居住流動性對青年社會參與意愿的影響

豆雪姣 譚旭運 楊昭寧

摘?要?采用問卷調查法，以332名青年為研究對象，探討居住流動性對社會參與意愿的影響及其心理機制。結果顯示：（1）青年的社會參與意愿總體上比較樂觀，不存在顯著的性別、年齡和城鄉(xiāng)差異，僅在本、外地戶籍上存在顯著性差異; （2）居住流動性與青年社會參與意愿呈顯著負相關; （3）地方認同在居住流動性對社會參與意愿的影響中起部分中介作用; （4）流動自主性在居住流動性和社會參與意愿之間具有調節(jié)作用，具體來說，居住流動性對青年社會參與意愿的消極影響僅在低流動自主性條件下顯著。研究表明，提升青年的地方認同感，鼓勵并支持青年群體在居住流動過程中充分發(fā)揮其自主性，可以有效提升高居住流動性青年的社會參與積極性。

關鍵詞?青年群體; 居住流動性; 社會參與意愿; 地方認同; 流動自主性

分類號?B849

1?問題提出

社會參與（social participation）是指社會成員在社會互動過程中，以某種方式參與、介入國家的政治、經(jīng)濟、社會、文化以及社區(qū)的公共事務從而影響社會發(fā)展的過程，包括人際交往、勞動參與、閑暇活動和社會互動等多種形式的活動（楊宜音，王俊秀，2013）。一般來說，社會參與既包括社會層面的事件和活動，也包括與他人相聯(lián)系的非正式、非制度化的社會互動，以及在參與過程中自身價值的體現(xiàn)（劉宏森，2018; 王兵，2012）。青年積極而廣泛的社會參與，既是社會發(fā)展的需要，也是青年群體自身發(fā)展的需要（時昱，沈德賽，2018）。明確影響青年參與各種社會生活事務意愿的具體因素和心理機制，是社會參與研究領域亟需探討的重要問題之一。

國內關于青年社會參與的影響因素研究中，主要分為個人因素（例如性別、年齡等人口學變量; 心理需求; 預期等）（韓晶，2003; 吳魯平，1994）和環(huán)境因素（例如國家政策和制度; 參與渠道和參與機制等）（劉宏森，2018; 羅志，2003）， 而很少考慮到社會生態(tài)因素對青年社會參與意愿的影響。作為心理學領域的一個新分支，社會生態(tài)心理學（socioecological psychology）可以巧妙地將一些遠端的宏觀因素用來解釋人們的心理現(xiàn)象和行為的發(fā)生（竇東徽， 石敏， 趙然， 劉肖岑， 2014; 何文廣， 宋廣文， 2012）。居住流動性（residential mobility）是近幾年頗受學者關注的一個社會生態(tài)因素，它是指人們在某一特定時間段內改變居住地的程度或頻次（Oishi，2014）。隨著現(xiàn)在年輕人租房現(xiàn)象的日益凸顯，搬遷住所已經(jīng)變得普遍。有調查顯示，“80后”“90后”租房青年的平均搬家次數(shù)超過4次，其中男性高于女性?！吨袊鲃尤丝诎l(fā)展報告2017》也指出，在今后較長一段時期，大規(guī)模的青年流動將是我國經(jīng)濟社會發(fā)展中的重要現(xiàn)象。因此，了解并探究我國轉型期影響青年社會參與的社會生態(tài)因素（例如居住流動性），對于準確把握我國青年社會參與的現(xiàn)狀并在此基礎上促進其積極有序地參與社會發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

