居住流动性对青年社会参与意愿的影响

豆雪姣¹谭旭运²杨昭宁^{1, 3}

(¹ 曲阜师范大学教育学院,曲阜 273165)(² 中国社会科学院社会学研究所,北京 100732)(³ 济南大学教育与心理科学学院,济南 250000)

摘 要 采用问卷调查法，以332名青年为研究对象，探讨居住流动性对社会参与意愿的影响及其心理机制。结果显示：(1)青年的社会参与意愿总体上比较乐观，不存在显著的性别、年龄和城乡差异，仅在本、外地户籍上存在显著性差异; (2)居住流动性与青年社会参与意愿呈显著负相关; (3)地方认同在居住流动性对社会参与意愿的影响中起部分中介作用; (4)流动自主性在居住流动性和社会参与意愿之间具有调节作用，具体来说，居住流动性对青年社会参与意愿的消极影响仅在低流动自主性条件下显著。研究表明，提升青年的地方认同感，鼓励并支持青年群体在居住流动过程中充分发挥其自主性，可以有效提升高居住流动性青年的社会参与积极性。

关键词 青年群体; 居住流动性; 社会参与意愿; 地方认同; 流动自主性

1 问题提出

社会参与(social participation)是指社会成员在社会互动过程中，以某种方式参与、介入国家的政治、经济、社会、文化以及社区的公共事务从而影响社会发展的过程，包括人际交往、劳动参与、闲暇活动和社会互动等多种形式的活动(杨宜音，王俊秀，2013)。一般来说，社会参与既包括社会层面的事件和活动，也包括与他人相联系的非正式、非制度化的社会互动，以及在参与过程中自身价值的体现(刘宏森，2018; 王兵，2012)。青年积极而广泛的社会参与，既是社会发展的需要，也是青年群体自身发展的需要(时昱，沈德赛，2018)。明确影响青年参与各种社会生活事务意愿的具体因素和心理机制，是社会参与研究领域亟需探讨的重要问题之一。

其中,B1(nV×1),B2(nI×1)分别为输入电压和输入电流;A为关联矩阵且具有0,1,-1元素。

国内关于青年社会参与的影响因素研究中，主要分为个人因素(例如性别、年龄等人口学变量; 心理需求; 预期等)(韩晶，2003; 吴鲁平，1994)和环境因素(例如国家政策和制度; 参与渠道和参与机制等)(刘宏森，2018; 罗志，2003)， 而很少考虑到社会生态因素对青年社会参与意愿的影响。作为心理学领域的一个新分支，社会生态心理学(socioecological psychology)可以巧妙地将一些远端的宏观因素用来解释人们的心理现象和行为的发生(窦东徽， 石敏， 赵然， 刘肖岑， 2014; 何文广， 宋广文， 2012)。居住流动性(residential mobility)是近几年颇受学者关注的一个社会生态因素，它是指人们在某一特定时间段内改变居住地的程度或频次(Oishi，2014)。随着现在年轻人租房现象的日益凸显，搬迁住所已经变得普遍。有调查显示，“80后”“90后”租房青年的平均搬家次数超过4次，其中男性高于女性。《中国流动人口发展报告2017》也指出，在今后较长一段时期，大规模的青年流动将是我国经济社会发展中的重要现象。因此，了解并探究我国转型期影响青年社会参与的社会生态因素(例如居住流动性)，对于准确把握我国青年社会参与的现状并在此基础上促进其积极有序地参与社会发展具有重要的现实意义。

