóng)業(yè)就業(yè)的和非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)較平均，占該年齡段的53.4%和46.6%；59~68歲的女性有168人，占總數(shù)的26.25%，在該年齡段的女性從事非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)較少，只有15.48%。后三個年齡段中個人教育程度和配偶教育程度在較低等教育階段的占大多數(shù)，尤其是在49~58歲年齡段，個人和配偶的教育程度在較低等教育階段的人數(shù)占61.78%和61.26%。具體各年齡段的情況見表2-2。表STYLEREF1\s2-SEQ表\*ARABIC\s11調(diào)查樣本及配偶的受教育程度分類變量類別人數(shù)占比（%）是否非農(nóng)就業(yè)受教育程度低等教育否5753.77是4946.23較低等教育否3880.85是919.15中等教育否19758.98是13741.02較高等教育否1411.02是11388.98高等教育否1038.46是1661.54配偶受教育程度低等教育否6448.85是6751.15較低等教育否1982.61是417.39中等教育否20160.54是13139.46較高等教育否2620.16是10379.84高等教育否624是1976表STYLEREF1\s2-SEQ表\*ARABIC\s12調(diào)查樣本的年齡段分布變量選項18-28歲29-38歲39-48歲49-58歲59-68歲人數(shù)比例（%）人數(shù)比例（%）人數(shù)比例（%）人數(shù)比例（%）人數(shù)比例（%）是否從事非農(nóng)就業(yè)否3253329.24931.418946.614284.52是9758070.810768.5910253.42615.48受教育程度低等教育18.3321.7763.85147.332414.29較低等教育3253631.868051.2811861.789757.74中等教育216.672623.012012.822312.043520.83較高等教育水平6504338.054025.642814.66105.95高等教育0065.31106.4184.1921.19配偶受教育程度低等教育000010.6452.621710.12較低等教育18.334237.177447.4411761.269858.33中等教育541.672522.123421.792714.144023.81較高等教育水平541.674035.43824.363317.28137.74高等教育18.3365.3195.7794.7100變量設置被解釋變量本文研究的是農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響因素，故被解釋變量設置為當前是否從事非農(nóng)就業(yè)。在CGSS調(diào)查問卷中，選擇性別為女、戶口狀態(tài)為農(nóng)村戶口的18歲及以上的女性。我們認定選擇具體問題設置為“您的工作經(jīng)歷及現(xiàn)狀是？”的“目前從事非農(nóng)工作”選項的受訪者為從事非農(nóng)就業(yè)，賦值為1。認定選擇其他選項的受訪者為未從事非農(nóng)就業(yè)，賦值為0。解釋變量本文把學歷對作為關(guān)鍵解釋變量。將受訪者受教育年限重新劃分為以下五個等級：將小學以下學歷合并為“低等教育”；選擇“小學”及“初中”合并為“較低等教育”；將選擇“普通高中”“職業(yè)高中”“中?！薄凹夹！焙喜椤爸械冉逃?；將選擇大學?？疲ú粎^(qū)分正規(guī)或者成人高等教育）以及大學本科（不區(qū)分正規(guī)或者成人高等教育）的四類合并為“較高等教育”；將研究生及以上學歷合并為“高等教育”。以上五個等級按程度分別賦值為1-5。配偶教育程度同樣賦值?？刂谱兞勘疚膶⒖刂谱兞縿澐譃閭€體因素和家庭因素兩類。其中，個體因素包括政治面貌、年齡、個體收入、健康狀況。家庭因素包括家庭經(jīng)濟狀況、子女數(shù)量、家庭成員護理需求。年齡變量按照18~28歲、29~38歲、39~48歲、49~58歲和59~68歲分成5級，分別賦值1-5。由于被解釋變量是虛擬變量，而個人收入和家庭收入是具體數(shù)值，相對0-1變量過大，因此對兩個變量取對數(shù)，收入為0無法取對數(shù)，依然為0。