已有大量研究發(fā)現(xiàn)，居住流動性直接影響著人們的社會心理和行為。比如高居住流動性的青年人更傾向于冒險和說謊行為，因為他們企圖從中獲取個人利益（Zuo，Huang，Cai， & Wang，2018）。有實驗研究表明，大學生在高居住流動性條件下比在低居住流動性條件下表現(xiàn)出更少的助人行為（Oishi et al.， 2007）。此外，在參與選舉投票方面，有研究者發(fā)現(xiàn)那些具有搬家經(jīng)歷的美國人投票率大大降低，并且搬遷距離越遠，投票率會越低（Highton，2000）。與居住穩(wěn)定性相比，居住流動性對居民自我報告的公民參與具有負向預測作用（例如，不愿意談論社區(qū)的需求，不會為改變社區(qū)而付出努力）（Kang & Kwak，2003）。其他研究表明，高居住流動性與高犯罪率和社區(qū)暴力有關（McGee，Wickes，Corcoran，Bor， & Najman，2011）。總之，這些研究結果表明，無論是助人等具有親社會性質的行為還是投票、社區(qū)參與等活動，居住流動性在預測個體社會參與行為意向方面都發(fā)揮著重要作用。因此本研究提出假設1：居住流動性越高，青年的社會參與意愿越低。

有研究發(fā)現(xiàn)，居住穩(wěn)定性是保障對所在地依戀或認同的重要前提，而居住流動性會導致對所在地較低的情感認同（Oishi，Talhelm，Lee，Komiya， & Akutsu，2015）。地方認同（place identity）是指個體與地方互動從而實現(xiàn)社會化的過程，這種特殊的社會化包含了情感、感知與認知等多種復雜的過程，通過這一過程，個體將自身定義為某個特定地方的一份子（朱竑，劉博，2011; Stedman，2002）。對于一個沒有搬遷經(jīng)歷或居住流動性較低的青年而言，由于居住時間較長使得他們更容易對該地方產(chǎn)生強烈的認同感。相比之下，那些需要頻繁搬遷而具有較高流動性的青年，則可能很難形成作為某地方成員的重要角色認同，也不易形成對該地方的歸屬感以及與其他居民之間的心理聯(lián)系（Oishi et al.， 2007）?？梢?，對居住地的認同感包含了在個體、群體、社區(qū)以及日常生活環(huán)境之間的一種復雜的情感紐帶或聯(lián)系（Carrus，Scopelliti，F(xiàn)ornara，Bonnes， & Bonaiuto，2013; Scannell & Gifford，2010a）。另外，有研究表明，對一個地方的積極情感和認同程度強烈地影響了個體參與保護自然環(huán)境的意愿（Stedman，2002）。在一項針對中國社區(qū)居民的研究中發(fā)現(xiàn)，居民對地方的依戀和認同程度能顯著的正向預測其親社會行為（Zhang， Zhang， Zhang， & Cheng， 2014）。如果居民對所生活的社區(qū)有較強的認同感，他們參與社區(qū)活動的頻次就越高、鄰里互動也越多（辛自強，凌喜歡，2015）。因此本研究提出假設2：地方認同在居住流動性對社會參與意愿的影響中起中介作用。

在實際生活中，面對與個人的家庭、教育或職業(yè)的變動等緊密相關的“搬家”這一重要生活事件（Dieleman，2001），往往會涉及主動還是被動搬遷的問題，即流動自主性的問題。不難發(fā)現(xiàn)，當青年人做出主動搬遷的選擇時，通常是因為擁有了更好的發(fā)展機會，并對未來充滿美好預期。這會在很大程度上緩沖由居住流動性本身引發(fā)的焦慮、壓力和孤獨等消極情緒（Oishi，2010）。另外，自我決定理論明確指出，自主性是個體的基本心理需求之一，它是個體健康成長和發(fā)展的核心（Deci & Ryan，2000），這一需求的滿足可引導人們從事感興趣的、有益于自身發(fā)展的行為（劉靖東，鐘伯光，姒剛彥，2013）?？梢酝茰y，當自主性需求得到滿足時，個體將朝積極健康的方向發(fā)展，更愿意投入到有意義的事情中; 當自主性需求受到阻滯時，個體將朝消極方向發(fā)展，從而降低對積極事件的關注和投入。因此，本研究提出假設3：流動自主性在居住流動性與社會參與意愿之間具有調節(jié)作用，較強的流動自主性可以緩和居住流動性對社會參與意愿的負向影響。

