文/中共浙江省委党校 王井 郑吉祥

改革开放以来，受地理空间位置以及我国城乡二元结构的影响，城市逐步发展成为经济、政治、文化、社会的中心。1978年以来，农村改革不断深入，尤其是家庭联产承包责任制使得农村劳动力渐渐得到解放，出现富余。本文基于中国社会调查（CGSS）2017年的调查数据，选取有代表性的指标对农村青年参与公共事务的影响因素进行分析，具体考察在城乡迁徙背景之下，迁徙年限如何通过不同信息传播类型（新、旧媒介和横向、纵向社会关系网络）影响农村青年参与公共事务，由此评估和预测农村青年参与公共事务的发展趋势，进而实现整个社会的有效治理。

一、基于城乡迁徙的视角分析及研究

基于城乡迁徙背景分析，我们必须承认一个事实，即城市与农村之间的地理空间距离是现实存在的，迁徙时长也是现实存在的。城市作为不同媒介信息传播的中心，从古至今在传播行为及传播效果中起着重要作用，随着城镇化进程的加快，城乡之间的交通网络愈加发达，信息化技术的广泛应用导致城市作为信息传播中心的作用日益加强。社会公众充当城乡地理时空中传播信息的实践者。农村青年受城市的拉力作用以及农村的推力作用，在城乡交流中逐渐作为传播媒介，发挥着信息传播的作用，依托频繁的城乡交流，基于社会现实，城乡地理时空差异并未使实体空间和缺场空间的公众参与行为割裂开来，对农村社会结构变迁方面产生巨大的影响。

在城乡迁徙背景之下的迁徙年限是社会变化的一个解释变量，社会群体迁徙时间越长，社会经验、人生阅历以及社会关系网络等都会发生变化。另外，不同媒介类型不一，其传播效果存在差异，影响公众社会行为和态度的程度也各不相同。本文采用多重中介模型，基于城乡迁徙背景，结合已有研究的新旧媒介的使用以及社会关系网络的视角，提出以下研究假设：

假设1：迁徙年限对农村青年参与公共事务的态度和行为具有直接影响。

从经验理论来讲，随着迁徙年限的增长，农村青年融入城市程度会更高，因此参与公共事务的行为会更频繁，态度也会更加积极。

假设2：迁徙年限通过农村青年旧媒介使用对参与公共事务治理有着间接效应，而且旧媒介在其中起着积极作用。

新旧媒介的分类依据是信息流动是否具有双向性和“把关人”地位强弱，旧媒介包括电视、广播、报纸、杂志，对传播内容能够进行筛选，具有单向传播的特点，对社会公众的行为具有导向作用。

假设3：迁徙年限通过农村青年新媒介使用对参与公共事务治理有着间接效应，而且新媒介在其中起着积极作用。

新媒介包括以互联网技术应用为代表的新兴媒体，信息流动具有双向性，信息生产者是社会公众自身，农村青年可在互联网上提出自己对社会公共事务治理的意见和建议，在一定程度上导致农村青年参与公共事务的积极性提升。

假设4a：迁徙年限通过横向社会关系网络对农村青年参与公共事务有着间接效应，具有积极作用。

假设4b：迁徙年限通过纵向社会关系网络对农村青年参与公共事务有着间接效应，也具有积极作用。

已有研究表明，社会关系网络对公众参与公共事务是有影响的，社会关系网络为横向关系网络和纵向关系网络两方面，社会关系网络越丰富，表明其与外在联系越密切，所接触到的信息就越多，公民意识越强，社会认同感也就越强，就越有倾向参与社会公共事务。

