社会经济地位对青年社会参与的影响——基于社会评价的中介效应

肖昕茹 李 钰

(上海应用技术大学 人文学院， 上海 201400)

社会参与是公民的基本权利与义务，也是国家和社会可持续发展的动力。社会参与是个体关心社会现象、解决社会问题、融入社会群体的重要举措，既体现了客观社会的包容性，又显示了公民主观的责任感。改革开放以来，世界正在经历经济全球化，中国正在经历高速发展的城镇化，在经济跨越式发展的同时，也产生了日益严峻的社会参与问题，给社会与国家的发展带来了不容忽视的挑战与压力，这不仅威胁着社会的健康发展，也影响着青年的社会责任。社会参与一方面包含青年的主观参与意愿，另一方面包含青年的客观参与事实。面对日益突出的社会参与水平低下的问题，中国政府采取了一系列措施，以大力提升公民的社会参与水平，并取得了阶段性的成绩。

目前，社会经济地位与青年社会参与之间的关系日益受到学者们的关注。查阅已有文献资料发现，学者们在社会经济地位对青年社会参与的影响方面的研究还不够。社会经济地位的状况如何影响青年的社会参与情况？对此类问题，现有研究仍然缺乏深入细致的实证与分析。本研究立足这一缺口，利用中国社会状况综合调查2019年的数据(Chinese Social Survey,简称CSS)，探讨社会经济地位和社会参与之间的关系及影响机制。

本研究的具体贡献体现在以下四个方面：第一，在研究视角上，本文将青年作为研究社会参与的主要对象，单独对青年的社会参与现象进行研究，有助于深入理解青年目前的社会状况，解决青年个人发展和社会经济发展中的具体问题。第二，虽然目前很多研究关注社会经济地位和社会参与，但是对社会经济地位与青年社会参与这一重要主题的研究还不足。本研究基于全国社会状况调查的大型样本数据进行实证分析，对理解这一主题更有说服力，其中还补充了社会经济地位、社会参与的文献。第三，本研究从马斯洛需求层次理论和角色理论的视角对社会经济地位和青年社会参与之间的关系进行阐释，为这一主题提供了新的思路，同时拓展了需求层次理论和角色理论的解释范围。第四，经济全球化和中国城镇化不断推进，世界上有不少国家正面临着类似的发展问题。本研究对社会经济地位和青年社会参与的相关分析，可以为世界上其他国家的类似现象提供有益的参考。

1 社会经济地位影响青年社会参与的文献、理论与假设

1.1 文献综述

1.1.1社会参与相关研究 当前，研究者对社会参与及其影响因素进行了相关研究。社会参与定义为公民个人通过一定的途径来参与或影响政府及社会公共事务的行为，是一个动态的发展过程，强调协调互助、责任共担、责任分担机制的形成。也有研究认为社会参与是指不同个体之间或不同群体之间彼此适应、塑造、同化，最终融为一体的过程[1]。社会参与，亦称“社会融入”，是一个动态的、渐进式的、多维度的综合性概念[2]。根据不同属性可以将社会参与分类为政治性社会参与、生产性社会参与、集体性社会参与等。也有资料认为，社会参与类似于结构性社会融入，是社会成员在制度与组织层面参与公共事务的过程[3]。在既有的社会参与相关文献中，国内外对社会参与的定义存在些许差异。西方认为民主制度中的核心要素是社会参与，社会参与被视为实现西方民主的重要步骤；而国内学术界将社会参与视为社会治理中的一个重要分支，是整个经济文化社会发展的重要标志。有学者将流动人口当作研究对象，对其社会参与的民族差异进行了研究[4]；也有文献研究了流动老年人的社会参与水平模式[5]；还有学者对农民工的过度劳动和社会参与进行了研究，证实了一种“挤出效应”[6]。在既有研究中，大多数学者关注老年人、农民工、残疾人、少数民族群体的社会参与，对青年社会参与情况鲜有关注，本研究试图分析青年社会参与水平过低的现象，为提高社会参与水平及社会经济发展提供一些借鉴和建议。