綜上所述，本研究以青年群體為研究對象，基于社會生態(tài)心理學的研究視角探討居住流動性與社會參與意愿之間的關系及其心理機制。研究目的有三個：（1）探索居住流動性對青年社會參與意愿的影響; （2）探討地方認同在居住流動性與青年社會參與意愿之間的中介作用; （3）探究居住流動性影響社會參與意愿的邊界條件，即流動自主性在兩者之間的調節(jié)作用。

2?方法

2.1?研究對象

本研究通過智媒云圖自主研發(fā)的問卷調研APP“問卷寶”，向在線樣本庫中18～35歲的全國用戶推送問卷，剔除無效數(shù)據(jù)后，最終得到有效樣本332份。其中男性158人，占47.6%，女性174人，占52.4%; 平均年齡27.64±4.46歲; 農(nóng)村戶口169人，占50.9%，城市戶口163人，占49.1%。

2.2?研究工具

2.2.1?社會參與意愿問卷

參考《中國社會心態(tài)研究報告（2017）》中的社會參與問卷（譚旭運，2017）測量青年人的社會參與意愿，并在此基礎上增加了1個題目。具體包括是否愿意：為幫助受困受災的人而捐款捐物（新增題項），在網(wǎng)上參與社會問題的討論，參加志愿者服務活動，向政府機構或媒體等反映意見，參加綠色出行、節(jié)約用水、垃圾分類、減少使用塑料袋等這類活動以及向有關部門舉報腐敗行為等。采用李克特7點計分，1表示非常不愿意，7表示非常愿意，得分越高，社會參與意愿越強烈。該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.85。運用Amos 17.0得出驗證性因素分析模型的各項擬合指數(shù)較好：χ2 /df=3.07， RMSEA=0.08， SRMR=0.04， AGFI=0.94， NFI=0.97， GFI=0.98， IFI=0.98， TLI=0.96， CFI=0.98。說明該問卷具有良好的信效度。

2.2.2?居住流動性

采用Oishi等研究者（Oishi， Miao， ?Koo， Kisling， ?& Ratliff， 2012）在以往研究中的測量方式，要求調查對象回答在其“小學時期”“小學到高中”和“高中至今”這三個階段搬過多少次家（搬家是指不同地區(qū)或城市間的搬遷）。三道題目均為填空題，由調查對象根據(jù)自己的實際情況進行填寫。將三個階段的搬遷總次數(shù)作為居住流動性的指標，數(shù)值越大，說明調查對象的居住流動性水平越高。三道題目的Cronbach's α系數(shù)為0.72。

2.2.3?地方認同問卷

研究選用《中國社會心態(tài)研究報告（2016）》中城市認同問卷（譚旭運，楊宜音，黃智寬，蔣凡，2016）的部分題目測量青年人的地方認同。問卷共6個題目，例如：“我喜歡所在地方的生活方式”。采用李克特7點計分，1表示非常不同意，7表示非常同意，得分越高，地方認同感越強烈。該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.85。運用Amos 17.0得出驗證性因素分析模型的各項擬合指數(shù)較好：χ2 /df=2.02， RMSEA=0.06， SRMR=0.05， AGFI=0.96， NFI=0.98， GFI=0.98， IFI=0.99， TLI=0.98， CFI=0.99。說明該問卷具有良好的信效度。

2.2.4?流動自主性

研究在調查對象回答完各個不同時期的搬遷次數(shù)之后繼續(xù)提問：“其中，有多少次是你主動愿意搬遷住處的？”該題目為填空題，由調查對象根據(jù)自己的實際情況進行填寫?？紤]到調查對象在搬遷總次數(shù)上的差異，將主動搬遷次數(shù)與搬遷總次數(shù)的比值即主動搬遷率作為流動自主性的測量指標。該數(shù)值越大，說明在居住流動過程中自主性需求得到的滿足越多。

