農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的性別差異研究——基于CGSS2010年調(diào)查數(shù)據(jù)

劉兵(山東大學(xué) 哲學(xué)與社會(huì)發(fā)展學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的性別差異研究——基于CGSS2010年調(diào)查數(shù)據(jù)

劉兵(山東大學(xué) 哲學(xué)與社會(huì)發(fā)展學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

摘 要：利用2010“中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查”數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的性別差異進(jìn)行了研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體而言，男性比女性的社區(qū)政治參與積極性要高；年齡對(duì)其社區(qū)政治參與積極性并無明顯的性別差異。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村留守青年；政治參與；性別差異

中圖分類號(hào)：C912.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：碼：A

文章編號(hào)：號(hào)：1671|816X(2015)01|0018|04

收稿日期：2014-10-24

作者簡(jiǎn)介：劉兵（1990-），男（漢），山東濟(jì)南人，碩士研究生，主要從事農(nóng)村社會(huì)學(xué)和社會(huì)工作實(shí)務(wù)工作方面的研究。

Abstract:Using the data of CGSS2010, we do the research on the gender difference of left-behind rural youth's participation in community politics. The results showed that males are more likely to participate than females. There is no significant gender difference on age in political participation in the rural areas.

On Gender Difference of Left-behind Rural Youth's Participation in Community Politics

LIU Bing

(SchoolofPhilosophyandSocialDevelopment,ShandongUniversity,JinanShandong250100,China)

Key words:Left-behind rural youth; Political participation; Gender difference

一、研究背景與文獻(xiàn)回顧(一)研究背景

黨的十八大和十八屆三中全會(huì)提出要加強(qiáng)社區(qū)建設(shè)，鼓勵(lì)和支持居民社區(qū)參與。社區(qū)政治參與作為社區(qū)參與的重要組成部分，反映了居民對(duì)社區(qū)建設(shè)的熱情與支持。所謂社區(qū)政治參與是指“個(gè)人和各種社會(huì)集團(tuán)積極參與到對(duì)其生活產(chǎn)生影響的政治過程中來”。[1]具體而言，在我國(guó)社區(qū)政治參與主要通過民主選舉、民主決策、民主管理和民主監(jiān)督來實(shí)現(xiàn)。

農(nóng)村留守青年①本文所指農(nóng)村留守青年主要參考國(guó)內(nèi)學(xué)者觀點(diǎn)和青年聯(lián)合會(huì)制定的青年年齡標(biāo)準(zhǔn)，指年齡在18~40周歲的具有農(nóng)業(yè)戶籍且居住在農(nóng)村未入城務(wù)工的人群。是農(nóng)村社會(huì)發(fā)展和農(nóng)村社區(qū)建設(shè)的中堅(jiān)力量，是農(nóng)村政治活動(dòng)的主體。農(nóng)村青年實(shí)現(xiàn)社區(qū)政治參與具有一定的價(jià)值，“它是農(nóng)村基層民主政治建設(shè)的需要，是培育社區(qū)歸屬感的基本途徑，是成長(zhǎng)為合格的現(xiàn)代‘政治人’的需要，是青年從村民轉(zhuǎn)變?yōu)楣竦钠瘘c(diǎn)”。[2]對(duì)農(nóng)村留守青年進(jìn)行研究，特別是對(duì)影響其社區(qū)政治參與的影響因素進(jìn)行分析探究，對(duì)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)、社會(huì)主義政治建設(shè)，特別是基層民主自治建設(shè)，都有一定的推動(dòng)作用。

(二)文獻(xiàn)回顧

回顧學(xué)術(shù)界關(guān)于社區(qū)政治參與的研究，主要是從政治學(xué)和社會(huì)學(xué)角度出發(fā)對(duì)不同群體的社區(qū)政治參與及其影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。早在2000年，馬衛(wèi)紅等基于上海市城市居民委員會(huì)組織體制研究的數(shù)據(jù)對(duì)上海市居民社區(qū)參與意愿影響因素進(jìn)行了量化分析，認(rèn)為“居民的社區(qū)參與意愿受到其個(gè)人背景，其所處的社區(qū)環(huán)境的影響”[3]較大。許漢澤、徐明強(qiáng)基于CGSS2005的數(shù)據(jù)，“運(yùn)用Binary Logistic回歸模型對(duì)我國(guó)城市居民社區(qū)政治參與的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分

