鄉(xiāng)遷徙背景下影響農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的因素
——基于CGSS2017年數(shù)據(jù)的實(shí)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(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響，城市逐步發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)、政治、文化、社會的中心。1978年以來，農(nóng)村改革不斷深入，尤其是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制使得農(nóng)村勞動力漸漸得到解放，出現(xiàn)富余。本文基于中國社會調(diào)查（CGSS）2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，選取有代表性的指標(biāo)對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的影響因素進(jìn)行分析，具體考察在城鄉(xiāng)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)）影響農(nóng)村青年參與公共事務(wù)，由此評估和預(yù)測農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的發(fā)展趨勢，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)整個社會的有效治理。

一、基于城鄉(xiāng)遷徙的視角分析及研究

基于城鄉(xiāng)遷徙背景分析，我們必須承認(rèn)一個事實(shí)，即城市與農(nóng)村之間的地理空間距離是現(xiàn)實(shí)存在的，遷徙時長也是現(xiàn)實(shí)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(zhèn)化進(jìn)程的加快，城鄉(xiāng)之間的交通網(wǎng)絡(luò)愈加發(fā)達(dá)，信息化技術(shù)的廣泛應(yīng)用導(dǎo)致城市作為信息傳播中心的作用日益加強(qiáng)。社會公眾充當(dāng)城鄉(xiāng)地理時空中傳播信息的實(shí)踐者。農(nóng)村青年受城市的拉力作用以及農(nóng)村的推力作用，在城鄉(xiāng)交流中逐漸作為傳播媒介，發(fā)揮著信息傳播的作用，依托頻繁的城鄉(xiāng)交流，基于社會現(xiàn)實(shí)，城鄉(xiāng)地理時空差異并未使實(shí)體空間和缺場空間的公眾參與行為割裂開來，對農(nóng)村社會結(jié)構(gòu)變遷方面產(chǎn)生巨大的影響。

在城鄉(xiāng)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(jīng)驗(yàn)、人生閱歷以及社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等都會發(fā)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(tài)度的程度也各不相同。本文采用多重中介模型，基于城鄉(xiāng)遷徙背景，結(jié)合已有研究的新舊媒介的使用以及社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的視角，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：遷徙年限對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的態(tài)度和行為具有直接影響。

從經(jīng)驗(yàn)理論來講，隨著遷徙年限的增長，農(nóng)村青年融入城市程度會更高，因此參與公共事務(wù)的行為會更頻繁，態(tài)度也會更加積極。

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

新舊媒介的分類依據(jù)是信息流動是否具有雙向性和“把關(guān)人”地位強(qiáng)弱，舊媒介包括電視、廣播、報紙、雜志，對傳播內(nèi)容能夠進(jìn)行篩選，具有單向傳播的特點(diǎn)，對社會公眾的行為具有導(dǎo)向作用。

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

新媒介包括以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應(yīng)用為代表的新興媒體，信息流動具有雙向性，信息生產(chǎn)者是社會公眾自身，農(nóng)村青年可在互聯(lián)網(wǎng)上提出自己對社會公共事務(wù)治理的意見和建議，在一定程度上導(dǎo)致農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的積極性提升。

假設(shè)4a：遷徙年限通過橫向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)有著間接效應(yīng)，具有積極作用。

假設(shè)4b：遷徙年限通過縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)有著間接效應(yīng)，也具有積極作用。

已有研究表明，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對公眾參與公共事務(wù)是有影響的，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為橫向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和縱向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)兩方面，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越豐富，表明其與外在聯(lián)系越密切，所接觸到的信息就越多，公民意識越強(qiáng)，社會認(rèn)同感也就越強(qiáng)，就越有傾向參與社會公共事務(wù)。

二、數(shù)據(jù)與變量測量

（一）變量設(shè)定。包括如下幾個方面：

1.因變量。本研究數(shù)據(jù)來源于CGSS2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行，該調(diào)查采用多階段分層概率抽樣方法，全面收集社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù)，總結(jié)中國社會結(jié)構(gòu)變遷的趨勢，樣本總量為12582個，進(jìn)入模型分析的樣本數(shù)為581個。農(nóng)村青年參與社會公共事務(wù)治理形式多樣，本文將因變量設(shè)定為農(nóng)村青年參與公共事務(wù)行為和態(tài)度的頻次。通過居民問卷A部分政治參與行為與態(tài)度版塊5道題項(xiàng)“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(fā)布批評政府的言論，政府不應(yīng)該干涉，您同意嗎？”“生多少孩子是個人的事，政府不應(yīng)該干涉，您同意嗎？”“在哪里工作和生活是個人的事，政府不應(yīng)該干涉，您同意嗎？”對這5道題目進(jìn)行操作化，第1、2道題回答項(xiàng)為“是”，則其余選項(xiàng)默認(rèn)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(xiàng)為“完全不同意”和“比較不同意”賦值為“1”，其他選項(xiàng)賦值為“0”?？紤]到研究的目的是公共事務(wù)參與的頻率，將公共事務(wù)參與分為兩類，即行為和態(tài)度（具體類型詳見表1和表2），前2道為行為，進(jìn)行加總，取值范圍0～2；后3道為態(tài)度，進(jìn)行加總，取值范圍從0～3，分?jǐn)?shù)越高表示參與公共事務(wù)行為越頻繁，參與態(tài)度越積極。