2.2.5?控制變量

根據(jù)以往研究結果，考慮到性別、年齡、戶籍狀況、受教育程度和個人月收入情況等對居住流動性和社會參與意愿的影響，本研究將這些變量均作為控制變量處理。

2.3?數(shù)據(jù)處理

問卷回收后，運用 SPSS 22.0 進行數(shù)據(jù)整理、描述統(tǒng)計、相關分析和回歸分析。其中回歸系數(shù)的顯著性檢驗均采用 Bootstrapping 方法（重復抽樣1000次）獲得參數(shù)估計的穩(wěn)健標準誤及95%偏差校正的置信區(qū)間，若置信區(qū)間（Confidence Interval，CI）不含零則表示相應的效應顯著。

3?結果

3.1?共同方法偏差檢驗

由于問卷采用自陳式的作答方式，并且多個變量之間使用相同的受測者進行測量，可能會導致共同方法偏差（熊紅星，張璟，葉寶娟，鄭雪，孫配貞，2012），因此本研究采用Harman單因子檢驗法進行了共同方法偏差的檢驗。結果表明，析出特征值大于1的因子共有6個，且第一個因子解釋的變異量為25.73%，小于40%的臨界標準，說明不存在嚴重的共同方法偏差（周浩，龍立榮，2004）。

3.2?描述性統(tǒng)計

3.2.1?社會參與意愿的現(xiàn)狀分析

總體來看，青年的社會參與意愿比較樂觀，平均得分為5.29，處于比較愿意和愿意之間。具體來看，首先，青年人對于不同活動的參與意愿水平是不同的。其中在參加綠色環(huán)保活動方面，參與意愿最高（M=5.69）。其次，在捐款捐物（M=5.46）和志愿者服務活動（M=5.33）方面，參與意愿也較高。在網(wǎng)上參加社會問題的討論（M=5.21）和向政府機構或媒體反映意見（M=5.15）方面，青年的參與程度相對較低。而在向有關部門舉報腐敗行為（M=4.88）方面，青年表現(xiàn)出的參與意愿最低。

此外，采用獨立樣本t檢驗對不同人口學變量上青年的社會參與意愿做差異性分析，結果顯示（詳見表1）：在不同性別、年齡、城鄉(xiāng)變量方面，青年的社會參與意愿不存在顯著性差異（p>0.05）; 而本地戶籍青年的社會參與意愿（M=5.39， SD=0.91）卻顯著高于外地戶籍青年（M=5.05， SD=0.96）， t（330）=3.05， p<0.01， Cohen's d=0.36。

3.2.2?居住流動性的現(xiàn)狀分析

由表2可知，在居住流動性方面，沒有搬家經(jīng)歷的青年占本次調查總人數(shù)的34.0%，而超過六成的青年人有過搬家經(jīng)歷，并且主要集中在1～3次，最多達到12次。同時求得總體居住流動性的平均值為2.38次，說明在本次調查的青年群體中，平均每人有兩次左右搬家的經(jīng)歷。

按照有、無搬家經(jīng)歷將本次調查的青年分為兩組，獨立樣本t檢驗的分析結果顯示：沒有搬家經(jīng)歷的青年（M=5.54， SD=0.82），其社會參與意愿顯著高于有搬家經(jīng)歷的青年（M=5.16， SD=0.96）， t（330）=3.78， p<0.001， Cohen's d=0.44。這說明與未流動的青年相比，居住流動青年的社會參與意愿會有所降低。

3.3?相關分析

相關分析結果顯示（詳見表3）：居住流動性與社會參與意愿之間存在顯著負相關（r=-0.25， p<0.001），即居住流動性越高，社會參與意愿越低。居住流動性與地方認同呈顯著負相關（r=-0.18， p<0.01），地方認同和社會參與意愿之間存在顯著正相關（r=0.42， p<0.001）。此外，流動自主性與社會參與意愿之間存在顯著正相關（r=0.17， p<0.05），即在搬遷過程中，自主性越強，社會參與意愿越強烈。

