鄉遷徙背景下影響農村青年參與公共事務的因素
——基于CGSS2017年數據的實證分析

文/中共浙江省委黨校 王井 鄭吉祥

改革開放以來，受地理空間位置以及我國城鄉二元結構的影響，城市逐步發展成為經濟、政治、文化、社會的中心。1978年以來，農村改革不斷深入，尤其是家庭聯產承包責任制使得農村勞動力漸漸得到解放，出現富余。本文基于中國社會調查（CGSS）2017年的調查數據，選取有代表性的指標對農村青年參與公共事務的影響因素進行分析，具體考察在城鄉遷徙背景之下，遷徙年限如何通過不同信息傳播類型（新、舊媒介和橫向、縱向社會關系網絡）影響農村青年參與公共事務，由此評估和預測農村青年參與公共事務的發展趨勢，進而實現整個社會的有效治理。

一、基于城鄉遷徙的視角分析及研究

基于城鄉遷徙背景分析，我們必須承認一個事實，即城市與農村之間的地理空間距離是現實存在的，遷徙時長也是現實存在的。城市作為不同媒介信息傳播的中心，從古至今在傳播行為及傳播效果中起著重要作用，隨著城鎮化進程的加快，城鄉之間的交通網絡愈加發達，信息化技術的廣泛應用導致城市作為信息傳播中心的作用日益加強。社會公眾充當城鄉地理時空中傳播信息的實踐者。農村青年受城市的拉力作用以及農村的推力作用，在城鄉交流中逐漸作為傳播媒介，發揮著信息傳播的作用，依托頻繁的城鄉交流，基于社會現實，城鄉地理時空差異并未使實體空間和缺場空間的公眾參與行為割裂開來，對農村社會結構變遷方面產生巨大的影響。

在城鄉遷徙背景之下的遷徙年限是社會變化的一個解釋變量，社會群體遷徙時間越長，社會經驗、人生閱歷以及社會關系網絡等都會發生變化。另外，不同媒介類型不一，其傳播效果存在差異，影響公眾社會行為和態度的程度也各不相同。本文采用多重中介模型，基于城鄉遷徙背景，結合已有研究的新舊媒介的使用以及社會關系網絡的視角，提出以下研究假設：

假設1：遷徙年限對農村青年參與公共事務的態度和行為具有直接影響。

從經驗理論來講，隨著遷徙年限的增長，農村青年融入城市程度會更高，因此參與公共事務的行為會更頻繁，態度也會更加積極。

假設2：遷徙年限通過農村青年舊媒介使用對參與公共事務治理有著間接效應，而且舊媒介在其中起著積極作用。

新舊媒介的分類依據是信息流動是否具有雙向性和“把關人”地位強弱，舊媒介包括電視、廣播、報紙、雜志，對傳播內容能夠進行篩選，具有單向傳播的特點，對社會公眾的行為具有導向作用。

假設3：遷徙年限通過農村青年新媒介使用對參與公共事務治理有著間接效應，而且新媒介在其中起著積極作用。

新媒介包括以互聯網技術應用為代表的新興媒體，信息流動具有雙向性，信息生產者是社會公眾自身，農村青年可在互聯網上提出自己對社會公共事務治理的意見和建議，在一定程度上導致農村青年參與公共事務的積極性提升。

假設4a：遷徙年限通過橫向社會關系網絡對農村青年參與公共事務有著間接效應，具有積極作用。

假設4b：遷徙年限通過縱向社會關系網絡對農村青年參與公共事務有著間接效應，也具有積極作用。

已有研究表明，社會關系網絡對公眾參與公共事務是有影響的，社會關系網絡為橫向關系網絡和縱向關系網絡兩方面，社會關系網絡越豐富，表明其與外在聯系越密切，所接觸到的信息就越多，公民意識越強，社會認同感也就越強，就越有傾向參與社會公共事務。