二、数据与变量测量

（一）变量设定。包括如下几个方面：

1.因变量。本研究数据来源于CGSS2017年的调查数据，该调查由中国人民大学中国调查与数据中心负责执行，该调查采用多阶段分层概率抽样方法，全面收集社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，总结中国社会结构变迁的趋势，样本总量为12582个，进入模型分析的样本数为581个。农村青年参与社会公共事务治理形式多样，本文将因变量设定为农村青年参与公共事务行为和态度的频次。通过居民问卷A部分政治参与行为与态度版块5道题项“上次居委会选举/村委会选举，您是否参与了投票？”“请问您是不是工会会员？”“如果有人在公共场所发布批评政府的言论，政府不应该干涉，您同意吗？”“生多少孩子是个人的事，政府不应该干涉，您同意吗？”“在哪里工作和生活是个人的事，政府不应该干涉，您同意吗？”对这5道题目进行操作化，第1、2道题回答项为“是”，则其余选项默认为“否”。这里将“是”赋值为“1”，“否”赋值为“0”，第3、4、5道题将回答项为“完全不同意”和“比较不同意”赋值为“1”，其他选项赋值为“0”。考虑到研究的目的是公共事务参与的频率，将公共事务参与分为两类，即行为和态度（具体类型详见表1和表2），前2道为行为，进行加总，取值范围0～2；后3道为态度，进行加总，取值范围从0～3，分数越高表示参与公共事务行为越频繁，参与态度越积极。

表1 农村青年各类公共事务参与行为基本特征

参与情况（百分比）是否居委会/村委会选举 581 25.4% 74.6%工会会员 581 4.2% 95.8%公共事务类别 样本数

表2 农村青年各类公共事务参与态度基本特征

资料来源：中国综合社会调查（2017年）

公共事务类别 样本数参与情况（百分比）同意 不同意政府干涉公众批评政府的言论 581 48% 52%政府干涉公众生育意愿 581 57.8% 42.2%政府干涉公众工作和生活 581 11.4% 88.6%

2.自变量。自变量是迁徙年限。假设在城乡迁徙背景下，受访者的迁徙年限也会影响其参与公共事务行为及其态度。根据问卷A部分迁移版块题项“您是哪一年离开户口登记地的？”以及受访者的答项和问卷调查的时间，计算出农村青年的迁徙年限。

3.中介变量。第一是新旧媒介的使用情况，根据问卷A部分生活方式版块的题项，受访者对于报纸、杂志、广播、电视、互联网以及手机定制消息使用的频率。根据媒介分类特点，将报纸、杂志、广播、电视归为旧媒介，将互联网以及手机定制消息归为新媒介，对受访者的答项进行赋值：“从不=1”“很少=2”“有时=3”“经常=4”“非常频繁=5”，将受访者关于4项旧媒介的使用情况进行加总，取值为4～20。关于新媒介的使用情况用受访者对于互联网上网以及手机定制消息的频率来定义，“从不=1，很少=2，有时=3，经常=4，频繁=5”，二者进行加总，取值为2～10。第二是不同层级社会关系网络情况，分为横向关系网络和纵向关系网络，横向关系网络主要指受访者与同自己位于同一等级群体之间的社会关系，根据问卷A部分生活方式版块的2个问题“请问您与邻居进行社交娱乐活动（如互相串门、一起看电视、吃饭、打牌等）的频繁程度是：”和“请问您与其他朋友进行社交娱乐活动（如互相串门、一起看电视、吃饭、打牌等）的频繁程度是：”，对受访者的2个答项进行频率加总，赋值为2～14，分数越高表示和邻居及朋友联系更为密切，其横向关系网络就越丰富；纵向关系网络主要指受访者与同自己在社会参与过程中能获得相关资源支持的群体的社会关系，根据问卷A部分的题目“您认为您自己目前位于哪个等级上？”，根据答项取值1～10，1代表最底层，10代表最顶层，数值越大，表明阶层越高，其纵向关系网络就越丰富。

三、实证分析

（一）描述性统计。对自变量和中介变量的描述性统计包括变量名、样本数、均值、标准差四项。详情见表3：

表3 对自变量和中介变量的描述性统计

资料来源：中国综合社会调查（2017）

变量名 样本数 均值 标准差迁徙年限 581 9.03 6.927性别 581 1.5 0.5年龄 581 31.06 7.301婚姻状况 581 0.64 0.481政治面貌 581 0.04 0.203受教育年限 581 11.21 3.541旧媒介使用 581 8.19 2.488新媒介使用 581 6.53 1.867横向社会关系网络 581 6.67 2.911纵向社会关系网络 581 4.18 1.634