3.4?回歸分析

將所有變量中心化處理后進行回歸分析。首先以居住流動性為自變量，社會參與意愿為因變量，進行回歸分析，檢驗居住流動性對社會參與意愿的預測作用。結果表明（方程1）：居住流動性顯著負向預測社會參與意愿（β=-0.25， p<0.001，95%CI：-0.35～-0.14），接受研究假設1。

由方程2和方程3可知，居住流動性通過地方認同對社會參與意愿產(chǎn)生影響的中介效應為（-0.13）×0.41=-0.05，居住流動性對社會參與意愿的直接效應為-0.19，因此總效應為-0.24，中介效應占總效應的20.8%。由于居住流動性到地方認同和社會參與意愿以及地方認同到社會參與意愿的三條路徑的回歸系數(shù)均顯著，因此中介效應顯著，即地方認同在居住流動性與社會參與意愿之間起部分中介作用，接受研究假設2。

在方程4中，將居住流動性、流動自主性以及兩者的交互項同時納入回歸方程，結果顯示：流動自主性顯著正向預測社會參與意愿（β=0.14， p<0.05，95%CI：0.01～0.29）; 同時居住流動性與流動自主性的交互項也顯著正向預測社會參與意愿（β=0.16， p<0.05，95%CI：0～0.33），說明流動自主性的調節(jié)作用顯著，接受研究假設3。

為了更清晰地揭示流動自主性在居住流動性與社會參與意愿之間的調節(jié)作用，進一步進行簡單效應分析，按平均數(shù)加減一個標準差分為高流動自主性組和低流動自主性組。結果顯示：居住流動性對社會參與意愿的負向預測作用在低流動自主性條件下顯著（β=-0.08， p<0.01，95%CI：-0.13～-0.03），但是在高流動自主性條件下不顯著（β=-0.03， p>0.05，95%CI：-0.09～0.03）。這一結果表明，流動自主性在居住流動性對社會參與意愿的消極影響中可以作為一個緩沖因素，即隨著流動自主性的增加，居住流動性對社會參與意愿的負向預測作用有明顯下降的趨勢。

4?討論

青年人通過參與社會事務或從事社會活動而融入社會，是其自身成長的需要和權利，是破解當今社會問題的重要途徑，是社會可持續(xù)發(fā)展的必然要求（劉宏森，2018）。改革開放40年來，隨著社會的快速變遷，社會經(jīng)濟成分、組織形式、就業(yè)方式、利益關系和分配方式的日益多樣為青年的全面發(fā)展創(chuàng)造了更加廣闊的空間，與社會進步相適應的思想觀念、社會意識、價值取向等也正在豐富著青年人的精神世界（余逸群，2012）。本研究發(fā)現(xiàn)青年的社會參與意愿整體上比較樂觀，在參與綠色環(huán)?；顒印⒕杩罹栉锖椭驹刚叻栈顒臃矫娴囊庠副容^強烈，這些活動可能相對日?；?，對青年人而言較少受到時間和地域的限制，因此參與的意愿相對更高一些。同時這與社會的宣傳和鼓勵以及青年自身的社會參與意識、社會責任感的提高也是緊密相關的（王儷娟，2013）。一直以來，青年人積極投身社會建設，是正能量的倡導者和踐行者， 特別是志愿服務活動已經(jīng)成為青年人積極參與社會、履行社會責任的一面旗幟（譚建光，2018）。

