农村留守青年社区政治参与的性别差异研究——基于CGSS2010年调查数据

刘兵(山东大学 哲学与社会发展学院，山东 济南 250100)

农村留守青年社区政治参与的性别差异研究——基于CGSS2010年调查数据

刘兵(山东大学 哲学与社会发展学院，山东 济南 250100)

摘 要：利用2010“中国综合社会调查”数据，对农村留守青年社区政治参与的性别差异进行了研究。结果发现：总体而言，男性比女性的社区政治参与积极性要高；年龄对其社区政治参与积极性并无明显的性别差异。

关键词：农村留守青年；政治参与；性别差异

中图分类号：C912.3

文献标识码：码：A

文章编号：号：1671|816X(2015)01|0018|04

收稿日期：2014-10-24

作者简介：刘兵（1990-），男（汉），山东济南人，硕士研究生，主要从事农村社会学和社会工作实务工作方面的研究。

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、研究背景与文献回顾(一)研究背景

党的十八大和十八届三中全会提出要加强社区建设，鼓励和支持居民社区参与。社区政治参与作为社区参与的重要组成部分，反映了居民对社区建设的热情与支持。所谓社区政治参与是指“个人和各种社会集团积极参与到对其生活产生影响的政治过程中来”。[1]具体而言，在我国社区政治参与主要通过民主选举、民主决策、民主管理和民主监督来实现。

农村留守青年①本文所指农村留守青年主要参考国内学者观点和青年联合会制定的青年年龄标准，指年龄在18~40周岁的具有农业户籍且居住在农村未入城务工的人群。是农村社会发展和农村社区建设的中坚力量，是农村政治活动的主体。农村青年实现社区政治参与具有一定的价值，“它是农村基层民主政治建设的需要，是培育社区归属感的基本途径，是成长为合格的现代‘政治人’的需要，是青年从村民转变为公民的起点”。[2]对农村留守青年进行研究，特别是对影响其社区政治参与的影响因素进行分析探究，对社会主义新农村建设、社会主义政治建设，特别是基层民主自治建设，都有一定的推动作用。

(二)文献回顾

回顾学术界关于社区政治参与的研究，主要是从政治学和社会学角度出发对不同群体的社区政治参与及其影响因素进行实证研究。早在2000年，马卫红等基于上海市城市居民委员会组织体制研究的数据对上海市居民社区参与意愿影响因素进行了量化分析，认为“居民的社区参与意愿受到其个人背景，其所处的社区环境的影响”[3]较大。许汉泽、徐明强基于CGSS2005的数据，“运用Binary Logistic回归模型对我国城市居民社区政治参与的影响因素进行了实证分

析，发现年龄、社区类型、是否党员、单位性质和阶层认同因素对居民社区居委会换届选举的投票行为影响显著”。[4]也有学者对城市老年人、入城农民工、农村留守妇女等特殊群体的社区政治参与及其影响因素进行了研究。其中，曹海林通过对苏北二村的调查研究指出，“留守青年作为村庄政治的重要参与主体，其政治参与仍未达到有序化、理性化程度”。[5]赵宝爱对农村留守青年的社区政治参与进行了质性分析，认为农村留守青年“在社区政治选举、决策、管理、监督以及党团活动等层面上的参与比较被动，其主要原因在于传统习俗的排挤、政治组织支持不够、家庭阻力等，解决问题的关键在于个人提高参与信心、完善正式社会支持网络”。[2]

纵观学术界对社区政治参与的研究发现，国内关于农村留守青年这一特殊群体的研究较少，且大部分以质性研究为主，较少进行量化分析。“许多社会现象的性别差异非常普遍，因此性别因素是分析社会现象时考量群体差异及社会变化的最主要因素之一。”[6]本文在学者过往研究的基础上，利用CGSS2010数据，对农村留守青年社区政治参与的性别差异进行研究。

二、研究设计

(一)数据来源

本文数据来源于中国人民大学社会学系和香港科技大学社会科学部合作主持的中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，缩为CGSS)2010年的数据。CGSS2010采用多阶分层概率抽样设计，其调查点覆盖了中国大陆所有省级行政单位。在全国一共调查480个村/居委会，每个村/居委会调查25个家庭，每个家庭随机调查1人，总样本量约为12 000个。最终实际完成样本量11 783个，通过数据筛选和处理，其中农村留守青年样本量为1136个，占总样本量的9.64%。样本覆盖我国东中西广大农村地区，其中有效样本中，东部农村地区占31.86%，中部农村地区占38.97%，西部农村地区占29.17%，与农村留守青年在全国的地区分布基本一致，样本的代表性很强。