通过对以上581个样本的描述性统计结果来看，在个人因素上，农村青年的迁徙年限均值为9.03年，这个将近十年的数字，见证了我国农村由封闭走向开放的特点。政治面貌以非党员居多，这主要是因为我国农村人口基数大，农村青年党员比例不高。在传播媒介上，传统媒体和新兴媒体农村青年均应用的不是很多，均值分别为8.19和6.53，处于中游水平，还发现使用传统媒体的频率高于新兴媒体，这主要是因为农村青年的受教育水平不高，其对互联网新媒体等新兴事物的接受和使用需要一个过渡期，生活方式上依旧会依赖于传统媒体接收信息。在不同层级社交网络上，农村青年在横向和纵向社会关系网络上的均值分别为6.67和4.18，横向社会关系网络处于中上游水平，纵向社会关系网络处于中下层阶段，这种情况符合中国当前的社会结构。横纵向社会关系网络是社会公众在社会交往中形成的社会关系，均属于社会资本中的一部分，社会资本越丰富，公众从其中得到的资源支持才会更多，以上两个数字表明诸多农村青年从横向和纵向社会关系网络中所获得资源支持其实是少之又少的。

（二）研究结果。控制变量、中介变量对迁徙年限的效应详情见表4。

表4 控制变量、中介变量对迁徙年限的效应

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。
资料来源：中国综合社会调查（2017年）

变量名 模型1（线性回归模型）回归系数 标准误差控制变量性别 -0.079* 0.491年龄 0.544*** 0.045受教育年限 0.074 0.085婚姻状况 0.041 0.648政治面貌 -0.014 1.207中介变量旧媒介使用 0.01 0.102新媒介使用 -0.049 0.14横向社会关系网络 0.053 0.086纵向社会关系网络 0.05 0.154

模型1在P＜0.001水平上显著，通过模型1，观察人口学等控制变量以及4项中介变量对农村青年迁徙年限的影响。发现在控制变量中，性别和年龄（p＜0.05）对迁徙年限有显著性影响：在性别上，回归系数为负值，表明男性相较于女性而言，迁徙年限会更长，我国的农村男性青年作为家庭中的劳动力，常年离开户口登记地迁徙进城务工进行谋生，农村女性依旧更多的是以家庭主妇的状态存在，照顾老人和小孩，迁徙在外拥有自己的工作少之又少，比较符合我国农村的传统观念“男主外，女主内”；在年龄上，回归系数为正值，说明随着年龄的增长，社会经验日益丰富，思想会更加开放，对于外界的新鲜事物也更容易接受，尤其是进城务工，其迁徙年限也会随之越长。

从表5的模型2可以看出，迁徙年限对农村青年公共事务参与行为并不存在显著的相关性关系，其P值＞0.05，但年龄和政治面貌依旧对农村青年公共事务参与行为存在显著的相关性关系。农村青年离开户口登记地在外谋生，更多的是受到经济因素的驱动，进城务工的年限并没有对其公民意识和政治认同感产生多大影响，因此日常公共事务参与行为较少。在控制变量中，年龄对农村青年的公共事务参与行为具有显著的相关性（回归系数为0.143，p＜0.05），年龄越大，人生经验越丰富。就政治面貌来看，政治面貌对农村青年的公共事务参与行为具有显著的相关性（回归系数为0.146，p＜0.001），党员参与公共事务的态度更为积极，参与的行为更为频繁，原因是作为党员，常态化的理论学习必不可少，思想觉悟和政治觉悟在潜移默化过程中会更高，政治意识和权利意识会更强，同非党员相比，参与公共事务的机会更多。

表5 迁徙年限对农村青年公共事务参与行为的直接和间接效应

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型3（多重中介效应分析模型）回归系数 标准误差 回归系数 标准误差自变量迁徙年限 -0.015 0.003 -0.0014 0.0025控制变量性别 -0.075 0.03 -0.0553 0.0298年龄 0.143* 0.003 0.0074* 0.003受教育年限 0.028 0.005 0.0031 0.0051婚姻状况 0.044 0.039 0.021 0.0392政治面貌 0.146*** 0.073 0.2558*** 0.073中介变量(b)旧媒介使用 0.0083 0.0061新媒介使用 -0.0059 0.0085横向社会网络 0.0178*** 0.0052纵向社会网络 -0.0085 0.0093迁徙年限经中介变量产生的间接效应(a*b)旧媒介使用 0.0001 0.0002新媒介使用 0.0001 0.0002横向社会网络 0.0006 0.0005纵向社会网络 -0.0001 0.0002调整后R平方 0.041 0.354 0.2758 0.0761变量名模型2（OLS回归模型）