已有大量研究发现，居住流动性直接影响着人们的社会心理和行为。比如高居住流动性的青年人更倾向于冒险和说谎行为，因为他们企图从中获取个人利益(Zuo，Huang，Cai， & Wang，2018)。有实验研究表明，大学生在高居住流动性条件下比在低居住流动性条件下表现出更少的助人行为(Oishi et al., 2007)。此外，在参与选举投票方面，有研究者发现那些具有搬家经历的美国人投票率大大降低，并且搬迁距离越远，投票率会越低(Highton，2000)。与居住稳定性相比，居住流动性对居民自我报告的公民参与具有负向预测作用(例如，不愿意谈论社区的需求，不会为改变社区而付出努力)(Kang & Kwak，2003)。其他研究表明，高居住流动性与高犯罪率和社区暴力有关(McGee，Wickes，Corcoran，Bor， & Najman，2011)。总之，这些研究结果表明，无论是助人等具有亲社会性质的行为还是投票、社区参与等活动，居住流动性在预测个体社会参与行为意向方面都发挥着重要作用。因此本研究提出假设1：居住流动性越高，青年的社会参与意愿越低。

有研究发现，居住稳定性是保障对所在地依恋或认同的重要前提，而居住流动性会导致对所在地较低的情感认同(Oishi，Talhelm，Lee，Komiya， & Akutsu，2015)。地方认同(place identity)是指个体与地方互动从而实现社会化的过程，这种特殊的社会化包含了情感、感知与认知等多种复杂的过程，通过这一过程，个体将自身定义为某个特定地方的一份子(朱竑，刘博，2011; Stedman，2002)。对于一个没有搬迁经历或居住流动性较低的青年而言，由于居住时间较长使得他们更容易对该地方产生强烈的认同感。相比之下，那些需要频繁搬迁而具有较高流动性的青年，则可能很难形成作为某地方成员的重要角色认同，也不易形成对该地方的归属感以及与其他居民之间的心理联系(Oishi et al., 2007)。可见，对居住地的认同感包含了在个体、群体、社区以及日常生活环境之间的一种复杂的情感纽带或联系(Carrus，Scopelliti，Fornara，Bonnes， & Bonaiuto，2013; Scannell & Gifford，2010a)。另外，有研究表明，对一个地方的积极情感和认同程度强烈地影响了个体参与保护自然环境的意愿(Stedman，2002)。在一项针对中国社区居民的研究中发现，居民对地方的依恋和认同程度能显著的正向预测其亲社会行为(Zhang， Zhang， Zhang， & Cheng， 2014)。如果居民对所生活的社区有较强的认同感，他们参与社区活动的频次就越高、邻里互动也越多(辛自强，凌喜欢，2015)。因此本研究提出假设2：地方认同在居住流动性对社会参与意愿的影响中起中介作用。

在实际生活中，面对与个人的家庭、教育或职业的变动等紧密相关的“搬家”这一重要生活事件(Dieleman，2001)，往往会涉及主动还是被动搬迁的问题，即流动自主性的问题。不难发现，当青年人做出主动搬迁的选择时，通常是因为拥有了更好的发展机会，并对未来充满美好预期。这会在很大程度上缓冲由居住流动性本身引发的焦虑、压力和孤独等消极情绪(Oishi，2010)。另外，自我决定理论明确指出，自主性是个体的基本心理需求之一，它是个体健康成长和发展的核心(Deci & Ryan，2000)，这一需求的满足可引导人们从事感兴趣的、有益于自身发展的行为(刘靖东，钟伯光，姒刚彦，2013)。可以推测，当自主性需求得到满足时，个体将朝积极健康的方向发展，更愿意投入到有意义的事情中; 当自主性需求受到阻滞时，个体将朝消极方向发展，从而降低对积极事件的关注和投入。因此，本研究提出假设3：流动自主性在居住流动性与社会参与意愿之间具有调节作用，较强的流动自主性可以缓和居住流动性对社会参与意愿的负向影响。

内部行政的有序性是现代企业生产运营的前提，同样也是企业在大数据环境和技术支持下对电子供应链金融风险管理的核心策略。通过实际调查发现，我国许多中小型企业对于企业内部电子供应链金融管理工作无法做出有效判断和行政管理。对此，首先需要完善内部风险行政管理体制，加强企业部门行政规划，保证部门工作的充分性和有序性，从而提高抵抗电子供应链金融风险的能力，给领导者提供有力的思想依据。此外，各行政部门的领导者需要及时转变自身观念，不要过分夸大或忽视金融风险的危害，推动企业行政规划更好更快发展。

