豆雪姣 譚旭運(yùn) 楊昭寧

摘?要?采用問卷調(diào)查法，以332名青年為研究對象，探討居住流動(dòng)性對社會參與意愿的影響及其心理機(jī)制。結(jié)果顯示：（1）青年的社會參與意愿總體上比較樂觀，不存在顯著的性別、年齡和城鄉(xiāng)差異，僅在本、外地戶籍上存在顯著性差異; （2）居住流動(dòng)性與青年社會參與意愿呈顯著負(fù)相關(guān); （3）地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性對社會參與意愿的影響中起部分中介作用; （4）流動(dòng)自主性在居住流動(dòng)性和社會參與意愿之間具有調(diào)節(jié)作用，具體來說，居住流動(dòng)性對青年社會參與意愿的消極影響僅在低流動(dòng)自主性條件下顯著。研究表明，提升青年的地方認(rèn)同感，鼓勵(lì)并支持青年群體在居住流動(dòng)過程中充分發(fā)揮其自主性，可以有效提升高居住流動(dòng)性青年的社會參與積極性。

關(guān)鍵詞?青年群體; 居住流動(dòng)性; 社會參與意愿; 地方認(rèn)同; 流動(dòng)自主性

分類號?B849

1?問題提出

社會參與（social participation）是指社會成員在社會互動(dòng)過程中，以某種方式參與、介入國家的政治、經(jīng)濟(jì)、社會、文化以及社區(qū)的公共事務(wù)從而影響社會發(fā)展的過程，包括人際交往、勞動(dòng)參與、閑暇活動(dòng)和社會互動(dòng)等多種形式的活動(dòng)（楊宜音，王俊秀，2013）。一般來說，社會參與既包括社會層面的事件和活動(dòng)，也包括與他人相聯(lián)系的非正式、非制度化的社會互動(dòng)，以及在參與過程中自身價(jià)值的體現(xiàn)（劉宏森，2018; 王兵，2012）。青年積極而廣泛的社會參與，既是社會發(fā)展的需要，也是青年群體自身發(fā)展的需要（時(shí)昱，沈德賽，2018）。明確影響青年參與各種社會生活事務(wù)意愿的具體因素和心理機(jī)制，是社會參與研究領(lǐng)域亟需探討的重要問題之一。

國內(nèi)關(guān)于青年社會參與的影響因素研究中，主要分為個(gè)人因素（例如性別、年齡等人口學(xué)變量; 心理需求; 預(yù)期等）（韓晶，2003; 吳魯平，1994）和環(huán)境因素（例如國家政策和制度; 參與渠道和參與機(jī)制等）（劉宏森，2018; 羅志，2003）， 而很少考慮到社會生態(tài)因素對青年社會參與意愿的影響。作為心理學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)新分支，社會生態(tài)心理學(xué)（socioecological psychology）可以巧妙地將一些遠(yuǎn)端的宏觀因素用來解釋人們的心理現(xiàn)象和行為的發(fā)生（竇東徽， 石敏， 趙然， 劉肖岑， 2014; 何文廣， 宋廣文， 2012）。居住流動(dòng)性（residential mobility）是近幾年頗受學(xué)者關(guān)注的一個(gè)社會生態(tài)因素，它是指人們在某一特定時(shí)間段內(nèi)改變居住地的程度或頻次（Oishi，2014）。隨著現(xiàn)在年輕人租房現(xiàn)象的日益凸顯，搬遷住所已經(jīng)變得普遍。有調(diào)查顯示，“80后”“90后”租房青年的平均搬家次數(shù)超過4次，其中男性高于女性?！吨袊鲃?dòng)人口發(fā)展報(bào)告2017》也指出，在今后較長一段時(shí)期，大規(guī)模的青年流動(dòng)將是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的重要現(xiàn)象。因此，了解并探究我國轉(zhuǎn)型期影響青年社會參與的社會生態(tài)因素（例如居住流動(dòng)性），對于準(zhǔn)確把握我國青年社會參與的現(xiàn)狀并在此基礎(chǔ)上促進(jìn)其積極有序地參與社會發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有大量研究發(fā)現(xiàn)，居住流動(dòng)性直接影響著人們的社會心理和行為。比如高居住流動(dòng)性的青年人更傾向于冒險(xiǎn)和說謊行為，因?yàn)樗麄兤髨D從中獲取個(gè)人利益（Zuo，Huang，Cai， & Wang，2018）。有實(shí)驗(yàn)研究表明，大學(xué)生在高居住流動(dòng)性條件下比在低居住流動(dòng)性條件下表現(xiàn)出更少的助人行為（Oishi et al.， 2007）。此外，在參與選舉投票方面，有研究者發(fā)現(xiàn)那些具有搬家經(jīng)歷的美國人投票率大大降低，并且搬遷距離越遠(yuǎn)，投票率會越低（Highton，2000）。與居住穩(wěn)定性相比，居住流動(dòng)性對居民自我報(bào)告的公民參與具有負(fù)向預(yù)測作用（例如，不愿意談?wù)撋鐓^(qū)的需求，不會為改變社區(qū)而付出努力）（Kang & Kwak，2003）。其他研究表明，高居住流動(dòng)性與高犯罪率和社區(qū)暴力有關(guān)（McGee，Wickes，Corcoran，Bor， & Najman，2011）?？傊?，這些研究結(jié)果表明，無論是助人等具有親社會性質(zhì)的行為還是投票、社區(qū)參與等活動(dòng)，居住流動(dòng)性在預(yù)測個(gè)體社會參與行為意向方面都發(fā)揮著重要作用。因此本研究提出假設(shè)1：居住流動(dòng)性越高，青年的社會參與意愿越低。