二、數據與變量測量

（一）變量設定。包括如下幾個方面：

1.因變量。本研究數據來源于CGSS2017年的調查數據，該調查由中國人民大學中國調查與數據中心負責執行，該調查采用多階段分層概率抽樣方法，全面收集社會、社區、家庭、個人多個層次的數據，總結中國社會結構變遷的趨勢，樣本總量為12582個，進入模型分析的樣本數為581個。農村青年參與社會公共事務治理形式多樣，本文將因變量設定為農村青年參與公共事務行為和態度的頻次。通過居民問卷A部分政治參與行為與態度版塊5道題項“上次居委會選舉/村委會選舉，您是否參與了投票？”“請問您是不是工會會員？”“如果有人在公共場所發布批評政府的言論，政府不應該干涉，您同意嗎？”“生多少孩子是個人的事，政府不應該干涉，您同意嗎？”“在哪里工作和生活是個人的事，政府不應該干涉，您同意嗎？”對這5道題目進行操作化，第1、2道題回答項為“是”，則其余選項默認為“否”。這里將“是”賦值為“1”，“否”賦值為“0”，第3、4、5道題將回答項為“完全不同意”和“比較不同意”賦值為“1”，其他選項賦值為“0”。考慮到研究的目的是公共事務參與的頻率，將公共事務參與分為兩類，即行為和態度（具體類型詳見表1和表2），前2道為行為，進行加總，取值范圍0～2；后3道為態度，進行加總，取值范圍從0～3，分數越高表示參與公共事務行為越頻繁，參與態度越積極。

表1 農村青年各類公共事務參與行為基本特征

參與情況（百分比）是否居委會/村委會選舉 581 25.4% 74.6%工會會員 581 4.2% 95.8%公共事務類別 樣本數

表2 農村青年各類公共事務參與態度基本特征

資料來源：中國綜合社會調查（2017年）

公共事務類別 樣本數參與情況（百分比）同意 不同意政府干涉公眾批評政府的言論 581 48% 52%政府干涉公眾生育意愿 581 57.8% 42.2%政府干涉公眾工作和生活 581 11.4% 88.6%

2.自變量。自變量是遷徙年限。假設在城鄉遷徙背景下，受訪者的遷徙年限也會影響其參與公共事務行為及其態度。根據問卷A部分遷移版塊題項“您是哪一年離開戶口登記地的？”以及受訪者的答項和問卷調查的時間，計算出農村青年的遷徙年限。

3.中介變量。第一是新舊媒介的使用情況，根據問卷A部分生活方式版塊的題項，受訪者對于報紙、雜志、廣播、電視、互聯網以及手機定制消息使用的頻率。根據媒介分類特點，將報紙、雜志、廣播、電視歸為舊媒介，將互聯網以及手機定制消息歸為新媒介，對受訪者的答項進行賦值：“從不=1”“很少=2”“有時=3”“經常=4”“非常頻繁=5”，將受訪者關于4項舊媒介的使用情況進行加總，取值為4～20。關于新媒介的使用情況用受訪者對于互聯網上網以及手機定制消息的頻率來定義，“從不=1，很少=2，有時=3，經常=4，頻繁=5”，二者進行加總，取值為2～10。第二是不同層級社會關系網絡情況，分為橫向關系網絡和縱向關系網絡，橫向關系網絡主要指受訪者與同自己位于同一等級群體之間的社會關系，根據問卷A部分生活方式版塊的2個問題“請問您與鄰居進行社交娛樂活動（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）的頻繁程度是：”和“請問您與其他朋友進行社交娛樂活動（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）的頻繁程度是：”，對受訪者的2個答項進行頻率加總，賦值為2～14，分數越高表示和鄰居及朋友聯系更為密切，其橫向關系網絡就越豐富；縱向關系網絡主要指受訪者與同自己在社會參與過程中能獲得相關資源支持的群體的社會關系，根據問卷A部分的題目“您認為您自己目前位于哪個等級上？”，根據答項取值1～10，1代表最底層，10代表最頂層，數值越大，表明階層越高，其縱向關系網絡就越豐富。

三、實證分析

（一）描述性統計。對自變量和中介變量的描述性統計包括變量名、樣本數、均值、標準差四項。詳情見表3：

表3 對自變量和中介變量的描述性統計

資料來源：中國綜合社會調查（2017）

變量名 樣本數 均值 標準差遷徙年限 581 9.03 6.927性別 581 1.5 0.5年齡 581 31.06 7.301婚姻狀況 581 0.64 0.481政治面貌 581 0.04 0.203受教育年限 581 11.21 3.541舊媒介使用 581 8.19 2.488新媒介使用 581 6.53 1.867橫向社會關系網絡 581 6.67 2.911縱向社會關系網絡 581 4.18 1.634