析，發(fā)現(xiàn)年齡、社區(qū)類型、是否黨員、單位性質(zhì)和階層認(rèn)同因素對(duì)居民社區(qū)居委會(huì)換屆選舉的投票行為影響顯著”。[4]也有學(xué)者對(duì)城市老年人、入城農(nóng)民工、農(nóng)村留守婦女等特殊群體的社區(qū)政治參與及其影響因素進(jìn)行了研究。其中，曹海林通過對(duì)蘇北二村的調(diào)查研究指出，“留守青年作為村莊政治的重要參與主體，其政治參與仍未達(dá)到有序化、理性化程度”。[5]趙寶愛對(duì)農(nóng)村留守青年的社區(qū)政治參與進(jìn)行了質(zhì)性分析，認(rèn)為農(nóng)村留守青年“在社區(qū)政治選舉、決策、管理、監(jiān)督以及黨團(tuán)活動(dòng)等層面上的參與比較被動(dòng)，其主要原因在于傳統(tǒng)習(xí)俗的排擠、政治組織支持不夠、家庭阻力等，解決問題的關(guān)鍵在于個(gè)人提高參與信心、完善正式社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)”。[2]

縱觀學(xué)術(shù)界對(duì)社區(qū)政治參與的研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)村留守青年這一特殊群體的研究較少，且大部分以質(zhì)性研究為主，較少進(jìn)行量化分析?！霸S多社會(huì)現(xiàn)象的性別差異非常普遍，因此性別因素是分析社會(huì)現(xiàn)象時(shí)考量群體差異及社會(huì)變化的最主要因素之一?！盵6]本文在學(xué)者過往研究的基礎(chǔ)上，利用CGSS2010數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的性別差異進(jìn)行研究。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系和香港科技大學(xué)社會(huì)科學(xué)部合作主持的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，縮為CGSS)2010年的數(shù)據(jù)。CGSS2010采用多階分層概率抽樣設(shè)計(jì)，其調(diào)查點(diǎn)覆蓋了中國(guó)大陸所有省級(jí)行政單位。在全國(guó)一共調(diào)查480個(gè)村/居委會(huì)，每個(gè)村/居委會(huì)調(diào)查25個(gè)家庭，每個(gè)家庭隨機(jī)調(diào)查1人，總樣本量約為12 000個(gè)。最終實(shí)際完成樣本量11 783個(gè)，通過數(shù)據(jù)篩選和處理，其中農(nóng)村留守青年樣本量為1136個(gè)，占總樣本量的9.64%。樣本覆蓋我國(guó)東中西廣大農(nóng)村地區(qū)，其中有效樣本中，東部農(nóng)村地區(qū)占31.86%，中部農(nóng)村地區(qū)占38.97%，西部農(nóng)村地區(qū)占29.17%，與農(nóng)村留守青年在全國(guó)的地區(qū)分布基本一致，樣本的代表性很強(qiáng)。

(二)研究假設(shè)

米爾布拉思和戈?duì)栒J(rèn)為個(gè)人的政治參與行為主要受以下四個(gè)方面因素的影響：政治刺激、社會(huì)地位、個(gè)性特征、政治環(huán)境。除此之外，個(gè)人所擁有的技能、資源和信仰也是影響政治參與的重要變量。“所謂社會(huì)地位，是指一個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征。實(shí)證資料表明，不同社會(huì)身份同樣會(huì)影響公眾的參與態(tài)度和參與形式?！盵7]人們一般會(huì)認(rèn)為，男性的參與水平要高于女性。但帕里和莫依瑟經(jīng)過調(diào)查后卻發(fā)現(xiàn)，在今天的英國(guó)，男女之間在政治參與行為方面的差別已微乎其微，“相對(duì)而言，女性在政黨競(jìng)選及投票之類的集體行動(dòng)中，顯得比男性更為積極”。[8]基于政治參與理論國(guó)外已有研究，我們做出如下假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與存在性別差異，男性參與積極性高于女性。

除了性別因素之外，社區(qū)政治參與也受其他因素的影響，比如年齡，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：農(nóng)村青年群體中，年齡越大，對(duì)社區(qū)政治參與越積極。