图1 理论模型

2 方法

2.1 研究对象

本研究通过智媒云图自主研发的问卷调研APP“问卷宝”，向在线样本库中18～35岁的全国用户推送问卷，剔除无效数据后，最终得到有效样本332份。其中男性158人，占47.6%，女性174人，占52.4%; 平均年龄27.64±4.46岁; 农村户口169人，占50.9%，城市户口163人，占49.1%。

写作是将自己平日所读、心中所感经过积累转化后通过语言文字灵活而丰富地表现出来，因此对于提升学生的能力来说提升其语言理解能力也是十分重要的。语言文字能力的提升是需要经过一定的积累和学习的。在日常教学中，教师可以积极引导学生展开对文字理解力的培养。如在进行部编版八年级上册《背影》一文的教学时，在使学生展开课文欣赏的过程中，使其多注重作者的语言表达、文字运用，从而增强自身对语言文字的理解力，在自身进行作文写作的过程中，便能够更好地用文字展开事物描写、情感表达。

2.2 研究工具

2.2.1 社会参与意愿问卷

参考《中国社会心态研究报告(2017)》中的社会参与问卷(谭旭运，2017)测量青年人的社会参与意愿，并在此基础上增加了1个题目。具体包括是否愿意：为帮助受困受灾的人而捐款捐物(新增题项)，在网上参与社会问题的讨论，参加志愿者服务活动，向政府机构或媒体等反映意见，参加绿色出行、节约用水、垃圾分类、减少使用塑料袋等这类活动以及向有关部门举报腐败行为等。采用李克特7点计分，1表示非常不愿意，7表示非常愿意，得分越高，社会参与意愿越强烈。该问卷的Cronbach’sα 系数为0.85。运用Amos 17.0得出验证性因素分析模型的各项拟合指数较好：χ²/df =3.07,RMSEA =0.08,SRMR =0.04,AGFI =0.94,NFI =0.97,GFI =0.98,IFI =0.98,TLI =0.96,CFI =0.98。说明该问卷具有良好的信效度。

此外，采用独立样本t 检验对不同人口学变量上青年的社会参与意愿做差异性分析，结果显示(详见表1)：在不同性别、年龄、城乡变量方面，青年的社会参与意愿不存在显著性差异(p >0.05); 而本地户籍青年的社会参与意愿(M =5.39,SD =0.91)却显著高于外地户籍青年(M =5.05,SD =0.96),t (330)=3.05,p <0.01,Cohen ’s d =0.36。

采用Oishi等研究者(Oishi, Miao, Koo, Kisling, & Ratliff, 2012)在以往研究中的测量方式，要求调查对象回答在其“小学时期”“小学到高中”和“高中至今”这三个阶段搬过多少次家(搬家是指不同地区或城市间的搬迁)。三道题目均为填空题，由调查对象根据自己的实际情况进行填写。将三个阶段的搬迁总次数作为居住流动性的指标，数值越大，说明调查对象的居住流动性水平越高。三道题目的Cronbach’s α 系数为0.72。

2.2.3 地方认同问卷

研究选用《中国社会心态研究报告(2016)》中城市认同问卷(谭旭运，杨宜音，黄智宽，蒋凡，2016)的部分题目测量青年人的地方认同。问卷共6个题目，例如：“我喜欢所在地方的生活方式”。采用李克特7点计分，1表示非常不同意，7表示非常同意，得分越高，地方认同感越强烈。该问卷的Cronbach’sα 系数为0.85。运用Amos 17.0得出验证性因素分析模型的各项拟合指数较好：χ²/df =2.02,RMSEA =0.06,SRMR =0.05,AGFI =0.96,NFI =0.98,GFI =0.98,IFI =0.99,TLI =0.98,CFI =0.99。说明该问卷具有良好的信效度。

