一、问题提出

女性是社会发展的重要力量，女性公共参与对于国家治理现代化和高质量社会发展具有重大意义。《中国妇女发展纲要(2021—2030年)》已明确把“妇女参与决策和管理”列入发展领域，并给出了推动妇女公共参与的系列举措。^[1]因此，女性公共参与是性别平等的标志，也持续推动着社会治理不断创新。

尽管我国有明确的法律规定和制度机制保证女性的公共参与，但在公共事务管理及整个社会治理体系中，女性的身影相对较少，公共参与的性别比例失调。^[2]这既有性别分工、父权制等结构性因素的影响，也有传统性别观念等文化因素带来的困扰，还可能是个体理性选择或情感与动机驱动等心理因素作用的结果。总之，学界已对女性公共参与及其影响因素有较多探讨。相比于男性，女性常处于不被平等对待的境地，她们对社会不公平的情形更加敏感。已有研究表明，社会公平感是人们对社会是否公平的主观判断，是社会公正价值的灵敏反映指标，对个体的公共参与行为有很好的解释和预测作用^[3-6]，能引发公众在公共生活中的利益涉入和情绪反应，并激发公众的公共参与行为。^[7]显然，女性的社会公平感是考察其公共参与状况很好的切入点。由此，可以探讨如下问题。我国女性的公共参与状况、社会公平感知状况如何？女性的社会公平感对其公共参与是否产生影响以及有哪些方向性的具体影响？

基于此，本研究拟运用中国社会状况综合调查(CSS2021)数据，围绕社会公平感对女性公共参与的影响展开实证研究，希望能在理论上丰富女性公共参与影响因素相关研究，在实践上为优化女性公共参与、促进两性平权、推动中国式现代化提供参考。

二、文献回顾和理论假设

(一) 女性公共参与及其影响因素研究进展

公共参与虽未统一定义，但学界也有很多共识，基本认为公共参与是指个人参与公共事务的决策、管理和促进公共领域事业的发展。^[8-9]女性公共参与则特指女性以个体身份参与、介入各种公共事务活动，对社会公共事务产生影响的过程。这里强调了公共参与所对应的是公领域的参与，与私领域的参与相区别。正因为传统公私领域的划分以及“男主外、女主内”的传统分工模式，女性在公共领域的参与比较受限，处于依附地位。^[10]早期的女性公共参与主要来源于妇女解放运动，因此女性在公共领域的参与一直被界定为狭义的政治参与。随着时代的进步和发展，女性的公共参与更加全面，劳动、政治、基层社区治理、乡村振兴、志愿服务等领域都有女性身影，即可划分为制度性参与和非制度性参与两大板块，或者说积极性参与和消极性参与两种。^[11]同时，女性公共参与也表现为主体性参与，女性越来越跳出被动或被男性引导参与的情境，主体性不断增强。^[12-13]

尽管有制度性规定和正式渠道来保证女性公共参与，但落实情况并不乐观，不少研究表明女性的参与度较低。^{[11, 14-15]}可能的原因有多种，年龄、教育程度、政治面貌、文化信仰、户口性质等个体人口特征，以及婚姻质量、家务劳动、子女抚育等家庭生活因素都会对女性公共参与产生影响。

其一，人口学特征因素。有学者提出，年龄影响女性公共参与，18—66岁是一个有助于广大女性更好地提升参与能力和水平、实现其公共参与的年龄阶段。^[16]且在此年龄阶段，相比于中青年忙于赚钱养家，老年群体有更多的空闲时间参与各类社会活动。^[17]研究表明，较低的教育程度会使女性公共参与意识和参与能力弱化，从而制约其公共参与；^[18]在我国，女性的政治面貌也影响其公共参与程度，拥有党员、团员身份的女性参与公共事务活动的频率明显较高。^[16]