表STYLEREF1\s2-SEQ表\*ARABIC\s13變量定義與描述性統(tǒng)計變量類型變量名稱變量說明觀測值數(shù)量均值標準差最小值最大值被解釋變量非農(nóng)就業(yè)未從事非農(nóng)就業(yè)=0；從事非農(nóng)就業(yè)=16400.510.501核心解釋變量個人因素受教育程度低等教育=1；較低等教育=2；中等教育=3；較高等教育=4；高等教育=56402.611.0115控制變量年齡18-28歲=1；29-38歲=2；39-48歲=3；49-58歲=4；59-68=56403.611.1115政治面貌群眾=1；共青團員=2；民主黨派=3；共產(chǎn)黨員=46401.290.8514健康狀況很不健康=1；比較不健康=2；一般=3；比較健康=4；很健康=56403.570.9815個人收入具體數(shù)值，取對數(shù)6401011家庭因素護理需求否=0；是=164010.872.36316.12家庭收入具體數(shù)值，取對數(shù)6401.730.4512子女數(shù)量具體數(shù)值，取對數(shù)64011.952.147.616.12配偶受教育程度低等教育=1；較低等教育=2；中等教育=3；較高等教育=4；高等教育=56401.610.93011模型設定Logit模型作為最早的離散選擇模型，在如今的學術(shù)研究中應用十分最廣。其中二元logistic回歸要求因變量只能為2項，而且數(shù)字賦值一定是0和1。本文將農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)作為主要考察對象，并且作為因變量只有從事或者不從事非農(nóng)就業(yè)兩種情況，所以使用二元logit模型進行回歸，模型公式如下：y表示被解釋變量是否從事非農(nóng)就業(yè)，y=0時，表示未從事非農(nóng)就業(yè)，y=1時，代表從事了非農(nóng)就業(yè)。Educ表示核心解解釋變量個人受教育程度，ɑ0代表常數(shù)項，α1到ɑn表示待估系數(shù)，χn表示包括年齡、政治面貌、個人收入、家庭收入等在內(nèi)的一系列控制變量，ε為隨機擾動項。實證分析變量相關(guān)性分析表STYLEREF1\s3-SEQ表\*ARABIC\s11變量相關(guān)性分析變量VIF1/VIF受教育程度2.010.497168配偶受教育程度1.830.547095家庭收入1.270.785956個人收入1.260.794835年齡1.240.809335政治面貌1.180.845011子女數(shù)量1.130.881365健康狀況1.120.891133護理需求1.040.961137利用stata16對選取的變量進行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果根據(jù)VIF從大到小排列。本文所選取變量的方差膨脹因子（VIF）均在1.04-2.01之間，滿足小于10的檢驗準則，另外所有變量的容忍度（1/VIF）均大于0.1，符合標準。因此，本研究選取的變量相互之間并不存在多重共線性從而干擾回歸分析結(jié)果問題?；鶞驶貧w分析表STYLEREF1\s3-SEQ表\*ARABIC\s12受教育程度對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)影響的回歸結(jié)果變量logitOLS系數(shù)標準差P值系數(shù)標準差P值個人因素受教育程度0.2920.1300.025**0.0610.0240.011**年齡-0.6230.0940.000***-0.1220.0170.000***政治面貌0.4230.1400.003***0.0640.0220.003***健康狀況0.2590.1020.011**0.0470.0190.012**個人收入-0.0180.0440.683-0.0020.0080.775家庭因素護理需求0.5610.2100.008***0.1070.0390.006***家庭收入0.1140.0480.018**0.0210.0090.020**子女數(shù)量-0.0400.1090.714-0.0050.0200.813配偶受教育程度0.2800.1310.032**0.0510.0240.035**注：*代表p<0.1，**代表p<0.05，***代表p<0.01通過二元logit模型對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)和受教育程度等因素進行回歸。