2.2.4 流动自主性

取百香果果肉捣碎，经无菌纱布过滤留汁并杀菌冷却，得百香果果汁；将脱脂奶粉与白糖混合、溶解，并杀菌冷却，得无菌奶液；菌粉用温开水溶解，以备接种。

青年人通过参与社会事务或从事社会活动而融入社会，是其自身成长的需要和权利，是破解当今社会问题的重要途径，是社会可持续发展的必然要求(刘宏森，2018)。改革开放40年来，随着社会的快速变迁，社会经济成分、组织形式、就业方式、利益关系和分配方式的日益多样为青年的全面发展创造了更加广阔的空间，与社会进步相适应的思想观念、社会意识、价值取向等也正在丰富着青年人的精神世界(余逸群，2012)。本研究发现青年的社会参与意愿整体上比较乐观，在参与绿色环保活动、捐款捐物和志愿者服务活动方面的意愿比较强烈，这些活动可能相对日常化，对青年人而言较少受到时间和地域的限制，因此参与的意愿相对更高一些。同时这与社会的宣传和鼓励以及青年自身的社会参与意识、社会责任感的提高也是紧密相关的(王俪娟，2013)。一直以来，青年人积极投身社会建设，是正能量的倡导者和践行者, 特别是志愿服务活动已经成为青年人积极参与社会、履行社会责任的一面旗帜(谭建光，2018)。

2.2.5 控制变量

根据以往研究结果，考虑到性别、年龄、户籍状况、受教育程度和个人月收入情况等对居住流动性和社会参与意愿的影响，本研究将这些变量均作为控制变量处理。

那位想收留克里斯的老人对他说：“当你原谅的时候，你就会爱；当你爱了，上帝之光就会照耀你。”这句话在克里斯的短暂一生中起着至关重要的作用。

2.3 数据处理

问卷回收后，运用 SPSS 22.0 进行数据整理、描述统计、相关分析和回归分析。其中回归系数的显著性检验均采用 Bootstrapping 方法(重复抽样1000次)获得参数估计的稳健标准误及95%偏差校正的置信区间，若置信区间(Confidence Interval，CI)不含零则表示相应的效应显著。

2018年8月23日，经广东省人民政府批复同意，港珠澳大桥收费站车辆通行费收费标准确定为：小型客车（私家车、出租车）150元/车次，大型客车（过境巴士）200元/车次，穿梭巴士300元/车次，普通货车60元/车次，货柜车115元/车次，收费标准以人民币结算。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

由于问卷采用自陈式的作答方式，并且多个变量之间使用相同的受测者进行测量，可能会导致共同方法偏差(熊红星，张璟，叶宝娟，郑雪，孙配贞，2012)，因此本研究采用Harman单因子检验法进行了共同方法偏差的检验。结果表明，析出特征值大于1的因子共有6个，且第一个因子解释的变异量为25.73%，小于40%的临界标准，说明不存在严重的共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。

3.2 描述性统计

3.2.1 社会参与意愿的现状分析

总体来看，青年的社会参与意愿比较乐观，平均得分为5.29，处于比较愿意和愿意之间(参见图2)。具体来看，首先，青年人对于不同活动的参与意愿水平是不同的。其中在参加绿色环保活动方面，参与意愿最高(M =5.69)。其次，在捐款捐物(M =5.46)和志愿者服务活动(M =5.33)方面，参与意愿也较高。在网上参加社会问题的讨论(M =5.21)和向政府机构或媒体反映意见(M =5.15)方面，青年的参与程度相对较低。而在向有关部门举报腐败行为(M =4.88)方面，青年表现出的参与意愿最低。

图2 青年人在不同活动上的参与意愿得分情况

2.2.2 居住流动性

表1 青年社会参与意愿在不同人口学变量上的差异性检验

按照有、无搬家经历将本次调查的青年分为两组，独立样本t 检验的分析结果显示：没有搬家经历的青年(M =5.54,SD =0.82)，其社会参与意愿显著高于有搬家经历的青年(M =5.16,SD =0.96),t (330)=3.78,p <0.001,Cohen ’s d =0.44。这说明与未流动的青年相比，居住流动青年的社会参与意愿会有所降低。