其二，家庭生活因素。随着社会的发展，越来越多女性踏入“在外赚钱养家”的行列，甚至女性在工作上所投入的时间也与男性几乎相同^[19]，但女性仍被视为家庭角色的主要扮演者。在父权制的继续制约和影响下，女性在向外拓展的同时，还被要求内外兼顾，而男性的家庭角色却可以有所缺失，家庭生活中的家务、生育和照料等事宜主要由女性承担。^[20]大量的家庭事务导致女性无暇外出参与各类活动。有研究发现，已婚且有工作的女性，或者需要养育未成年子女的女性，在日常工作和生活中仍以照顾家庭为主，其公共参与明显受限。^[21]

这些人口学特征因素和家庭生活因素组成的社会结构最终影响了女性公共参与。结构性原因为国内外学者共同认可，并且社会经济地位等阶层因素^[22-24]，体制性参与渠道或公共政策平台、性别分工与区隔等制度因素 ^[11-12,25]，以及传统性别文化因素等被重点强调。^[26]

现实中女性往往因受到不公平对待而产生较差的社会体验感，即心理因素也会影响女性公共参与。已有研究表明，公共参与受到个体社会心理条件的影响，包括主观态度、价值观以及对参与的认同度等。^[7,27]女性公共参与概莫例外，其社会认知(如政治知识等)、社会态度(如社会信任、社会认同等)、情感(如归属感等)、价值取向(如奉献意识等)、信仰等心理因素都可能对其公共参与产生影响。^[28-29]结构性因素可能让女性公共参与具有被动性，而心理因素在某种程度上则能反映出女性公共参与的主体性。结构因素与个体因素之间难以截然分开，社会结构约束个体行为，个体能动性影响社会结构。因此，考察女性公共参与的影响因素，可以将结构性因素与主体心理因素结合起来进行思考。^[30]

(二) 社会公平感与公共参与关系研究进展

心理态度也是对社会体系、制度等结构属性的反映，因此学界将个体的行为和观念置于既定结构中，通过联结文化与制度、个体与结构来对其做整合性分析，社会公平感概念就可视为其中的努力。^[31]它是指人们对社会利益分配结果、决策互动过程以及其中所遵循原则的主观感知^[32]，其核心是个体对社会公平状况的基本评判。社会公平感可灵敏反映社会公正价值，既作为一种态度或情感，对个体的心理和行为能够产生重要影响，以情感需求来拉动人们的各类参与^[5]，又反映社会结构(尤其是公共治理体制)的分配与程序格局，引发民众对公共参与的权衡取舍。^[33]

为此，学界围绕社会公平感与公共参与之间的关系展开了诸多研究，大体可分为两个方面。一是社会公平感对公共参与行为具有直接影响。^[34]虽然学界有些争议^[35]，但基本强调社会公平感对个体公共参与的正向作用，认为高社会公平感的个体在公共参与中表现积极，参与意愿强，参与行为多，会有更多的亲社会行为和利他行为，对制度安排和有关政策表示接受、依从和支持，与政府的合作倾向也更强烈，而对社会不公平的感知会让个体的参与行为撤回、减少互惠。^{[3, 36-37]}二是社会公平感能够显著影响与公共参与相关的其他心理变量。^[38]社会公平感不仅能够促进个体对政府的信任，而且对政治合法性知觉、政治知识、参与意愿、参与效能感、参与满意度等也具有正向作用，并可能使个体产生一种积极的自我卷入和“受到重视”的感觉，进而影响个体公共参与。^{[6, 39-40]}

当然，相关研究结果并未形成定论，这与公共参与和社会公平感的复杂内涵有关，也是由于社会公平感视角既涉及个体心理也反映结构性社会事实所致。本研究拟用全国性数据来实证检验社会公平感与女性公共参与之间的关系，将借助清晰定义、精确测量、优良样本与数据，既对结构性因素与个体性因素做理论整合性分析，也对既有研究中较少做规模性量化考察进行弥补。