(二)研究假设

米尔布拉思和戈尔认为个人的政治参与行为主要受以下四个方面因素的影响：政治刺激、社会地位、个性特征、政治环境。除此之外，个人所拥有的技能、资源和信仰也是影响政治参与的重要变量。“所谓社会地位，是指一个人的社会经济特征。实证资料表明，不同社会身份同样会影响公众的参与态度和参与形式。”[7]人们一般会认为，男性的参与水平要高于女性。但帕里和莫依瑟经过调查后却发现，在今天的英国，男女之间在政治参与行为方面的差别已微乎其微，“相对而言，女性在政党竞选及投票之类的集体行动中，显得比男性更为积极”。[8]基于政治参与理论国外已有研究，我们做出如下假设：

假设1：农村留守青年社区政治参与存在性别差异，男性参与积极性高于女性。

除了性别因素之外，社区政治参与也受其他因素的影响，比如年龄，笔者提出以下假设：

假设2：农村青年群体中，年龄越大，对社区政治参与越积极。

笔者认为，年龄因素对社区政治参与情况，存在性别差异，即：

假设3：年龄因素对男性社区政治参与积极性的影响大于女性参与积极性的影响。

三、变量与模型设计

(一)变量

1.因变量

本研究关心的是农村留守青年社区政治参与的性别差异，投票是反映村民社区政治参与的一个有效测量尺度，因此选择村民近三年在村委会换届选举中投票情况为因变量，由其产生二分类变量(是=1)。

2.性别变量。统计模型中性别是一个虚拟变量(男性=1)。

3.年龄变量。统计模型中年龄是一个连续变量。以往研究通常对年龄进行平方化处理，以检验年龄与因变量之间是一种曲线关系(U型或倒U型)，但是此处笔者发现年龄与是否投票之间是一种线性关系，因而没有对其进行平方化处理。

4.控制变量

除以上变量之外，本研究还控制了家庭年收入、婚姻状况、房屋产权等3个可能影响社区政治参与或性别参与差异的因素。家庭年收入是指被访家庭2009年全年的总收入，是其经济状况的体现，不同的经济状况会影响到其他政治参与状况。本文对收入取对数，以便使其接近正态分布。*本文关于收入数据的处理，是在剔除极值后使用的；在数据处理过程中发现，对收入进行分类处理后分析，对因变量影响不显著，而直接取对数即符合常理，对因变量影响也显著。房屋产权是指房屋产权是否属于被访者，在农村，它体现了被访者在家庭中的地位，是否具有一定独立自主性，它是一个虚拟变量(是=1)。婚姻状况按照是否处于婚姻状态，处理成为一个二项虚拟变量(处于婚姻状态=1)。*本文将已婚和分居归类为处于婚姻状态中，将未婚同居离婚以及丧偶归类为处于非婚姻状态。

(二)模型设计

本研究的数据分析分为两部分。第一部分是描述统计分析，主要目的了解各变量的基础情况。第二部分，运用Binary Logistic回归模型分析变量对社区政治参与积极性的影响作用，同时通过性别变量与年龄变量的交互作用，检验其性别差异。

四、分析结果(一)描述统计分析

表1展示了本研究所使用自变量和因变量的基本情况。有41.5%的农村留守青年参与了近三年(指2007~2009年)的村民选举。男性占被分析对象的41.8%，因大部分男性外出务工，农村留守青年中女性要比男性稍多一些。被分析对象平均年龄为32岁，家庭年均收入在4万左右，75.9%的为在婚状态，32.3%有自己的房屋产权。

表1　变量的描述统计

注：括号里的数字是标准差

(二)社区政治参与的决定因素与性别差异分析

通过运用Binary Logistic回归模型，对农村青年社区政治参与的影响因素进行分析，形成三个模型：只包含控制变量的模型一、加入主效应变量后包含全部变量的模型二、进行性别与年龄交叉的模型三。