1.1.2社会经济地位相关研究 国内外学者对社会经济地位及其影响因素进行了一些研究。在国外，有学者将社会经济地位与青少年的个人发展、神经属性相联系，也有学者将社会经济地位与老年人的摔倒相联系，探究社会经济地位的影响因素[7]，还有学者将有关案例对社会经济地位和教育知识的影响机制进行验证[8]。在中国，学者更多的是将社会经济地位与家庭、社会、个人发展联系起来。有学者利用自我控制的中介作用和性别的调节作用研究社会地位与青少年消极冒险行为的关系[9]。有学者对社会经济地位的研究发现，随着人的经济和生活水平的提高、收入和教育水平的提升，他们的投票率和参与率反而有所下降[10]。也有研究表明，受教育程度越高的人，对社会问题更敏感，参与的态度更消极[11]。

1.1.3社会评价相关研究 社会评价是对整体社会及各项条目的综合评估，具体包括对各级政府的满意度、对社会事务的公平感、对个人生活的幸福感等指标。已有研究证明，个人的情绪会受到社会中他人情绪和评价的影响[12]。有学者基于CSS 2015年的数据采用结构方程模型研究民众社会心态对政府满意度的影响，发现社会心态与对政府的满意度呈负向显著作用[13]。也有学者基于CSS 2017年的数据，运用OLS回归模型检验不同类型的政府公共服务供给如何影响居民的生活满意度，引入社会公平感的调节效应机制[14]。更有学者探析了社会参与对老年人心理幸福感的影响及生命意义的中介作用和家庭关怀的调节作用[15]。既有文献中关注的大多是社会评价的单个指标，而本研究将社会评价这一虚拟变量视为社会经济地位和青年社会参与的中介变量，探究它们之间的关系。

现有文献对社会经济地位、社会参与和社会评价已经有了较多的研究，然而对社会经济地位与青年社会参与的关系仍然缺乏相关研究。在已有研究中，一方面，青年社会参与水平较低可能是因为他们所处的社会地位受个人需求层次和多重角色的限制，也有可能是因为他们获得的相关信息不到位，这与有关部门、大众媒介的关系是分不开的。另一方面，如果受访者认为社会参与和自身社会经济地位的关系微乎其微，那么对社会参与行为就会产生缩小效应。类似的结论是否适用于青年？社会经济地位在青年社会参与中究竟发挥了怎样的作用？仍需进一步的研究与实证分析。

1.2 理论与假设

本研究立足需求层次理论和角色理论的视角，通过阐释理论和实证分析进一步提出研究假设，进而构建了逻辑框架图，如图1所示。

图1 理论分析框架

1.2.1需求层次理论(Maslow’s Hierarchy of Needs) 马斯洛的需求层次理论将人类需求分为生理需求(Physiological Needs)、安全需求(Safety Needs)、爱和归属感(Love and Belonging)、尊重(Esteem)和自我实现(Self-actualization)五种类型,分别从低级到较高级排列[16]。学术研究者们将马斯洛需求层次理论运用到管理学、社会学、心理学、医学等分析中[17-18]。作为社会的一员，每个人都渴望自己的努力付出能被赏识，自己的人生价值能被挖掘，自己的社会地位能被尊重。尊重主要包含内部需要和外部需要，内部需要指的是人的自尊，而外部需要对应的是一个人良好的社会地位、丰厚的经济收入、优质的学历背景、稳定的职业身份。相比社会经济地位低的受访者，社会经济地位高的人群承担的社会责任更多，自我需求层次更高，扮演的角色更加丰富。社会经济地位的高低影响了个人的自我需求和相关角色，从而影响个人的社会评价和社会参与。

1.2.2角色理论(Role Theory) 角色理论蕴含着重要的社会规范意义和丰富的方法论意义[19]。角色理论指的是个人的态度与行为如何被其在社会中的角色地位及社会角色期望所影响的社会心理学理论，是尝试遵照个人的社会地位或社会身份去揭示自身行为、阐释其中规律的研究领域。一个人可以同时扮演多个角色，并能保持各角色一致，但难免会发生角色冲突。个人社会经济地位提升后，需要扮演的角色也更加复杂，在发生角色冲突时，个人往往会选择更加有利于自身利益的角色。例如，青年往往因为收入较高而处于较高的社会经济地位，扮演多重社会角色，对社会综合评价较好，从而进一步影响个人的社会参与。因此，从角色理论来解释也可行。