OLS回歸結(jié)果與logit回歸結(jié)果相似，檢驗了模型的穩(wěn)健性。個人因素變量對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存顯著影響。利用二元logit模型進行回歸，結(jié)果如表的前三列，在5%的置信水平下，隔代照料對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)呈正相關(guān)，影響系數(shù)為0.292，這說明個人受教育程度對農(nóng)村女性參與非農(nóng)就業(yè)有積極的促進作用影響顯著，因此H1假設成立。個人受教育程度越高，農(nóng)村婦女參與非農(nóng)就業(yè)概率越高。結(jié)合前文描述性分析，學歷水平在低等教育、較低等教育和中等教育的農(nóng)村婦女樣本中，未從事非農(nóng)就業(yè)的占比較大，而學歷水平在高等教育水平和較高等教育水平的樣本中從事非農(nóng)教育的占比較大，均超過六成。參考莊平、畢偉玉（2003）通過問卷調(diào)查研究教育與城鎮(zhèn)女性就業(yè)的相關(guān)性，認為教育對女性就業(yè)層次和收入水平的高低以及社會地位的高低和就業(yè)意識的先進與否存在著決定作用[莊平,畢偉玉.教育與城鎮(zhèn)婦女就業(yè)相關(guān)性分析[J].人口與經(jīng)濟,2003(1):59-65

]，分析其可能的原因有：隨著受教育程度提高，農(nóng)村女性開拓了視野，整體素質(zhì)相對較高，對就業(yè)信息的掌握更加全面，能夠利用教育資源使其相關(guān)工作技能得到提升，農(nóng)村婦女認識到自我價值，對自身經(jīng)濟收入和社會地位的期待較高，會更加積極尋求非農(nóng)就業(yè)機會，因此增加了農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)機率。隨著教育程度的提高，已婚婦女的自我發(fā)展意識、平權(quán)意識逐漸增強，而“男主外，女主內(nèi)”、“賢妻良母”等傳統(tǒng)觀念逐漸削弱，所以農(nóng)村己婚婦女更愿意走出家庭，走向社會，個人價值不再局限在家庭。在1%的置信水平下，年齡對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)有明顯的阻礙作用，影響系數(shù)為-0.623。政治面貌和健康狀況在1%和5%的置信水平下對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)呈現(xiàn)正向顯著促進作用。結(jié)合健康狀況和年齡的回歸結(jié)果綜合分析，可能的原因是，樣本中農(nóng)村婦女多為中老年而且整體受教育程度較低，可以選擇從事的非農(nóng)就業(yè)工作多為體力勞動。受身體精力和健康狀況的限制，加上市場招工年齡限制，此類農(nóng)村女性的參與非農(nóng)就業(yè)機會普遍較少莊平,畢偉玉.教育與城鎮(zhèn)婦女就業(yè)相關(guān)性分析[J].人口與經(jīng)濟,2003(1):59-65

家庭因素變量對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存在顯著影響。配偶受教育水平對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)在5%的置信水平下呈正相關(guān)，影響系數(shù)為0.280，配偶受教育水平越高，女性越傾向于參與非農(nóng)就業(yè)。家庭收入水平對農(nóng)村婦女就業(yè)影響在5%的置信水平下呈正向顯著影響。家庭收入水平越高，農(nóng)村婦女越傾向于參與非農(nóng)工作，家庭收入完全可以支持家庭的運轉(zhuǎn)時，女性更傾向于選擇較為輕松、體面的非農(nóng)工作，而不再局限在家庭之中，依賴土地過活，有更多的就業(yè)選擇。其主要原因有：配偶的受教育水平越高對于女性外出務工越包容，能夠為非農(nóng)就業(yè)提供精神支持和就業(yè)幫助。男性的受教育水平將直接影響工作結(jié)構(gòu)與家庭分工。家庭成員的護理需求與非農(nóng)工作對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)在1%的置信水平上成正相關(guān)，即家庭成員有護理需求時，婦女更傾向于參與非農(nóng)就業(yè)。