综上所述，本研究以青年群体为研究对象，基于社会生态心理学的研究视角探讨居住流动性与社会参与意愿之间的关系及其心理机制(理论模型参见图1)。研究目的有三个：(1)探索居住流动性对青年社会参与意愿的影响; (2)探讨地方认同在居住流动性与青年社会参与意愿之间的中介作用; (3)探究居住流动性影响社会参与意愿的边界条件，即流动自主性在两者之间的调节作用。

“40年沧桑巨变，这是中国人民在人类发展史上所创造的伟大奇迹，造就这个奇迹的密码，就是坚持中国共产党的领导。”舒展说。

由表2可知，在居住流动性方面，没有搬家经历的青年占本次调查总人数的34.0%，而超过六成的青年人有过搬家经历，并且主要集中在1～3次，最多达到12次。同时求得总体居住流动性的平均值为2.38次，说明在本次调查的青年群体中，平均每人有两次左右搬家的经历。

表2 居住流动性的频率分布情况(N =332)

3.2.2 居住流动性的现状分析

3.3 相关分析

相关分析结果显示(详见表3)：居住流动性与社会参与意愿之间存在显著负相关(r =-0.25,p <0.001)，即居住流动性越高，社会参与意愿越低。居住流动性与地方认同呈显著负相关(r =-0.18,p <0.01)，地方认同和社会参与意愿之间存在显著正相关(r =0.42,p <0.001)。此外，流动自主性与社会参与意愿之间存在显著正相关(r =0.17,p <0.05)，即在搬迁过程中，自主性越强，社会参与意愿越强烈。

表3 各变量的平均数、标准差以及相关系数

注：p <0.001;p <0.01;p <0.05。

3.4 回归分析

将所有变量中心化处理后进行回归分析。首先以居住流动性为自变量，社会参与意愿为因变量，进行回归分析，检验居住流动性对社会参与意愿的预测作用。结果表明(方程1)：居住流动性显著负向预测社会参与意愿(β=-0.25,p <0.001，95%CI ：-0.35～-0.14)，接受研究假设1。

由方程2和方程3可知，居住流动性通过地方认同对社会参与意愿产生影响的中介效应为(-0.13)×0.41=-0.05，居住流动性对社会参与意愿的直接效应为-0.19，因此总效应为-0.24，中介效应占总效应的20.8%。由于居住流动性到地方认同和社会参与意愿以及地方认同到社会参与意愿的三条路径的回归系数均显著，因此中介效应显著，即地方认同在居住流动性与社会参与意愿之间起部分中介作用，接受研究假设2。

表4 地方认同的中介效应分析

注：p <0.001;p <0.01;p <0.05。在每一个方程中，都将性别、年龄、户籍、受教育程度以及个人月收入作为控制变量同时纳入回归分析中，由于篇幅有限而未呈现。

在方程4中，将居住流动性、流动自主性以及两者的交互项同时纳入回归方程，结果显示：流动自主性显著正向预测社会参与意愿(β=0.14,p <0.05，95%CI ：0.01～0.29); 同时居住流动性与流动自主性的交互项也显著正向预测社会参与意愿(β=0.16, p <0.05，95%CI ：0～0.33)，说明流动自主性的调节作用显著，接受研究假设3。

表5 流动自主性的调节效应分析

注：p <0.001;p <0.01;p <0.05。在方程4中，将性别、年龄、户籍、受教育程度以及个人月收入作为控制变量同时纳入回归分析中，由于篇幅有限而未呈现。

为了更清晰地揭示流动自主性在居住流动性与社会参与意愿之间的调节作用，进一步进行简单效应分析，按平均数加减一个标准差分为高流动自主性组和低流动自主性组。结果显示(参见图3)：居住流动性对社会参与意愿的负向预测作用在低流动自主性条件下显著(β=-0.08,p <0.01，95%CI ：-0.13～-0.03)，但是在高流动自主性条件下不显著(β=-0.03,p >0.05，95%CI ：-0.09～0.03)。这一结果表明，流动自主性在居住流动性对社会参与意愿的消极影响中可以作为一个缓冲因素，即随着流动自主性的增加，居住流动性对社会参与意愿的负向预测作用有明显下降的趋势。