基于需求层次理论和角色理论，利用中国社会状况综合调查(CSS)2019年的数据，提出以下三个假设。

研究假设1：社会经济地位与青年社会参与呈显著正相关关系。

研究假设2：社会经济地位通过社会评价的中介作用对青年社会参与产生影响。

研究假设3：社会评价与青年社会参与呈显著正相关关系。

2 研究设计

2.1 样本选择

本研究采用了中国社会科学院社会学研究所于2019年进行的“中国社会状况调查”项目的统计数据。该研究是一个全国范围的大规模连续性的社会抽样调查项目,启动于2015年,每两年开展一次。此次研究将采取多阶分层概率抽样设计的方式,研究涉及了我国内地30个省级行政单位,共涵盖了576个村/居民区,目的主要是了解公民的职业、工作能力、生活状况,以及公民对当前大部分经济社会问题的认识。在此基础上,鉴于本次研究的主要对象为城市青年,年龄范围限制在20～40周岁,剔除年龄不在此范围内和部分变量具有缺失值的样本,最终得到符合需要的样本1 675个。

2.2 变量测量

2.2.1解释变量 本研究的主要解释变量是社会经济地位。对社会经济地位的测量，本研究根据已有研究对社会经济地位指标的测量，并结合CSS 2019实际的数据情况，采用了三项指标衡量社会经济地位:一是青年的受教育程度，二是青年的收入水平，三是青年的工作职业[20]。综合分数越高即代表的社会经济地位水平越高。本研究中该量表的Cronbach’sα为0.869。

2.2.2被解释变量 本研究将社会参与设置为被解释变量，主要测量的是受访者社会参与事实的情况[21]。对应问卷调查中的相关问题是：最近两年，您是否参加过下列社会事情(多选)？根据提问与回答，本研究将社会参与设置为虚拟变量，对受访者参加的次数进行累加计分统计，分数越高代表社会参与水平越好。本研究中该量表的Cronbach’sα为0.843。

2.2.3中介变量 本研究中介变量是社会评价，也是一个主观型综合性变量[22]。为了得到准确的数据，就采访者对人与人之间的信任水平、对现在社会的宽容程度、对现在社会的公平公正情况进行评价，1～10分代表社会评价的综合得分，总分高低代表着社会评价的高低，本研究中该量表的Cronbach’sα为0.904。

2.2.4控制变量 为了避免一些人口统计变量对社会参与的影响。本研究选取了性别、年龄、婚姻状况等作为控制变量。

2.3 数据处理

本研究的数据处理过程首先运用MPLUS 7.4对关键变量(社会经济地位、社会评价、青年社会参与)进行验证性因子分析(三因子模型)，其次采用SPSS 26.0对数据进行基础分析，并利用Hayes编制的Process中的模型4对社会评价的中介效应进行检验，采用bootstrap方法，95%置信区间，样本量为1 000次，检验水准为0.05。

3 数据分析和结果

3.1 验证性因子分析

为了检验关键变量之间的区分效度，本研究采用MPLUS 7.4对关键变量进行验证性因子分析，验证结果见表1。三因子模型拟合程度最优(RMSEA=0.074；CFI=0.789；NNFI=0.781；x2/df=3.792)，说明变量的区分效度良好。

结合本研究前面提出的理论框架模型，后续将依据三因子模型进行进一步分析。

表1 验证性因子分析结果(N=1 675)

3.2 相关分析

表2显示的是本研究中各变量的均值、方差和变量间的相关系数。社会经济地位和社会参与显著正相关(r=0.078，p<0.01),社会评价与社会参与呈显著正相关关系(r=0.066，p<0.01),数据结果证实了本研究的假设1和假设3，为模型证实提供了必要的基础条件。