根據(jù)樣本統(tǒng)計，在有護理需求的174人中，有七成以上是主要照料者，如果在同住和不同住的家庭成員中，有人因為長期的身心疾病、殘疾，或者年老體弱而需要被照顧，那家庭負擔較重，女性更希望選靈活性較大、時間更寬松、工作內(nèi)容較為輕松但是收入更加穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)以便照料家庭。子女數(shù)量未通過檢驗。不顯著的原因可能是在農(nóng)村家庭中老人承擔了隔代照料的責任，大大減輕了婦女照料子女的負擔，且受計劃生育政策的影響，樣本中子女數(shù)量大多數(shù)為1-2個，分布較集中。異質(zhì)性分析按年齡討論為深入探究受教育程度對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)在不同年齡段的影響，將640個樣本按年齡劃分為五個階段。不同年齡段的受教育程度存在差異，對于非農(nóng)就業(yè)的影響作用也不同。在18-28歲之間只有12人，樣本數(shù)量太少，回歸存在共線性問題，所以本文只對后四階段進行回歸分析。結(jié)果顯示，受教育程度對29-38歲和39-48歲的農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)在5%的置信區(qū)間下對有正向的促進作用。后兩個年齡段的受教育程度變量并沒有通過檢驗（根據(jù)p值是否小于0.05判斷）。證實了H2假設，不同年齡段婦女的受教育程度對非農(nóng)就業(yè)的影響作用不同，婦女年齡越大，其促進作用越弱，年齡越小越顯著。雖然后兩個年齡段不顯著，但影響系數(shù)均為正，即婦女受教育程度越高農(nóng)村婦女更傾向于參加非農(nóng)就業(yè)。造成顯著差異性的原因如下：處于五六十歲的婦女受當時的時代背景影響，所以學歷水平普遍不高，受教育程度較集中，差異性不明顯。該階段的女性對于就業(yè)信息的搜集較弱，就業(yè)面較窄。勞動力市場對于50歲以上的農(nóng)村已婚女性就業(yè)較為歧視，婦女競爭力較弱，難以找到較為適合的工作，而較為年輕的婦女受教育程度越高，相對就業(yè)機會越多，可以選擇的非農(nóng)工作越優(yōu)質(zhì)。表STYLEREF1\s3-SEQ表\*ARABIC\s13受教育程度對農(nóng)村婦女不同年齡段非農(nóng)就業(yè)的回歸結(jié)果變量參加非農(nóng)就業(yè)29-38歲39-48歲49-58歲59-68歲系數(shù)P值系數(shù)P值系數(shù)P值系數(shù)P值受教育程度0.7150.035**0.5760.037**0.0640.7890.3760.263健康狀況0.3670.1950.5160.019**0.1410.3780.3430.180個人收入-0.2990.026**-0.0320.762-0.0120.8600.1280.170護理需求1.2360.057*0.5220.1980.7340.041**0.5890.286家庭收入-0.0170.9050.0240.8160.1850.029**0.0860.399子女數(shù)量0.0170.958-0.2640.3040.0510.725-0.1120.711配偶受教育程度0.3010.3930.2660.3000.7410.004***-0.1390.691常數(shù)項-2.2510.326-3.7290.029**-5.7740.000***-6.6060.001***注：*代表p<0.1，**代表p<0.05，***代表p<0.01按護理需求討論在同住和不同住的家庭成員中，沒有人因為長期的身心疾病、殘疾，或者年老體弱而需要被照顧時，受教育程度與農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)在1%的置信水平下呈顯著正向水平。驗證了H3假設：家庭沒有護理需求的農(nóng)村婦女教育程度對非農(nóng)就業(yè)有更顯著的促進作用。分工中，女性在家庭中一般承擔的是“照顧子女，照料家人”的角色?！芭鲀?nèi)、男主外”傳統(tǒng)觀念的影響下，當家庭中有人生病需要照料、陪護時，妻子、女兒和兒媳一般是第一人選，這就約束了女性外出參加非農(nóng)工作，女性多被局限在家庭。