结构的影响，城市逐步发展成为经济、政治、文化、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
公共事务类别样本数
参与情况（百分比）
是否
居委会/村委会选举58125.4%74.6%工会会员581 4.2%95.8%
表2 农村青年各类公共事务参与态度基本特征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58148%52%
政府干涉公众生育意愿58157.8%42.2%
政府干涉公众工作和生活58111.4%88.6%资料来源：中国综合社会调查（2017年）
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变量名样本数均值标准差
迁徙年限5819.03 6.927
性别581 1.50.5
年龄58131.067.301
婚姻状况5810.640.481
政治面貌5810.040.203
受教育年限58111.21 3.541
旧媒介使用5818.19 2.488
隋棠 走光新媒介使用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资料来源：中国综合社会调查（2017）
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
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。
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
变量名
模型4（OLS回
归模型）
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-0.0430.006-0.00510.0064控制变量
性别-0.0410.075-0.07380.0755
年龄0.0560.0080.00430.0076受教育年限0.0420.0130.01230.013婚姻状况-0.0510.099-0.08820.0993政治面貌0.085*0.1850.3647 *0.1849中介变量(b)曲婉婷怎么销声匿迹了
旧媒介使用0.0375 *0.0156新媒介使用-0.02250.0215横向社会网络-0.0129 0.0131纵向社会网络-0.03330.0236迁徙年限经中介变量产生的间接效应(a*b)压缩文件怎么解压
古惑仔照片兄弟图旧媒介使用0.00030.0005新媒介使用0.00030.0005横向社会网络-0.00040.0006纵向社会网络-0.00060.0006调整后R平方0.0050.8930.17410.0303
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。
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。
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。
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