有研究發(fā)現(xiàn)，居住穩(wěn)定性是保障對所在地依戀或認(rèn)同的重要前提，而居住流動(dòng)性會導(dǎo)致對所在地較低的情感認(rèn)同（Oishi，Talhelm，Lee，Komiya， & Akutsu，2015）。地方認(rèn)同（place identity）是指個(gè)體與地方互動(dòng)從而實(shí)現(xiàn)社會化的過程，這種特殊的社會化包含了情感、感知與認(rèn)知等多種復(fù)雜的過程，通過這一過程，個(gè)體將自身定義為某個(gè)特定地方的一份子（朱竑，劉博，2011; Stedman，2002）。對于一個(gè)沒有搬遷經(jīng)歷或居住流動(dòng)性較低的青年而言，由于居住時(shí)間較長使得他們更容易對該地方產(chǎn)生強(qiáng)烈的認(rèn)同感。相比之下，那些需要頻繁搬遷而具有較高流動(dòng)性的青年，則可能很難形成作為某地方成員的重要角色認(rèn)同，也不易形成對該地方的歸屬感以及與其他居民之間的心理聯(lián)系（Oishi et al.， 2007）?？梢?，對居住地的認(rèn)同感包含了在個(gè)體、群體、社區(qū)以及日常生活環(huán)境之間的一種復(fù)雜的情感紐帶或聯(lián)系（Carrus，Scopelliti，F(xiàn)ornara，Bonnes， & Bonaiuto，2013; Scannell & Gifford，2010a）。另外，有研究表明，對一個(gè)地方的積極情感和認(rèn)同程度強(qiáng)烈地影響了個(gè)體參與保護(hù)自然環(huán)境的意愿（Stedman，2002）。在一項(xiàng)針對中國社區(qū)居民的研究中發(fā)現(xiàn)，居民對地方的依戀和認(rèn)同程度能顯著的正向預(yù)測其親社會行為（Zhang， Zhang， Zhang， & Cheng， 2014）。如果居民對所生活的社區(qū)有較強(qiáng)的認(rèn)同感，他們參與社區(qū)活動(dòng)的頻次就越高、鄰里互動(dòng)也越多（辛自強(qiáng)，凌喜歡，2015）。因此本研究提出假設(shè)2：地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性對社會參與意愿的影響中起中介作用。

在實(shí)際生活中，面對與個(gè)人的家庭、教育或職業(yè)的變動(dòng)等緊密相關(guān)的“搬家”這一重要生活事件（Dieleman，2001），往往會涉及主動(dòng)還是被動(dòng)搬遷的問題，即流動(dòng)自主性的問題。不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)青年人做出主動(dòng)搬遷的選擇時(shí)，通常是因?yàn)閾碛辛烁玫陌l(fā)展機(jī)會，并對未來充滿美好預(yù)期。這會在很大程度上緩沖由居住流動(dòng)性本身引發(fā)的焦慮、壓力和孤獨(dú)等消極情緒（Oishi，2010）。另外，自我決定理論明確指出，自主性是個(gè)體的基本心理需求之一，它是個(gè)體健康成長和發(fā)展的核心（Deci & Ryan，2000），這一需求的滿足可引導(dǎo)人們從事感興趣的、有益于自身發(fā)展的行為（劉靖東，鐘伯光，姒剛彥，2013）。可以推測，當(dāng)自主性需求得到滿足時(shí)，個(gè)體將朝積極健康的方向發(fā)展，更愿意投入到有意義的事情中; 當(dāng)自主性需求受到阻滯時(shí)，個(gè)體將朝消極方向發(fā)展，從而降低對積極事件的關(guān)注和投入。因此，本研究提出假設(shè)3：流動(dòng)自主性在居住流動(dòng)性與社會參與意愿之間具有調(diào)節(jié)作用，較強(qiáng)的流動(dòng)自主性可以緩和居住流動(dòng)性對社會參與意愿的負(fù)向影響。