表1 農(nóng)村青年各類公共事務(wù)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(wù)類別 樣本數(shù)

表2 農(nóng)村青年各類公共事務(wù)參與態(tài)度基本特征

資料來源：中國綜合社會調(diào)查（2017年）

公共事務(wù)類別 樣本數(shù)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(shè)在城鄉(xiāng)遷徙背景下，受訪者的遷徙年限也會影響其參與公共事務(wù)行為及其態(tài)度。根據(jù)問卷A部分遷移版塊題項(xiàng)“您是哪一年離開戶口登記地的？”以及受訪者的答項(xiàng)和問卷調(diào)查的時間，計算出農(nóng)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(jù)問卷A部分生活方式版塊的題項(xiàng)，受訪者對于報紙、雜志、廣播、電視、互聯(lián)網(wǎng)以及手機(jī)定制消息使用的頻率。根據(jù)媒介分類特點(diǎn)，將報紙、雜志、廣播、電視歸為舊媒介，將互聯(lián)網(wǎng)以及手機(jī)定制消息歸為新媒介，對受訪者的答項(xiàng)進(jìn)行賦值：“從不=1”“很少=2”“有時=3”“經(jīng)常=4”“非常頻繁=5”，將受訪者關(guān)于4項(xiàng)舊媒介的使用情況進(jìn)行加總，取值為4～20。關(guān)于新媒介的使用情況用受訪者對于互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)以及手機(jī)定制消息的頻率來定義，“從不=1，很少=2，有時=3，經(jīng)常=4，頻繁=5”，二者進(jìn)行加總，取值為2～10。第二是不同層級社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)情況，分為橫向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和縱向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，橫向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)主要指受訪者與同自己位于同一等級群體之間的社會關(guān)系，根據(jù)問卷A部分生活方式版塊的2個問題“請問您與鄰居進(jìn)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(jìn)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(xiàng)進(jìn)行頻率加總，賦值為2～14，分?jǐn)?shù)越高表示和鄰居及朋友聯(lián)系更為密切，其橫向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)就越豐富；縱向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)主要指受訪者與同自己在社會參與過程中能獲得相關(guān)資源支持的群體的社會關(guān)系，根據(jù)問卷A部分的題目“您認(rèn)為您自己目前位于哪個等級上？”，根據(jù)答項(xiàng)取值1～10，1代表最底層，10代表最頂層，數(shù)值越大，表明階層越高，其縱向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)就越豐富。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計。對自變量和中介變量的描述性統(tǒng)計包括變量名、樣本數(shù)、均值、標(biāo)準(zhǔn)差四項(xiàng)。詳情見表3：

表3 對自變量和中介變量的描述性統(tǒng)計

資料來源：中國綜合社會調(diào)查（2017）

變量名 樣本數(shù) 均值 標(biāo)準(zhǔn)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(guān)系網(wǎng)絡(luò) 581 6.67 2.911縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò) 581 4.18 1.634

通過對以上581個樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，在個人因素上，農(nóng)村青年的遷徙年限均值為9.03年，這個將近十年的數(shù)字，見證了我國農(nóng)村由封閉走向開放的特點(diǎn)。政治面貌以非黨員居多，這主要是因?yàn)槲覈r(nóng)村人口基數(shù)大，農(nóng)村青年黨員比例不高。在傳播媒介上，傳統(tǒng)媒體和新興媒體農(nóng)村青年均應(yīng)用的不是很多，均值分別為8.19和6.53，處于中游水平，還發(fā)現(xiàn)使用傳統(tǒng)媒體的頻率高于新興媒體，這主要是因?yàn)檗r(nóng)村青年的受教育水平不高，其對互聯(lián)網(wǎng)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(tǒng)媒體接收信息。在不同層級社交網(wǎng)絡(luò)上，農(nóng)村青年在橫向和縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上的均值分別為6.67和4.18，橫向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)處于中上游水平，縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)處于中下層階段，這種情況符合中國當(dāng)前的社會結(jié)構(gòu)。橫縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是社會公眾在社會交往中形成的社會關(guān)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(shù)字表明諸多農(nóng)村青年從橫向和縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中所獲得資源支持其實(shí)是少之又少的。

（二）研究結(jié)果?？刂谱兞?、中介變量對遷徙年限的效應(yīng)詳情見表4。

表4 控制變量、中介變量對遷徙年限的效應(yīng)