表STYLEREF1\s3-SEQ表\*ARABIC\s14受教育程度對不同護理需求的農(nóng)村婦女影響的回歸結(jié)果變量參加非農(nóng)就業(yè)有護理需求沒有護理需求系數(shù)P值系數(shù)P值受教育程度0.3290.1690.4320.005***年齡-0.7410.001***-0.6030.000***健康狀況0.4190.0550.2490.035**個人收入0.1920.053-0.0630.213家庭收入-0.1510.1740.160.004***子女數(shù)量-0.6240.042**0.0570.620配偶受教育程度0.5720.027**0.2310.137常數(shù)項-0.8590.649-1.5610.139注：*代表p<0.1，**代表p<0.05，***代表p<0.01按配偶教育程度討論將樣本按配偶教育程度分別進行回歸。配偶受教育程度在中等和較高等時個人受教育程度對婦女非農(nóng)就業(yè)的影響在1%置信水平上顯著，呈現(xiàn)積極的促進作用。H4的假設得到了驗證，即當配偶的受教育程度較高時，個人受教育對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更加顯著。樣本中配偶集中在較高等教育和中等教育階段，高等教育的人數(shù)較少，沒有通過檢驗。在傳統(tǒng)的家庭分工中，男性是家庭的收入“主力軍”，配偶受教育程度越高對于家庭收入表現(xiàn)出正向促進作用。男性教育程度對于非農(nóng)就業(yè)態(tài)度至關(guān)重要。一般來說，受教育程度較高的人思想更加開放，對于社會的融合度較高，對于非農(nóng)就業(yè)也較為支持，而且男性受教育程度越高對于家庭收入也表現(xiàn)出積極作用。在家庭收入可以支付日常所需的情況下，配偶越有文化，婦女越傾向于參加非農(nóng)就業(yè)以此發(fā)揮自身價值、進一步積累財富或是為家庭支出“未雨綢繆”。表STYLEREF1\s3-SEQ表\*ARABIC\s15受教育程度對配偶教育程度不同的農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)影響的回歸分析變量參加非農(nóng)就業(yè)低等學歷較低等學歷中等學歷較高等學歷高等學歷系數(shù)P值系數(shù)P值系數(shù)P值系數(shù)P值系數(shù)P值受教育程度0.0980.7020.1470.9050.5760.006***1.0070.007***0.180.778年齡-0.5550.004***-0.5150.776-0.6920.000***-0.9280.001***1.3150.197健康狀況0.8420.001***-0.8940.4320.2510.060-0.1620.6060.4460.578個人收入-0.1120.2650.0760.7510.0380.495-0.2020.1882.3490.052護理需求1.1740.010**0.6480.7180.5610.059-0.0060.9931.4670.421家庭收入-0.1660.1250.1730.6480.2070.001***0.0080.964-0.6120.554子女數(shù)量0.0040.991-0.7370.3870.0700.573-0.2680.5830.5120.615常數(shù)項-0.0210.9921.0610.911-3.8970.003***4.0630.140-27.2810.114注：*代表p<0.1，**代表p<0.05，***代表p<0.01結(jié)論和政策建議結(jié)論本文基于2021年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，考察個人受教育程度對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，得到如下結(jié)論。農(nóng)村已婚農(nóng)村婦女的受教育程度與非農(nóng)就業(yè)在5%置信水平下有顯著影響并呈正向的促進作用，即受教育程度越高，越傾向于參與非農(nóng)就業(yè)。隨著教育程度的提高，已婚婦女的自我發(fā)展意識、獨立意識逐漸增強，傳統(tǒng)觀念逐漸削弱，農(nóng)村己婚婦女逐漸走出家庭，更好地發(fā)揮個人價值。不同年齡段婦女的受教育程度對非農(nóng)就業(yè)的影響作用不同，婦女年齡越大，其促進作用越弱，年齡越小越顯著。不同年齡段的受教育程度存在差異，對于非農(nóng)就業(yè)的影響作用也不同。