表2　各因素对社区政治参与的影响及性别差异

注：1.*、**、***分别表示在10%、5%、1%统计水平上显著；2.括号里的数字是标准差。

在模型一中，我们发现控制变量中的房屋产权、婚姻状况、家庭收入(对数)对农村青年社区政治参与都有一定的影响。其中房屋产权变量(0.403)在5%的水平上显著，说明拥有房屋产权的农村青年比没有房屋产权的农村青年在社区政治参与中更加积极；婚姻变量(0.621)在1%的水平上显著，说明在婚的农村青年比非在婚的农村青年在社区政治参与中更加积极；家庭收入对数变量(-0.225)在1%的水平上显著，说明家庭收入对农村青年社区政治参与有一定的影响。

比较模型一和模型二，我们发现当加入性别和年龄两个主效应变量之后，决定系数R2由0.030变为0.061，说明模型得到了明显的改善，模型二要比模型一更好。具体来说，控制了其它因素之后，性别的效应是正的，且在1%的水平上显著，表明农村留守青年社区政治参与存在性别差异，男性参与积极性高于女性。通过计算(OR=exp(0.528)=1.7)，我们可以得出，在控制其他变量的情况下，在农村留守青年社区政治参与中，男性参与的几率是女性参与机率的1.7倍。与常识经验一致，而与前文提到的帕里和莫依瑟的调查结果是不一致的。在中国具体的国情和实际情况下，要具体分析，不可按照西方的调查结果一概而论。另外，在控制其他因素后，年龄的效应也是正的，并且在1%的水平上显著，表明农村留守青年群体中，年龄越大，对社区政治参与积极性越高。通过计算(OR=exp(0.0759)=1.08)，我们可以得出，在控制其他变量的情况下，年龄每增加1岁，农村留守青年的社区政治参与积极性的机率就会增加8%。因此，模型二的结果支持了本文的研究假设1和研究假设2。

模型二与模型三中，本文对性别与年龄进行了交互分析。模型三与模型二的决定系数并无变化，显示结果并不明显。说明年龄因素对农村留守青年社区政治参与的积极性并无显著的性别差异。所以假设3并没有得到验证。

五、结论与讨论

本文利用CGSS2010数据，从性别角度对农村留守青年社区政治参与的积极性进行了分析和研究。这不仅可以从一个侧面了解我国农村留守青年现阶段的政治观念状况，从某种意义上说，也填补了前人研究的空缺，使本文对政治观念的研究有更加多维的比较视角和分析方向。本研究的结果可以归结为以下几点：

本文的研究表明，现阶段，农村留守青年社区政治参与存在性别差异，男性参与积极性高于女性；且年龄上也存在差异，一般年龄越大，对社区政治参与的积极性就越高。针对农村留守青年社区政治参与的现状，建议在农村民主进程的推动中，要更加重视女性社区参与意识的提升，运用多种方式保障女性群体在民主参与中的地位；同时，更加注重低龄青年人群的政治参与，避免政治参与中的年龄断层。

本研究主要是关于性别差异的研究，但在数据分析结果中发现，理论和假设并不一致。一方面原因可能是因为样本选择不可避免的存在一定的误差；另一方面，可能因为在农村留守青年群体中，年龄因素对其政治参与的积极性并无性别差异。但这需要更多更准确的数据支持和后续的研究。

参考文献

[1]基思·福克斯著，陈崎，耿喜梅，肖咏梅译.政治社会学[M].北京:华夏出版社，2008:119.

[2]赵宝爱.论农村留守青年的社区政治参与问题[J].山东省青年管理干部学院学报，2007(5):22|24.

[3]马卫红，黄沁蕾，桂勇.上海市居民社区参与意愿影响因素分析[J].社会，2000(6):14|16.

[4]许汉泽，徐明强.城市居民社区政治参与影响因素的实证分析[J].西南石油大学学报(社会科学版)，2013(5):66|71.

[5]曹海林.村庄留守青年政治参与的现状与对策分析——苏北二村社会调查引发的思考[J].青年探索，2003(1):34|37.

[6]张展，吴愈晓.我国城镇居民消费观念的性别差异研究[J].调研世界，2014(5):13|17.

[7]孔德元.西方学者政治参与理论述评[J].烟台师范学院学报(哲学社会科学版)，2005(4):11|15.

[8]Parry G, Moyser G. A map of political participation in Britain[J]. Government and Opposition. 1990(19):159.

(编辑：程俐萍)