图3 流动自主性在居住流动性与社会参与意愿之间的调节作用

4 讨论

研究在调查对象回答完各个不同时期的搬迁次数之后继续提问：“其中，有多少次是你主动愿意搬迁住处的？”该题目为填空题，由调查对象根据自己的实际情况进行填写。考虑到调查对象在搬迁总次数上的差异，将主动搬迁次数与搬迁总次数的比值即主动搬迁率作为流动自主性的测量指标。该数值越大，说明在居住流动过程中自主性需求得到的满足越多。

在以往铁路政企合一的背景下，国家铁路建设项目基本上仍采用传统的计划经济模式，无论是公益性线路，还是盈利性、竞争性线路，都由原铁道部负责资金筹措、建设和运营。现阶段投融资体制改革虽然得到了一定发展，但仍然无法摆脱计划经济的束缚。铁路公益性和盈利性不分，导致经营责任制度模糊、企业的投融资主体地位难以确立，这样不仅使得资金运作效率低下，路网资源也无法得到合理配置。

关于居住流动性方面，多数调查对象有1～3次的搬迁经历，可见“搬家”已然成为大多数青年人的一种普遍体验，甚至成为一种生活方式(Oishi，2010)。本研究将居住流动性这一远端生态因素引入社会参与研究领域，为社会参与的相关研究提供了新的研究视角。本研究发现，拥有外地户籍青年的社会参与意愿显著低于本地户籍青年。从某种程度上来说，外地户口则代表了青年的一种流动状态。与没有搬迁经历的青年相比，有过搬迁经历的青年，其社会参与意愿相对更低，并且回归分析结果显示：随着居住流动性的增加，青年人的社会参与意愿呈明显下降趋势。由此可见，居住流动并不利于青年人参与积极性的提高。这与以往研究中居住流动性对个体心理和行为方面产生的消极影响是一致的(McGee, et al., 2011; Oishi et al., 2007)。事实上，“搬家”是一种高生活压力事件，它在Holmes和Rahe(1967)列出的43项生活压力事件中排名第28位。压力性生活事件产生后，个体会通过认知评价，启动一系列的应对策略，但是如果频繁经历压力性生活事件，则不利于青年健康心态的发展和积极行为的表达(Lever，2008)。那么青年人在参与行为上是否与参与意愿表达上会存在差异，还需要以青年的实际参与行为作为观测指标继续进行研究; 或者通过实验法对两者的因果关系展开更加详细的研究。

本研究发现地方认同在居住流动性与社会参与意愿的关系之间起部分中介作用。对于青年人来说，搬来搬去在一定程度上则意味着居无定所，容易引发漂泊感，难以对所居住的地方形成一种依赖和认同感。当从某一个地方搬迁到另一个地方，无论是在同一个城市或地区内还是不同的城市或地区之间，直接带来的是与以往社会关系的断裂(Magdol，2000)，甚至会引发青年对人际关系的焦虑(Oishi et al., 2012)，从而导致社会参与意愿大大降低。进入新的生存环境，建立一个新的社会网络并寻找到积极的情感依恋和认同是高流动青年面临的一个关键问题。因此，在社会治理方面，特别是社区建设过程中，有关部门不能区别对待外地居民或刚入住的居民，帮助青年人尽快融入新的居住环境才是建设社区认同的重点，由此使他们能够积极地参与到社会组织和社区活动中去。

要想增强人们的体魄，仅依靠社会力量是远远不够的，还要借助体育工作人员的力量。体育工作人员既要大力推广大众冰雪运动，又要强化人们的强身健体意识，只有这样，才能更好的促进人们的全面发展。对于2022年冬奥会，我国政府在其中发挥着不可磨灭的作用，主要体现在以下五个方面：第一，有利于提升人们的生活质量水平；第二，有利于推动竞技冰雪运动项目的进一步发展；第三，有利于增强国力；第四，有利于提高民族活力；第五，有利于普及大众冰雪运动项目。