表5的模型3在模型2基础之上控制了人口学变量的情况下，加入了中介变量，考察迁徙年限变量通过新旧媒介使用、不同层级的横纵向社会关系网络等4项中介变量对农村青年参与公共事务行为的直接效应和间接效应。通过SPSS中Process命令运行的结果来看，模型3的P值＜0.001，通过显著性检验。控制变量中的年龄和政治面貌依旧对农村青年的公共事务参与行为具有显著性影响。另外，政治面貌在两项模型中的回归系数发生显著增长，从0.146提升为0.2558，可以解释政治面貌更多的是通过横向关系网络发挥作用。中介变量中的横向关系网络对农村青年的公共事务参与行为存在显著的相关性关系，其回归系数为0.0178，P值＜0.001，表明农村青年与自身相同阶层的群体（邻居、亲朋好友等等）越熟悉，交流越频繁，参与公共事务会更加频繁。

从表6的模型4可以看出，迁徙年限对农村青年公共事务参与态度并不存在显著的相关性关系，其P值＞0.05。但政治面貌依旧对农村青年公共事务参与态度存在显著的相关性关系。从表6的模型5可以看出，在控制变量中，政治面貌对农村青年的公共事务参与态度具有显著的相关性（回归系数为0.3647，p＜0.05），党员参与公共事务的态度更为积极。在中介变量中，旧媒介使用对农村青年参与公共事务的态度具有显著的正相关关系，其回归系数为0.0375，P值＜0.05。农村青年从传统媒体中接收到各种讯息，使用越频繁，其参与公共事务的态度就越积极，且起到一定的间接性中介效应。

表6 迁徙年限对农村青年公共事务参与态度的直接和间接效应

注：p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001。

模型5（多重中介效应分析模型）回归系数 标准误差 回归系数 标准误差自变量迁徙年限 -0.043 0.006 -0.0051 0.0064控制变量性别 -0.041 0.075 -0.0738 0.0755年龄 0.056 0.008 0.0043 0.0076受教育年限 0.042 0.013 0.0123 0.013婚姻状况 -0.051 0.099 -0.0882 0.0993政治面貌 0.085* 0.185 0.3647 * 0.1849中介变量(b)旧媒介使用 0.0375 * 0.0156新媒介使用 -0.0225 0.0215横向社会网络 -0.0129 0.0131纵向社会网络 -0.0333 0.0236迁徙年限经中介变量产生的间接效应(a*b)旧媒介使用 0.0003 0.0005新媒介使用 0.0003 0.0005横向社会网络 -0.0004 0.0006纵向社会网络 -0.0006 0.0006调整后R平方 0.005 0.893 0.1741 0.0303变量名模型4（OLS回归模型）

对比模型3和模型5可以看出，政治面貌对于农村青年公共事务参与的态度比行为的影响更为显著。从模型2和模型4看出，迁徙年限对农村青年的公共事务参与行为及其态度并无显著的相关性关系，即假设1不成立。从模型3和模型5可以看出，新媒介使用以及纵向关系网络对农村青年参与公共事务行为及其态度并无显著的相关性关系，即假设3和假设4b不成立。综上所述，只有假设2成立和假设4a成立。

四、结语

迁徙年限对农村青年参与公共事务的行为及态度并无直接的相关性关系。无论进城务工多久，农村青年更多的是考虑经济层面的因素，公民意识和政治认同感并没有因为居住地的流动而发生明显的变化，他们的公民意识和政治认同感依旧比较低，自然而然参与公共事务的频率比较低。横向社会关系网络和旧媒介的使用，在迁徙年限对农村青年参与公共事务行为及其态度影响中起到中介作用。

在乡村振兴战略之下，在城乡迁徙背景之下，要充分发挥农村党支部的领导核心作用以及基层干部的带头作用，密切联系群众，借助现有的优势条件，不断弥补农村的劣势之处，激励农村青年积极参与乡村公共事务以及整个社会公共事务的治理，落实贯彻好乡村振兴战略。