筆者認(rèn)為，年齡因素對(duì)社區(qū)政治參與情況，存在性別差異，即：

假設(shè)3：年齡因素對(duì)男性社區(qū)政治參與積極性的影響大于女性參與積極性的影響。

三、變量與模型設(shè)計(jì)

(一)變量

1.因變量

本研究關(guān)心的是農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的性別差異，投票是反映村民社區(qū)政治參與的一個(gè)有效測(cè)量尺度，因此選擇村民近三年在村委會(huì)換屆選舉中投票情況為因變量，由其產(chǎn)生二分類變量(是=1)。

2.性別變量。統(tǒng)計(jì)模型中性別是一個(gè)虛擬變量(男性=1)。

3.年齡變量。統(tǒng)計(jì)模型中年齡是一個(gè)連續(xù)變量。以往研究通常對(duì)年齡進(jìn)行平方化處理，以檢驗(yàn)?zāi)挲g與因變量之間是一種曲線關(guān)系(U型或倒U型)，但是此處筆者發(fā)現(xiàn)年齡與是否投票之間是一種線性關(guān)系，因而沒有對(duì)其進(jìn)行平方化處理。

4.控制變量

除以上變量之外，本研究還控制了家庭年收入、婚姻狀況、房屋產(chǎn)權(quán)等3個(gè)可能影響社區(qū)政治參與或性別參與差異的因素。家庭年收入是指被訪家庭2009年全年的總收入，是其經(jīng)濟(jì)狀況的體現(xiàn)，不同的經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)影響到其他政治參與狀況。本文對(duì)收入取對(duì)數(shù)，以便使其接近正態(tài)分布。*本文關(guān)于收入數(shù)據(jù)的處理，是在剔除極值后使用的；在數(shù)據(jù)處理過程中發(fā)現(xiàn)，對(duì)收入進(jìn)行分類處理后分析，對(duì)因變量影響不顯著，而直接取對(duì)數(shù)即符合常理，對(duì)因變量影響也顯著。房屋產(chǎn)權(quán)是指房屋產(chǎn)權(quán)是否屬于被訪者，在農(nóng)村，它體現(xiàn)了被訪者在家庭中的地位，是否具有一定獨(dú)立自主性，它是一個(gè)虛擬變量(是=1)。婚姻狀況按照是否處于婚姻狀態(tài)，處理成為一個(gè)二項(xiàng)虛擬變量(處于婚姻狀態(tài)=1)。*本文將已婚和分居歸類為處于婚姻狀態(tài)中，將未婚同居離婚以及喪偶?xì)w類為處于非婚姻狀態(tài)。

(二)模型設(shè)計(jì)

本研究的數(shù)據(jù)分析分為兩部分。第一部分是描述統(tǒng)計(jì)分析，主要目的了解各變量的基礎(chǔ)情況。第二部分，運(yùn)用Binary Logistic回歸模型分析變量對(duì)社區(qū)政治參與積極性的影響作用，同時(shí)通過性別變量與年齡變量的交互作用，檢驗(yàn)其性別差異。

四、分析結(jié)果(一)描述統(tǒng)計(jì)分析

表1展示了本研究所使用自變量和因變量的基本情況。有41.5%的農(nóng)村留守青年參與了近三年(指2007~2009年)的村民選舉。男性占被分析對(duì)象的41.8%，因大部分男性外出務(wù)工，農(nóng)村留守青年中女性要比男性稍多一些。被分析對(duì)象平均年齡為32歲，家庭年均收入在4萬左右，75.9%的為在婚狀態(tài)，32.3%有自己的房屋產(chǎn)權(quán)。

表1　變量的描述統(tǒng)計(jì)

注：括號(hào)里的數(shù)字是標(biāo)準(zhǔn)差

(二)社區(qū)政治參與的決定因素與性別差異分析

通過運(yùn)用Binary Logistic回歸模型，對(duì)農(nóng)村青年社區(qū)政治參與的影響因素進(jìn)行分析，形成三個(gè)模型：只包含控制變量的模型一、加入主效應(yīng)變量后包含全部變量的模型二、進(jìn)行性別與年齡交叉的模型三。