(三) 研究假设

亚当斯的公平理论指出，当个体在察觉到其在工作中的投入与结果和其他人相比有所不同时，会产生不同的心理感受，这一比较结果也将直接影响其后期的工作积极性。^[41]即个体在与他人比较时，如果发现所得不甚合理，将会产生心理不平衡和不公平感，而不公平感将直接导致其工作参与积极性降低。由此，社会公平感成为预测个体行为的重要变量^[42]，同时也是解释个体公共参与行为的重要心理变量。^[5]一般来说，感知到社会公平的个体将会对社会发展持积极态度，从而更加倾向于公共参与；而产生不公平感的个体将会心理不平衡，因而更有可能采取消极的态度来对待公共参与，参与的积极性会降低。

根据这些原理可知，女性个体的社会公平感将会很大程度上影响其公共参与。社会公平感较低将阻碍个体进行公共参与，当个体认为自身处于不公平的社会环境中且无力改变时，将通过减少参与志愿服务活动等亲社会行为，获得心理安慰和心理平衡。而高社会公平感将不断强化个体对社会公平的主观认知。为了维持理想世界中社会公平的状态，个体将会在公共参与方面呈现出积极正向的参与状态，即高社会公平感会使女性更加积极地进行公共参与。基于此，本研究提出以下研究假设：

社会公平感对女性公共参与有正向影响，社会公平感越高，女性公共参与度就越高。

三、数据来源与研究方法

(一) 数据来源

本研究所使用的数据来源于中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目——“中国社会状况综合调查”( Chinese Social Survey，CSS)2021年(CSS2021)的调查数据。该调查项目系统、全面收集了多层次的数据，具有较强的代表性。

本研究根据研究需求，保留被测对象的个人基础信息、社会公正以及公共参与三大模块的问卷部分。此次调查数据共有10136个样本，为保证研究数据的有效性，本研究剔除含有缺失值的无效样本以及对问题中“不好说”、“不清楚”以及“拒绝回答”等样本之后，最终保留了3649份成年女性有效样本。同时，考虑到已有研究所得出的影响女性公共参与的因素，本研究选取年龄、政治面貌、教育程度、户口性质、工作情况、主观社会经济地位、婚姻状况、家庭收支情况作为人口统计学变量，其描述性统计结果见表1。

(二) 变量说明

1. 被解释变量

被解释变量为女性公共参与。公共参与指的是居民在公共生活领域的参与。女性公共参与指女性个体以某种方式参与和介入公共事务、志愿服务等公共活动当中，促进社会可持续发展的过程，主要体现为对社会政治活动的参与。基于CSS2021的问卷题目和研究需要，本研究选取了“社会参与/政治参与”部分的“最近2年，您是否参与过下列事情”这一题项下的10项基本活动(除宗教活动)作为女性公共参与的主要内容。对题项的回答分别操作化为“0=未参加，1=参加”。之后将其加总，重新编码为女性总体的公共参与，采用计数方式，参加1项计为“1”，以此类推，公共参与程度最高为“10”。被解释变量描述统计信息见表2。

2. 核心解释变量

核心解释变量为社会公平感。社会公平是一种客观现实，也是一种主观认知。本研究所界定的社会公平感是个体对于社会公平的一种主观感知，是关于“社会是否公平”的主观判断，即自身对应该达到的公平和现实中的公平两者之间关系的看法。参考肖越对于社会公平感的研究^[43]，并且根据CSS2021的调查数据，本研究将选取调查问卷中“社会信任和社会公平”部分的“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”这一题项进行直接测量。采用10点计分法，“1”为“非常不公平”，“10”为“非常公平”。核心解释变量描述统计信息见表2。

3. 控制变量

本研究所纳入的控制变量主要是人口学变量，包括个体基本特征层面以及家庭生活层面。因此，本研究在个体层面将年龄、政治面貌、教育程度、户口性质、工作情况以及主观社会经济地位等变量作为控制变量纳入其中；在家庭生活层面，将婚姻状况、家庭收支情况等变量纳入其中。控制变量的描述统计信息详见表1。