通過對以上581個樣本的描述性統計結果來看，在個人因素上，農村青年的遷徙年限均值為9.03年，這個將近十年的數字，見證了我國農村由封閉走向開放的特點。政治面貌以非黨員居多，這主要是因為我國農村人口基數大，農村青年黨員比例不高。在傳播媒介上，傳統媒體和新興媒體農村青年均應用的不是很多，均值分別為8.19和6.53，處于中游水平，還發現使用傳統媒體的頻率高于新興媒體，這主要是因為農村青年的受教育水平不高，其對互聯網新媒體等新興事物的接受和使用需要一個過渡期，生活方式上依舊會依賴于傳統媒體接收信息。在不同層級社交網絡上，農村青年在橫向和縱向社會關系網絡上的均值分別為6.67和4.18，橫向社會關系網絡處于中上游水平，縱向社會關系網絡處于中下層階段，這種情況符合中國當前的社會結構。橫縱向社會關系網絡是社會公眾在社會交往中形成的社會關系，均屬于社會資本中的一部分，社會資本越豐富，公眾從其中得到的資源支持才會更多，以上兩個數字表明諸多農村青年從橫向和縱向社會關系網絡中所獲得資源支持其實是少之又少的。

（二）研究結果?？刂谱兞?、中介變量對遷徙年限的效應詳情見表4。

表4 控制變量、中介變量對遷徙年限的效應

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。
資料來源：中國綜合社會調查（2017年）

變量名 模型1（線性回歸模型）回歸系數 標準誤差控制變量性別 -0.079* 0.491年齡 0.544*** 0.045受教育年限 0.074 0.085婚姻狀況 0.041 0.648政治面貌 -0.014 1.207中介變量舊媒介使用 0.01 0.102新媒介使用 -0.049 0.14橫向社會關系網絡 0.053 0.086縱向社會關系網絡 0.05 0.154

模型1在P＜0.001水平上顯著，通過模型1，觀察人口學等控制變量以及4項中介變量對農村青年遷徙年限的影響。發現在控制變量中，性別和年齡（p＜0.05）對遷徙年限有顯著性影響：在性別上，回歸系數為負值，表明男性相較于女性而言，遷徙年限會更長，我國的農村男性青年作為家庭中的勞動力，常年離開戶口登記地遷徙進城務工進行謀生，農村女性依舊更多的是以家庭主婦的狀態存在，照顧老人和小孩，遷徙在外擁有自己的工作少之又少，比較符合我國農村的傳統觀念“男主外，女主內”；在年齡上，回歸系數為正值，說明隨著年齡的增長，社會經驗日益豐富，思想會更加開放，對于外界的新鮮事物也更容易接受，尤其是進城務工，其遷徙年限也會隨之越長。

從表5的模型2可以看出，遷徙年限對農村青年公共事務參與行為并不存在顯著的相關性關系，其P值＞0.05，但年齡和政治面貌依舊對農村青年公共事務參與行為存在顯著的相關性關系。農村青年離開戶口登記地在外謀生，更多的是受到經濟因素的驅動，進城務工的年限并沒有對其公民意識和政治認同感產生多大影響，因此日常公共事務參與行為較少。在控制變量中，年齡對農村青年的公共事務參與行為具有顯著的相關性（回歸系數為0.143，p＜0.05），年齡越大，人生經驗越豐富。就政治面貌來看，政治面貌對農村青年的公共事務參與行為具有顯著的相關性（回歸系數為0.146，p＜0.001），黨員參與公共事務的態度更為積極，參與的行為更為頻繁，原因是作為黨員，常態化的理論學習必不可少，思想覺悟和政治覺悟在潛移默化過程中會更高，政治意識和權利意識會更強，同非黨員相比，參與公共事務的機會更多。

表5 遷徙年限對農村青年公共事務參與行為的直接和間接效應

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型3（多重中介效應分析模型）回歸系數 標準誤差 回歸系數 標準誤差自變量遷徙年限 -0.015 0.003 -0.0014 0.0025控制變量性別 -0.075 0.03 -0.0553 0.0298年齡 0.143* 0.003 0.0074* 0.003受教育年限 0.028 0.005 0.0031 0.0051婚姻狀況 0.044 0.039 0.021 0.0392政治面貌 0.146*** 0.073 0.2558*** 0.073中介變量(b)舊媒介使用 0.0083 0.0061新媒介使用 -0.0059 0.0085橫向社會網絡 0.0178*** 0.0052縱向社會網絡 -0.0085 0.0093遷徙年限經中介變量產生的間接效應(a*b)舊媒介使用 0.0001 0.0002新媒介使用 0.0001 0.0002橫向社會網絡 0.0006 0.0005縱向社會網絡 -0.0001 0.0002調整后R平方 0.041 0.354 0.2758 0.0761變量名模型2（OLS回歸模型）