說明年齡與受教育程度成為女性就業(yè)市場的重要參考因素家庭沒有護理需求的農(nóng)村婦女教育程度對非農(nóng)就業(yè)有更顯著的促進作用。家庭護理需求對于女性發(fā)揮個人價值實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)至關(guān)重要，這可能與“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念與家庭分工有關(guān)。當配偶的受教育程度較高時，個人受教育對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更加顯著。配偶教育程度越高的婦女，對非農(nóng)就業(yè)的積極影響越大，個人受教育程度的促進作用越強。對策建議加強農(nóng)村婦女職業(yè)教育，提升非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量。農(nóng)村婦女自身受教育水平整體較低，職業(yè)技能較匱乏，大部分從事的是技術(shù)水平較低的“體力活”以及勞動密集型產(chǎn)業(yè)。政府相關(guān)部門要注重對相關(guān)產(chǎn)業(yè)的引導吸納婦女勞動力，為婦女非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)造更多的工作崗位；為婦女搭建就業(yè)信息平臺，擴展就業(yè)信息渠道，可以減少婦女就業(yè)的盲目性，保證婦女高效獲得工作機會。延長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，三產(chǎn)融合促進婦女當?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)。全面考慮到婦女的家庭角色，利用農(nóng)業(yè)衍生出的制造業(yè)加工業(yè)以及服務業(yè)實現(xiàn)婦女“不離鄉(xiāng)”就近就業(yè)。隨著農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化步伐加快，社會化服務以及配套產(chǎn)業(yè)都將創(chuàng)造更多的工作崗位，改變傳統(tǒng)的“進城”才能“務工”的傳統(tǒng)模式，不僅減輕了婦女的就業(yè)工作壓力，更考慮到婦女在家庭分工中的重要作用，兼顧了家庭護理以及子女老人養(yǎng)育。提高婦女人力資本，釋放“性別”紅利。明確婦女在社會經(jīng)濟的重要地位，婦女對于我國的經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要。婦女受教育水平直接影響婦女地位，代表著婦女自身內(nèi)在發(fā)展能力，也決定著婦女就業(yè)機會、就業(yè)質(zhì)量和收入水平。不僅要提高婦女義務教育階段的完成度，更要強化有針對性的職業(yè)技能教育與培訓，推進婦女學歷的提升，這有利于婦女教育地位和技能地位的提高；利用好數(shù)字經(jīng)濟，打破時間空間對女性就業(yè)的限制，促進農(nóng)村婦女家庭與工作的平衡。規(guī)范勞動力市場，健全婦女就業(yè)服務體系。女性的生育成本以及機會成本與企業(yè)的利益相矛盾，在勞動力市場處于弱勢地位，競爭力較弱，就業(yè)性別歧視現(xiàn)象亟待解決。應該進一步完善就業(yè)相關(guān)法規(guī)，建立婦女就業(yè)監(jiān)督機制保障女性合法平等的就業(yè)權(quán)利，并且完善生育保障體系，減輕生育負擔；發(fā)揮加強養(yǎng)老以及嬰幼兒養(yǎng)育以及公共服務體系，切實減輕婦女的就業(yè)負擔。樹立性別平等觀念，消除歧視觀念。牢記“女性能頂半邊天”的觀念，改變“男主外、女主內(nèi)”的落后不平等家庭分工，將婦女從農(nóng)村、家庭中解放出來,減輕傳統(tǒng)的性別觀念和分工模式的束縛，讓她們更深入地參與到經(jīng)濟以及社會活動中，發(fā)揮女性的經(jīng)濟社會價值參考文獻EducationalAttainmentandRuralWomen'sNon-farmEmployment——AnalysisBasedonBinarylogitModelAbstract:Basedondatafromthe2021ChinaGeneralSocialSurvey(CGSS),thispaperempirically