表2　各因素對(duì)社區(qū)政治參與的影響及性別差異

注：1.*、**、***分別表示在10%、5%、1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；2.括號(hào)里的數(shù)字是標(biāo)準(zhǔn)差。

在模型一中，我們發(fā)現(xiàn)控制變量中的房屋產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況、家庭收入(對(duì)數(shù))對(duì)農(nóng)村青年社區(qū)政治參與都有一定的影響。其中房屋產(chǎn)權(quán)變量(0.403)在5%的水平上顯著，說明擁有房屋產(chǎn)權(quán)的農(nóng)村青年比沒有房屋產(chǎn)權(quán)的農(nóng)村青年在社區(qū)政治參與中更加積極；婚姻變量(0.621)在1%的水平上顯著，說明在婚的農(nóng)村青年比非在婚的農(nóng)村青年在社區(qū)政治參與中更加積極；家庭收入對(duì)數(shù)變量(-0.225)在1%的水平上顯著，說明家庭收入對(duì)農(nóng)村青年社區(qū)政治參與有一定的影響。

比較模型一和模型二，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)加入性別和年齡兩個(gè)主效應(yīng)變量之后，決定系數(shù)R2由0.030變?yōu)?.061，說明模型得到了明顯的改善，模型二要比模型一更好。具體來說，控制了其它因素之后，性別的效應(yīng)是正的，且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與存在性別差異，男性參與積極性高于女性。通過計(jì)算(OR=exp(0.528)=1.7)，我們可以得出，在控制其他變量的情況下，在農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與中，男性參與的幾率是女性參與機(jī)率的1.7倍。與常識(shí)經(jīng)驗(yàn)一致，而與前文提到的帕里和莫依瑟的調(diào)查結(jié)果是不一致的。在中國(guó)具體的國(guó)情和實(shí)際情況下，要具體分析，不可按照西方的調(diào)查結(jié)果一概而論。另外，在控制其他因素后，年齡的效應(yīng)也是正的，并且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)村留守青年群體中，年齡越大，對(duì)社區(qū)政治參與積極性越高。通過計(jì)算(OR=exp(0.0759)=1.08)，我們可以得出，在控制其他變量的情況下，年齡每增加1歲，農(nóng)村留守青年的社區(qū)政治參與積極性的機(jī)率就會(huì)增加8%。因此，模型二的結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)1和研究假設(shè)2。

模型二與模型三中，本文對(duì)性別與年齡進(jìn)行了交互分析。模型三與模型二的決定系數(shù)并無變化，顯示結(jié)果并不明顯。說明年齡因素對(duì)農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的積極性并無顯著的性別差異。所以假設(shè)3并沒有得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

本文利用CGSS2010數(shù)據(jù)，從性別角度對(duì)農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的積極性進(jìn)行了分析和研究。這不僅可以從一個(gè)側(cè)面了解我國(guó)農(nóng)村留守青年現(xiàn)階段的政治觀念狀況，從某種意義上說，也填補(bǔ)了前人研究的空缺，使本文對(duì)政治觀念的研究有更加多維的比較視角和分析方向。本研究的結(jié)果可以歸結(jié)為以下幾點(diǎn)：

本文的研究表明，現(xiàn)階段，農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與存在性別差異，男性參與積極性高于女性；且年齡上也存在差異，一般年齡越大，對(duì)社區(qū)政治參與的積極性就越高。針對(duì)農(nóng)村留守青年社區(qū)政治參與的現(xiàn)狀，建議在農(nóng)村民主進(jìn)程的推動(dòng)中，要更加重視女性社區(qū)參與意識(shí)的提升，運(yùn)用多種方式保障女性群體在民主參與中的地位；同時(shí)，更加注重低齡青年人群的政治參與，避免政治參與中的年齡斷層。

本研究主要是關(guān)于性別差異的研究，但在數(shù)據(jù)分析結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，理論和假設(shè)并不一致。一方面原因可能是因?yàn)闃颖具x擇不可避免的存在一定的誤差；另一方面，可能因?yàn)樵谵r(nóng)村留守青年群體中，年齡因素對(duì)其政治參與的積極性并無性別差異。但這需要更多更準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)支持和后續(xù)的研究。

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(編輯：程俐萍)