關于居住流動性方面，多數(shù)調查對象有1～3次的搬遷經(jīng)歷，可見“搬家”已然成為大多數(shù)青年人的一種普遍體驗，甚至成為一種生活方式（Oishi，2010）。本研究將居住流動性這一遠端生態(tài)因素引入社會參與研究領域，為社會參與的相關研究提供了新的研究視角。本研究發(fā)現(xiàn)，擁有外地戶籍青年的社會參與意愿顯著低于本地戶籍青年。從某種程度上來說，外地戶口則代表了青年的一種流動狀態(tài)。與沒有搬遷經(jīng)歷的青年相比，有過搬遷經(jīng)歷的青年，其社會參與意愿相對更低，并且回歸分析結果顯示：隨著居住流動性的增加，青年人的社會參與意愿呈明顯下降趨勢。由此可見，居住流動并不利于青年人參與積極性的提高。這與以往研究中居住流動性對個體心理和行為方面產(chǎn)生的消極影響是一致的（McGee， et al.， 2011; Oishi et al.， 2007）。事實上，“搬家”是一種高生活壓力事件，它在Holmes和Rahe（1967）列出的43項生活壓力事件中排名第28位。壓力性生活事件產(chǎn)生后，個體會通過認知評價，啟動一系列的應對策略，但是如果頻繁經(jīng)歷壓力性生活事件，則不利于青年健康心態(tài)的發(fā)展和積極行為的表達（Lever，2008）。那么青年人在參與行為上是否與參與意愿表達上會存在差異，還需要以青年的實際參與行為作為觀測指標繼續(xù)進行研究; 或者通過實驗法對兩者的因果關系展開更加詳細的研究。

本研究發(fā)現(xiàn)地方認同在居住流動性與社會參與意愿的關系之間起部分中介作用。對于青年人來說，搬來搬去在一定程度上則意味著居無定所，容易引發(fā)漂泊感，難以對所居住的地方形成一種依賴和認同感。當從某一個地方搬遷到另一個地方，無論是在同一個城市或地區(qū)內還是不同的城市或地區(qū)之間，直接帶來的是與以往社會關系的斷裂（Magdol，2000），甚至會引發(fā)青年對人際關系的焦慮（Oishi et al.， 2012），從而導致社會參與意愿大大降低。進入新的生存環(huán)境，建立一個新的社會網(wǎng)絡并尋找到積極的情感依戀和認同是高流動青年面臨的一個關鍵問題。因此，在社會治理方面，特別是社區(qū)建設過程中，有關部門不能區(qū)別對待外地居民或剛入住的居民，幫助青年人盡快融入新的居住環(huán)境才是建設社區(qū)認同的重點，由此使他們能夠積極地參與到社會組織和社區(qū)活動中去。

除此之外，本研究結果表明，流動自主性可以緩和居住流動性與青年社會參與意愿之間的關系。這說明，居住流動性并不是在所有情況下都會產(chǎn)生負面的影響，當青年在搬遷過程中，充分表達自己的主動性并滿足其自主性需求之后，居住流動性對其社會參與意愿的消極影響就會有所降低。這也符合自我決定理論的基本觀點，自主性需求的滿足有利于促進個體積極行為的產(chǎn)生（Deci & Ryan，2000）。在當今社會，青年人選擇搬家的原因各種各樣，其中大部分是自愿的和與機會相關的?，F(xiàn)代一部分“80后”“90后”的年輕人認為，穩(wěn)定則意味著失去了夢想和前進的動力，在一定程度上他們是不希望自己穩(wěn)定下來的。因此從某種意義上說，頻繁搬家的人是機會主義者，他們搬遷的主要目標是追求和最大化自身利益（Boynton-Jarrett，Hair， & Zuckerman，2013）。因此，鼓勵并支持青年在居住流動性過程中充分發(fā)揮自主性，是促進其社會參與意愿提升的有效途徑。

5?結論

（1）青年的社會參與意愿總體上比較樂觀，不存在顯著的性別、年齡和城鄉(xiāng)差異，僅在本、外地戶籍上存在顯著性差異。

（2）居住流動性與青年的社會參與意愿呈顯著負相關。

（3）地方認同在居住流動性和社會參與意愿之間起部分中介作用。

（4）流動自主性在居住流動性和社會參與意愿之間具有調節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：居住流動性對社會參與意愿的消極影響在低流動自主性條件下顯著，而在高流動自主性條件下不顯著。

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