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

變量名 模型1（線性回歸模型）回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)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(guān)系網(wǎng)絡(luò) 0.053 0.086縱向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò) 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(xué)等控制變量以及4項(xiàng)中介變量對農(nóng)村青年遷徙年限的影響。發(fā)現(xiàn)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(shù)為負(fù)值，表明男性相較于女性而言，遷徙年限會更長，我國的農(nóng)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(jìn)城務(wù)工進(jìn)行謀生，農(nóng)村女性依舊更多的是以家庭主婦的狀態(tài)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(nóng)村的傳統(tǒng)觀念“男主外，女主內(nèi)”；在年齡上，回歸系數(shù)為正值，說明隨著年齡的增長，社會經(jīng)驗(yàn)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(jìn)城務(wù)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(nóng)村青年公共事務(wù)參與行為并不存在顯著的相關(guān)性關(guān)系，其P值＞0.05，但年齡和政治面貌依舊對農(nóng)村青年公共事務(wù)參與行為存在顯著的相關(guān)性關(guān)系。農(nóng)村青年離開戶口登記地在外謀生，更多的是受到經(jīng)濟(jì)因素的驅(qū)動，進(jìn)城務(wù)工的年限并沒有對其公民意識和政治認(rèn)同感產(chǎn)生多大影響，因此日常公共事務(wù)參與行為較少。在控制變量中，年齡對農(nóng)村青年的公共事務(wù)參與行為具有顯著的相關(guān)性（回歸系數(shù)為0.143，p＜0.05），年齡越大，人生經(jīng)驗(yàn)越豐富。就政治面貌來看，政治面貌對農(nóng)村青年的公共事務(wù)參與行為具有顯著的相關(guān)性（回歸系數(shù)為0.146，p＜0.001），黨員參與公共事務(wù)的態(tài)度更為積極，參與的行為更為頻繁，原因是作為黨員，常態(tài)化的理論學(xué)習(xí)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(quán)利意識會更強(qiáng)，同非黨員相比，參與公共事務(wù)的機(jī)會更多。

表5 遷徙年限對農(nóng)村青年公共事務(wù)參與行為的直接和間接效應(yīng)

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型3（多重中介效應(yīng)分析模型）回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤差 回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)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(wǎng)絡(luò) 0.0178*** 0.0052縱向社會網(wǎng)絡(luò) -0.0085 0.0093遷徙年限經(jīng)中介變量產(chǎn)生的間接效應(yīng)(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(wǎng)絡(luò) 0.0006 0.0005縱向社會網(wǎng)絡(luò) -0.0001 0.0002調(diào)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(chǔ)之上控制了人口學(xué)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)等4項(xiàng)中介變量對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。通過SPSS中Process命令運(yùn)行的結(jié)果來看，模型3的P值＜0.001，通過顯著性檢驗(yàn)?？刂谱兞恐械哪挲g和政治面貌依舊對農(nóng)村青年的公共事務(wù)參與行為具有顯著性影響。另外，政治面貌在兩項(xiàng)模型中的回歸系數(shù)發(fā)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮作用。中介變量中的橫向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村青年的公共事務(wù)參與行為存在顯著的相關(guān)性關(guān)系，其回歸系數(shù)為0.0178，P值＜0.001，表明農(nóng)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(wù)會更加頻繁。

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

表6 遷徙年限對農(nóng)村青年公共事務(wù)參與態(tài)度的直接和間接效應(yīng)

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型5（多重中介效應(yīng)分析模型）回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤差 回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)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(wǎng)絡(luò) -0.0129 0.0131縱向社會網(wǎng)絡(luò) -0.0333 0.0236遷徙年限經(jīng)中介變量產(chǎn)生的間接效應(yīng)(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(wǎng)絡(luò) -0.0004 0.0006縱向社會網(wǎng)絡(luò) -0.0006 0.0006調(diào)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(nóng)村青年公共事務(wù)參與的態(tài)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(nóng)村青年的公共事務(wù)參與行為及其態(tài)度并無顯著的相關(guān)性關(guān)系，即假設(shè)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)行為及其態(tài)度并無顯著的相關(guān)性關(guān)系，即假設(shè)3和假設(shè)4b不成立。綜上所述，只有假設(shè)2成立和假設(shè)4a成立。

四、結(jié)語

遷徙年限對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)的行為及態(tài)度并無直接的相關(guān)性關(guān)系。無論進(jìn)城務(wù)工多久，農(nóng)村青年更多的是考慮經(jīng)濟(jì)層面的因素，公民意識和政治認(rèn)同感并沒有因?yàn)榫幼〉氐牧鲃佣l(fā)生明顯的變化，他們的公民意識和政治認(rèn)同感依舊比較低，自然而然參與公共事務(wù)的頻率比較低。橫向社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和舊媒介的使用，在遷徙年限對農(nóng)村青年參與公共事務(wù)行為及其態(tài)度影響中起到中介作用。

在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略之下，在城鄉(xiāng)遷徙背景之下，要充分發(fā)揮農(nóng)村黨支部的領(lǐng)導(dǎo)核心作用以及基層干部的帶頭作用，密切聯(lián)系群眾，借助現(xiàn)有的優(yōu)勢條件，不斷彌補(bǔ)農(nóng)村的劣勢之處，激勵農(nóng)村青年積極參與鄉(xiāng)村公共事務(wù)以及整個社會公共事務(wù)的治理，落實(shí)貫徹好鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。