(三) 分析策略

首先，将对女性公共参与和社会公平感进行描述统计分析，以了解女性社会公平感和公共参与的现状；其次，分析社会公平感和女性公共参与之间的相关关系；最后，通过负二项回归分析，建立模型，确定社会公平感及其他控制变量对女性公共参与的影响。拟通过研究，探究女性公共参与的影响因素，进而了解女性在公共参与方面的需求，明确社会公平感对女性公共参与的影响程度，从而有针对性地结合女性的社会资本和自身社会公平感等因素为其公共参与提供切实可行的对策建议。

四、实证结果分析

(一) 女性公共参与和社会公平感的现实情况

基于研究需要，将女性公共参与和社会公平感的得分转换为z分数(标准分数)，以z>1，-1$\leqslant $z$\leqslant $1，z<−1作为划分标准，将被测对象分为高、中、低三个组。表3的调查数据显示，在3649个女性样本中，处于低公共参与程度组的女性多达2420人，为总样本的66.3%，而处于高参与程度组的仅有293人，占比为8%。以上数据表明，较多女性的公共参与程度处于较低状态。从女性公共参与的中位数(M=0)来看，女性总体的公共参与程度普遍较低，有半数以上的女性处于较低的公共参与状态。如表3所示，处于中社会公平感组的女性最多，共有2177人，占总样本的59.7%；其次是低社会公平感组，为825人，占比为22.6%；高社会公平感组的女性有647人，占比为17.7%；女性社会公平感得分均值为6.96。可见，女性社会公平感得分处于中等偏上水平，大多数女性认为社会处于较为公平公正的状态。

(二) 社会公平感对女性公共参与影响的负二项回归分析

为了确定社会公平感对女性公共参与的具体影响，本研究将采用负二项回归模型展开回归分析。本研究的被解释变量公共参与是一个计数变量，取值是非负整数，且数据呈现出明显的偏态分布，不符合OLS(Ordinary Least Square)回归所需的正态分布的前提条件，因此应当使用泊松回归或负二项回归进行分析。但是泊松回归需要符合等离散条件，即因变量的条件方差应当等于条件期望，在实际应用中较难满足。在实际应用中，因变量的条件方差往往大于条件期望，即过度离散。通过离散趋势检验可知，本研究中因变量公共参与的数据呈现过度离散现象，应当使用负二项回归而非泊松回归。并且通过共线性诊断可知，自变量之间不存在多重共线性，所以可进行负二项回归分析。首先纳入所有控制变量作为基准模型(模型1)，接着纳入核心自变量社会公平感(模型2)。具体分析结果见表4。

表4显示，在控制相关变量后，社会公平感对女性公共参与仍存在显著正向影响(p=0.023，p<0.05)，即社会公平感越高，女性公共参与程度也越高，因此研究假设成立；政治面貌(p=0.000，p<0.01)、教育程度(p=0.000，p<0.05)、主观社会经济地位(p=0.000，p<0.05)以及婚姻状况(p=0.000，p<0.05)在模型中具有统计学意义，与女性公共参与相关，而年龄、户口性质、工作情况以及家庭收支对女性公共参与没有显著影响。根据已有研究，将采用IRR系数(发生率之比)来解释统计结果。分析可知，在其他条件不变的情况下，社会公平感高的女性是较低女性的1.021倍，即社会公平感每增加一个单位，女性公共参与发生率将增加2.1%(IRR=1.021, 95%)；政治面貌为中共党员的女性公共参与发生率是非中共党员的1.31倍(IRR=1.31, 95%；CI：1.210~1.417，p<0.001)；教育程度为高中/中专/职高的女性公共参与发生率是初中及以下女性的1.253倍(IRR=1.253, 95%；CI：1.145~1.370，p<0.001)，大学及以上的女性公共参与发生率是初中及以下女性的1.348倍(IRR=1.253, 95%；CI：1.145~1.370，p<0.001)；主观社会经济地位处于中等水平的女性公共参与发生率是主观社会经济地位较低女性的1.124倍(IRR=1.124, 95%；CI：1.049~1.204，p<0.001)，主观社会经济地位处于上等水平的女性公共参与发生率是主观社会经济地位较低女性的1.385倍(IRR=1.385, 95%；CI：1.258~1.524，p<0.001)；已婚女性的公共参与发生率是未婚女性的0.85倍(IRR=0.85, 95%；CI：0.776~0.931，p<0.001)，而其他婚姻状态的女性与之相比对公共参与的影响并不显著。