除此之外，本研究结果表明，流动自主性可以缓和居住流动性与青年社会参与意愿之间的关系。这说明，居住流动性并不是在所有情况下都会产生负面的影响，当青年在搬迁过程中，充分表达自己的主动性并满足其自主性需求之后，居住流动性对其社会参与意愿的消极影响就会有所降低。这也符合自我决定理论的基本观点，自主性需求的满足有利于促进个体积极行为的产生(Deci & Ryan，2000)。在当今社会，青年人选择搬家的原因各种各样，其中大部分是自愿的和与机会相关的。现代一部分“80后”“90后”的年轻人认为，稳定则意味着失去了梦想和前进的动力，在一定程度上他们是不希望自己稳定下来的。因此从某种意义上说，频繁搬家的人是机会主义者，他们搬迁的主要目标是追求和最大化自身利益(Boynton-Jarrett，Hair， & Zuckerman，2013)。因此，鼓励并支持青年在居住流动性过程中充分发挥自主性，是促进其社会参与意愿提升的有效途径。

5 结论

(1)青年的社会参与意愿总体上比较乐观，不存在显著的性别、年龄和城乡差异，仅在本、外地户籍上存在显著性差异。

(2)居住流动性与青年的社会参与意愿呈显著负相关。

(3)地方认同在居住流动性和社会参与意愿之间起部分中介作用。

进一步统计了在信噪比为10 dB时，两种算法的误差标准差，见表1，传统形心算法的误差标准差从0.44 ns到3.2 ns逐渐增大，窗宽自适应形心修正算法误差标准差从0.35 ns到0.08 ns逐渐减小，窗宽自适应在饱和和非饱和波形下均适用.

(4)流动自主性在居住流动性和社会参与意愿之间具有调节作用，具体表现为：居住流动性对社会参与意愿的消极影响在低流动自主性条件下显著，而在高流动自主性条件下不显著。

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The Influence of Residential Mobility on Young Adults ’Willingness to Social Participation

DOU Xuejiao¹; TAN Xuyun²; YANG Zhaoning^{1, 3}

(¹Institute of education ,Qufu Normal University ,Qufu 273165,China )(²Institute of sociology ,Chinese academy of social sciences ,Beijing 100732,China )(³Institute of education and psychological science ,Jinan University ,Jinan 250000,China )

Abstract Using the questionnaire survey method, 332 young adults were studied to explore the influence of residential mobility on willingness to social participation and its psychological mechanism. The results showed that: (1) young adults’ wilingness to social participation is generally optimistic and there is no significant gender, age or urban-rural difference, but only significantly different between local and foreign household registration; (2) residential mobility is negatively correlated with young adults’ willingness to social participation; (3) place identity played a mediating role in comprehending the relationship between residential mobility and willingness to social participation; (4) mobility autonomy played a regulating role in comprehending the relationship between residential mobility and willingness to social participation. Specifically, the negative effect of residential mobility on willingness to social participation is only significant under the condition of low mobility autonomy. The research show that improving the local identity of youth and encouraging and supporting them to give full play to their autonomy in the process of residential mobility can effectively enhance the enthusiasm of young adults with high residential mobility in social participation.

Key words : young adults; residential mobility; willingness to social participation; place identity; mobility autonomy

分类号 B849

基金项目: 本研究是国家社会科学基金青年项目“社会心态视角下主观社会阶层对公众参与的影响与机制研究”(项目编号17CSH040)的中间成果。

通讯作者: 杨昭宁，E-mail: yangzhaoning2000@163.com

DOI :10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.03.001

标签：青年群体论文;  居住流动性论文;  社会参与意愿论文;  地方认同论文;  流动自主性论文;  曲阜师范大学教育学院论文;  中国社会科学院社会学研究所论文;