表5的模型3在模型2基礎之上控制了人口學變量的情況下，加入了中介變量，考察遷徙年限變量通過新舊媒介使用、不同層級的橫縱向社會關系網絡等4項中介變量對農村青年參與公共事務行為的直接效應和間接效應。通過SPSS中Process命令運行的結果來看，模型3的P值＜0.001，通過顯著性檢驗?？刂谱兞恐械哪挲g和政治面貌依舊對農村青年的公共事務參與行為具有顯著性影響。另外，政治面貌在兩項模型中的回歸系數發生顯著增長，從0.146提升為0.2558，可以解釋政治面貌更多的是通過橫向關系網絡發揮作用。中介變量中的橫向關系網絡對農村青年的公共事務參與行為存在顯著的相關性關系，其回歸系數為0.0178，P值＜0.001，表明農村青年與自身相同階層的群體（鄰居、親朋好友等等）越熟悉，交流越頻繁，參與公共事務會更加頻繁。

從表6的模型4可以看出，遷徙年限對農村青年公共事務參與態度并不存在顯著的相關性關系，其P值＞0.05。但政治面貌依舊對農村青年公共事務參與態度存在顯著的相關性關系。從表6的模型5可以看出，在控制變量中，政治面貌對農村青年的公共事務參與態度具有顯著的相關性（回歸系數為0.3647，p＜0.05），黨員參與公共事務的態度更為積極。在中介變量中，舊媒介使用對農村青年參與公共事務的態度具有顯著的正相關關系，其回歸系數為0.0375，P值＜0.05。農村青年從傳統媒體中接收到各種訊息，使用越頻繁，其參與公共事務的態度就越積極，且起到一定的間接性中介效應。

表6 遷徙年限對農村青年公共事務參與態度的直接和間接效應

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型5（多重中介效應分析模型）回歸系數 標準誤差 回歸系數 標準誤差自變量遷徙年限 -0.043 0.006 -0.0051 0.0064控制變量性別 -0.041 0.075 -0.0738 0.0755年齡 0.056 0.008 0.0043 0.0076受教育年限 0.042 0.013 0.0123 0.013婚姻狀況 -0.051 0.099 -0.0882 0.0993政治面貌 0.085* 0.185 0.3647 * 0.1849中介變量(b)舊媒介使用 0.0375 * 0.0156新媒介使用 -0.0225 0.0215橫向社會網絡 -0.0129 0.0131縱向社會網絡 -0.0333 0.0236遷徙年限經中介變量產生的間接效應(a*b)舊媒介使用 0.0003 0.0005新媒介使用 0.0003 0.0005橫向社會網絡 -0.0004 0.0006縱向社會網絡 -0.0006 0.0006調整后R平方 0.005 0.893 0.1741 0.0303變量名模型4（OLS回歸模型）

對比模型3和模型5可以看出，政治面貌對于農村青年公共事務參與的態度比行為的影響更為顯著。從模型2和模型4看出，遷徙年限對農村青年的公共事務參與行為及其態度并無顯著的相關性關系，即假設1不成立。從模型3和模型5可以看出，新媒介使用以及縱向關系網絡對農村青年參與公共事務行為及其態度并無顯著的相關性關系，即假設3和假設4b不成立。綜上所述，只有假設2成立和假設4a成立。

四、結語

遷徙年限對農村青年參與公共事務的行為及態度并無直接的相關性關系。無論進城務工多久，農村青年更多的是考慮經濟層面的因素，公民意識和政治認同感并沒有因為居住地的流動而發生明顯的變化，他們的公民意識和政治認同感依舊比較低，自然而然參與公共事務的頻率比較低。橫向社會關系網絡和舊媒介的使用，在遷徙年限對農村青年參與公共事務行為及其態度影響中起到中介作用。

在鄉村振興戰略之下，在城鄉遷徙背景之下，要充分發揮農村黨支部的領導核心作用以及基層干部的帶頭作用，密切聯系群眾，借助現有的優勢條件，不斷彌補農村的劣勢之處，激勵農村青年積極參與鄉村公共事務以及整個社會公共事務的治理，落實貫徹好鄉村振興戰略。