表2 主要变量的平均值、方差和相关系数

3.3 共同方法偏差检验

为避免出现共同方法的偏差现象，本研究利用匿名填写问卷的方法控制数据收集的程序。在本次实证分析中，采用了Harman单因素法构建单因素模型和三因素模型以检验数据是否受同源方差影响。验证结果显示，单因素模型中拟合指标为：RMSEA=0.127；CFI=0.686；NNFI=0.581；x2/df=6.109。三因素模型拟合程度最优(RMSEA=0.074；CFI=0.789；NNFI=0.781；x2/df=3.792)。因此，三因素模型比单因素模型的模拟程度更优，说明本文的样本数据不存在严重的共同方法偏差现象。

3.4 假设结果检验

3.4.1社会经济地位、社会评价、青年社会参与的回归分析 本研究利用SPSS 26.0中的多层回归方法将社会经济地位、社会评价、青年社会参与三个变量的两两间的关系进行回归分析，回归结果见表3。社会评价对青年社会参与发挥正向影响的作用(β=0.017，p<0.01)，说明社会评价能够显著正向预测青年社会参与，这与本研究的假设1相一致。同时，社会经济地位对社会评价也发挥着显著的正向影响作用(β=0.029，p<0.01)，说明社会经济地位能够显著正向预测社会评价。加入中介变量社会评价后，社会评价对社会参与的正向预测作用仍显著(β=0.015，p<0.01)，因此，社会评价也能够显著正向预测社会参与(β=0.050，p<0.001)。这两点也验证了研究假设2和假设3。

表3 变量的回归分析

3.4.2社会评价的中介效应分析 根据既有的文献、理论以及本研究进行的相关分析、回归分析，构建了社会经济地位通过社会评价影响青年社会参与的中介模型，进一步验证了三个研究假设。根据差异分析结果，将有统计学差异的人口学变量(性别、年龄、婚姻状况)作为本研究的控制变量，并采用SPSS 26.0中的Process程序模型4对社会评价进行中介效应的检验。具体的中介模型验证结果见表4：社会经济地位对青年社会参与的预测作用明显(β=0.019 3，p<0.001)。加入中介变量社会评价后，社会经济地位对青年社会参与的预测作用依然显著(β=0.017 8，p<0.001)。综上所述，社会经济地位对社会评价的预测作用显著(β=0.029 6，p<0.001)，社会评价对青年社会参与的预测作用也显著(β=0.051 1，p<0.001)。

社会经济地位对青年社会参与的直接效应和社会评价的中介效应的bootstrap95%置信区间的上下限均不包括0，表明社会经济地位不仅能够直接预测青年社会参与，而且能够通过社会评价的中介作用预测青年社会参与。直接效应(0.017 8)和中介效应(0.001 5)分别占总效应的比例为92.23%和7.77%(见表5)，由表4和表5的中介模型检验结果绘制了中介效应模型图，如图2所示。

表4 社会评价的中介模型检验

表5 总效应、直接效应及中介效应分解表

图2 中介效应模型

4 结论与展望

4.1 结论

4.1.1青年社会参与的情况 国内学者普遍认为青年社会参与水平偏低。本研究中青年社会参与水平为68.7%，与大多数学者的研究结果一致。本研究还发现性别、年龄、婚姻状况是青年社会参与的影响因素。在性别上，男性青年社会参与水平明显高于女性青年社会参与水平，有显著统计学差异，与国内外研究一致。这可能与生物学因素相关，男性天生社会责任感略强，女性家庭内部责任更多。在年龄上，年龄较大的青年比年龄较小的青年社会参与水平更高，这可能是因为随着年龄的增长，人生阅历更加丰富，自我需求层次提高，更希望通过社会参与体现自我价值，满足自身价值追求。在婚姻状况上，未婚青年的社会参与水平明显高于已婚青年的社会参与水平，与以往的研究结果一致，这可能是由于婚姻给个人带来更多的责任与角色，有多重角色就会出现角色冲突，因而很难自由地进行社会参与；而未婚青年个人时间稍多，扮演的角色相对较少，更有机会进行社会参与。研究结果表明：社会各界要适当减轻青年生活工作各方面的压力，提升他们的自我满足感，鼓励个人进行社会参与。