(三) 社会公平感对女性公共参与影响的稳健性检验

为了进一步检验回归结果的稳健性，本研究通过改变样本量的方式来检验回归结果。首先利用SPSS软件随机抽取约50%的样本(样本减半)，之后再对其进行负二项回归分析(见表5)。结果显示，在减少一半样本量之后，社会公平感仍然显著正向影响女性公共参与(p=0.035，p<0.05)，与前文回归分析结果基本一致。除了变量的显著性系数有所变化，与前文回归分析结果不一致以外，其他的显著性及相关系数基本一致，但显著性系数的变化可能是由于样本容量压缩从而使信息有所压缩导致的，因此仍然能够说明已有回归结果的稳健性。

五、结论与讨论

上述分析结果证实了本研究的研究假设，即社会公平感显著正向影响女性公共参与，同时也检验了部分人口学变量对女性公共参与的影响效应。而这一实证结果蕴含着哪些含义？其原因是什么？本研究就上述研究发现展开分析和讨论。

第一，我国女性整体公共参与水平较低，而其社会公平感则处于中上水平。本研究与已有研究的结论一致。女性公共参与水平较低的原因可能是，受长期以来社会性别不平等文化和父权制结构的影响，和男性相比，女性公共参与较少，由此导致其参与意识不强，参与积极性较低，认为多数公共事务仅限于男性参与(如同以往村里投票选举时仅有家中成年男性拥有投票权，女性鲜少参与其中，不自觉习以为常)。多年来形成的观念已固化，改变也不是一朝一夕的事情。而女性的社会公平感处于中上水平的可能原因是，受传统性别文化建构的影响，女性大多富有同情心，并且正直善良，对社会的信任程度较高，也更倾向于相信世界是公平的。

第二，社会公平感对女性公共参与有显著正向影响。已有研究表明，社会公平感能够预测个体的行为意愿^[5]，本研究也印证了这一说法，且在干扰因素的影响下，该结论依然成立。由此展开猜想，公平信念将驱动女性公共参与的积极性。其主要原因是，高社会公平感的女性坚信社会是公平的，并且为了维持社会公平，从而维护女性的权益，其会积极进行公共参与，以促进社会的和谐发展；而低社会公平感的女性在感知到社会不公平时，会不可避免地产生无力感，其公共参与的积极性也会随之降低。与男性相比，女性更倾向于为了维持心中社会公平的信念而积极采取公共行动，尤其是一些志愿服务活动，呼吁和倡导社会公平。因此，社会公平感是影响女性公共参与的重要因素。

第三，本研究也识别出其他因素对于女性公共参与的影响，并对已有研究给出的影响女性公共参与的部分因素进行了验证。研究发现，政治面貌、教育程度以及主观社会经济地位等因素均对女性公共参与产生显著影响。拥有中共党员身份的女性公共参与程度较高，主要因为党员身上肩负着推进民主政治建设的责任，其具有政治信仰和政治知识，集体意识和责任心较强，因此会更多地介入公共事务当中，尽全力为人民谋利益。与教育程度较低的女性相比，教育程度较高的女性公共参与程度较高，主要是因为教育程度较高的女性文化素质也更高，具备较为丰富的民主知识，对公共参与的目的和内涵有较为正确的认识，对公共参与的程序也有一定了解。并且在接受更高层次教育之后，女性具备了一定批判性思考能力，主体意识有所觉醒，因此其公共参与的意识和能力也会有所提高。相较于主观社会经济地位较低的女性，主观社会经济地位较高的女性参与公共事务的可能性更大，主要是因为主观社会经济地位较高女性的文化素质相对较高，知识更丰富，所具备的能力也更强，并且其从事的职业或许和公共事务相关，对公共事务的关注和参与也就会更多。相比于未婚女性，已婚女性公共参与程度较低。其主要原因是已婚女性在家庭照料上所花费的时间和精力更多，因此其对公共事务的关注和参与就相对较少。而未婚女性中受过良好教育者居多，通常来说权利意识与已婚女性相比会更加突出，因而公共参与的意识更强，积极性也更高。

基于上述结论和发现，本研究提出六点对策建议。第一，健全和完善社会公平体系，促进女性民主参与权利平等化。^[44]一方面，国家要加强制度建设，完善法律法规，保障女性参与权利的平等化。另一方面，要注重对女性参与意识和参与能力的培育，提高女性的主体性意识。第二，优化党员性别结构，提高女性的政治地位。党组织要完善发展党员工作条例，积极推动女性入党，有意识地培养女性党员干部；发挥党员同志的带头作用，加强党群互动。第三，完善相关法律法规，保障女性平等受教育权利。国家应完善法律法规，保障女性平等合法受教育权利的落实；积极协调社会力量推动女性教育事业发展。第四，积极推进女性就业，保障女性劳动就业权益。^[45]国家应该完善法律法规，保障女性的劳动就业权益；各政府部门要制定和出台政策措施，积极推进女性就业；全社会要共同营造良好的就业氛围，促进女性平等参与职场竞争。第五，构建支持体系，促进两性平等。在保护女性权利的同时，也要注重构建女性的社会支持体系，将困在家庭事务中的女性解放出来；积极推动性别平等，推动男性向私领域拓展，鼓励男性更多地参与到家庭事务当中，营造良好的性别平等氛围，助推女性保持公私领域参与的平衡。第六，发挥社会工作的力量，助推女性公共参与。社会工作可以通过专业的手法进行赋权增能，以培养女性的批判意识与能力；进行政策倡导，以提供女性公共参与的渠道；链接资源，以推进女性的社会网络建构。^[30]此外，社会工作也可以通过协调各方营造公平的社会氛围，提升女性的社会公平感。

本研究分析了社会公平感对女性社会参与的影响机制，其理论贡献在于加深了我们对社会公平感与女性公共参与之间关系的理解，为从社会公平感这一理论视角对女性公共参与展开研究讨论提供了新的思路和借鉴。本研究对社会公平感与女性公共参与影响的验证不仅拓展了女性公共参与的影响路径研究，而且进一步丰富了社会公平感的理论研究。以后还应在以下三个方面继续推进。第一，本研究对核心被解释变量公共参与的操作化较为简单，并没有区分公共参与的不同类型，如制度性参与或非制度性参与，或者划分其他不同类型，未来可以将公共参与类型化，探讨社会公平感对不同类型公共参与的影响效应是否有方向性和程度性变化。第二，本研究仅使用2021年的截面数据，未来有必要考虑展开纵向实证研究，选用面板数据，以增强变量逻辑关系的可靠性。研究中部分变量的指标受限，未来可自主设计问卷，以更加准确地确定变量的内涵。第三，本研究仅单纯探究自变量社会公平感对因变量女性公共参与的影响效应，未来可考虑引入社会资本、自我效能感或社会支持等相关变量，更全面地探析社会公平感对女性公共参与的影响机制。