4.1.2社会经济地位、社会评价和青年社会参与的关系 实证研究发现，社会经济地位与青年社会参与呈正向的显著相关，能显著正向预测青年社会参与。这不仅验证了研究假设1，也验证和拓展了需求层次理论和角色理论。青年处在人生的转折点，肩负着社会的担当，背负着家庭的责任，面临个人生活、工作内容和情感关系等方面的问题。缺乏较高社会经济地位的青年很难在现实生活中得到一定的心理满足，扮演的角色也无法达到自我预期，进而对社会总体评价较低，抑制了个体进行社会参与的欲望；而具有较高社会经济地位的青年，在角色扮演和自我需求方面都比较成功，对社会各方面的评价良好，会积极参加社会组织和参与社会活动，这与本研究假设2和假设3一致。本研究的结果证明：社会经济地位是青年社会参与的预测变量，即社会经济地位较高的青年，个人自我需求层次偏高，扮演的多重角色较好，对社会整体评价良好，且有一定的归属感和认同感，有助于提高青年社会参与的积极性。

4.1.3社会评价的中介作用 实证研究发现，社会评价在社会经济地位和青年社会参与之间起部分中介作用，即社会经济地位会影响青年社会参与，其中一部分影响是通过中介变量社会评价对社会参与发挥的作用，同时验证了本研究的假设2。青年处于漫漫人生的关键阶段，扮演多重的社会角色，拥有不同的自我需求，面临工作学习、人际交往和个人情绪等多方面的问题。社会评价越高的个体，可能在社会中扮演的角色越丰富，个人的需求层次也越高，主观方面可能有更高的自我价值与社会追求，客观方面的社会地位相对较高，对社会环境的适应性相对较好，可以在社会参与中得到满足感与成就感。社会经济地位呈现了社会对个人的融合度以及个人对社会的归属感。社会经济地位高的个体，宏观层面有更好的社会资源，肩负更多的社会责任和义务，扮演着多重社会角色和家庭角色；微观层面的自我追求也相对较多，进而增强了个体进行社会参与的动机，促进其更频繁地参加社会组织和参与社会活动，从而在现实生活中获得更多满足。

4.2 建议

对本研究的结论具有以下三条建议。第一，青年的社会经济地位不断提高，日渐成为社会全面发展的核心组成部分。而青年社会经济地位的提高带来了更高的社会需求，责任、压力会降低青年的社会参与意愿，这就要求政府要进一步加强对青年身心健康的关注，鼓励青年在社会经济地位提高的同时，也要注意身心的健康发展。第二，青年对社会的综合评价会影响青年的社会参与水平，而提高社会公平感、宽容度、信任度等有助于提升青年社会参与水平，这对青年的主观参与意愿和社会发展都很重要。因此，各级政府应进一步采取有力的治理措施，不断提升社会治理水平以提高青年的社会评价。第三，各级政府应联手搭建更多适合青年参与的平台，在提升他们经济地位的同时，强化他们的价值观和责任感，拉近彼此之间的心理距离，增强青年的认同感、归属感与获得感，使其更好地进行社会参与。

4.3 局限与展望

本研究仍存在一些局限：第一，在本研究的实证分析过程中，以青年为研究对象，以“社会参与”作为被解释变量(虚拟变量)，但对社会参与本身而言，本研究无法准确获取参与意愿和参与活跃程度的相关数据；由于变量层面的限制，CSS 2019的数据识别社会经济地位对青年社会参与的影响及其作用机制程度有限，总之，变量层面的限制是本研究的局限之一。第二，由于CSS数据为截面数据，本研究缺少对内生型问题的分析，科学的因果推断需要进一步证实。因此，将来如果有变量设置更为丰富、针对性更强的追踪调查数据，那么可以更精准地识别社会经济地位与社会参与之间的因果效应，从而更严谨和细致地揭示社会经济地位影响社会参与的机制。