綜上所述，本研究以青年群體為研究對象，基于社會生態(tài)心理學(xué)的研究視角探討居住流動(dòng)性與社會參與意愿之間的關(guān)系及其心理機(jī)制。研究目的有三個(gè)：（1）探索居住流動(dòng)性對青年社會參與意愿的影響; （2）探討地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性與青年社會參與意愿之間的中介作用; （3）探究居住流動(dòng)性影響社會參與意愿的邊界條件，即流動(dòng)自主性在兩者之間的調(diào)節(jié)作用。

2?方法

2.1?研究對象

本研究通過智媒云圖自主研發(fā)的問卷調(diào)研APP“問卷寶”，向在線樣本庫中18～35歲的全國用戶推送問卷，剔除無效數(shù)據(jù)后，最終得到有效樣本332份。其中男性158人，占47.6%，女性174人，占52.4%; 平均年齡27.64±4.46歲; 農(nóng)村戶口169人，占50.9%，城市戶口163人，占49.1%。

2.2?研究工具

2.2.1?社會參與意愿問卷

參考《中國社會心態(tài)研究報(bào)告（2017）》中的社會參與問卷（譚旭運(yùn)，2017）測量青年人的社會參與意愿，并在此基礎(chǔ)上增加了1個(gè)題目。具體包括是否愿意：為幫助受困受災(zāi)的人而捐款捐物（新增題項(xiàng)），在網(wǎng)上參與社會問題的討論，參加志愿者服務(wù)活動(dòng)，向政府機(jī)構(gòu)或媒體等反映意見，參加綠色出行、節(jié)約用水、垃圾分類、減少使用塑料袋等這類活動(dòng)以及向有關(guān)部門舉報(bào)腐敗行為等。采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，1表示非常不愿意，7表示非常愿意，得分越高，社會參與意愿越強(qiáng)烈。該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.85。運(yùn)用Amos 17.0得出驗(yàn)證性因素分析模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)較好：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。說明該問卷具有良好的信效度。

2.2.2?居住流動(dòng)性

采用Oishi等研究者（Oishi， Miao， ?Koo， Kisling， ?& Ratliff， 2012）在以往研究中的測量方式，要求調(diào)查對象回答在其“小學(xué)時(shí)期”“小學(xué)到高中”和“高中至今”這三個(gè)階段搬過多少次家（搬家是指不同地區(qū)或城市間的搬遷）。三道題目均為填空題，由調(diào)查對象根據(jù)自己的實(shí)際情況進(jìn)行填寫。將三個(gè)階段的搬遷總次數(shù)作為居住流動(dòng)性的指標(biāo)，數(shù)值越大，說明調(diào)查對象的居住流動(dòng)性水平越高。三道題目的Cronbach's α系數(shù)為0.72。

2.2.3?地方認(rèn)同問卷

研究選用《中國社會心態(tài)研究報(bào)告（2016）》中城市認(rèn)同問卷（譚旭運(yùn)，楊宜音，黃智寬，蔣凡，2016）的部分題目測量青年人的地方認(rèn)同。問卷共6個(gè)題目，例如：“我喜歡所在地方的生活方式”。采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，1表示非常不同意，7表示非常同意，得分越高，地方認(rèn)同感越強(qiáng)烈。該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.85。運(yùn)用Amos 17.0得出驗(yàn)證性因素分析模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)較好：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。說明該問卷具有良好的信效度。

2.2.4?流動(dòng)自主性

研究在調(diào)查對象回答完各個(gè)不同時(shí)期的搬遷次數(shù)之后繼續(xù)提問：“其中，有多少次是你主動(dòng)愿意搬遷住處的？”該題目為填空題，由調(diào)查對象根據(jù)自己的實(shí)際情況進(jìn)行填寫?？紤]到調(diào)查對象在搬遷總次數(shù)上的差異，將主動(dòng)搬遷次數(shù)與搬遷總次數(shù)的比值即主動(dòng)搬遷率作為流動(dòng)自主性的測量指標(biāo)。該數(shù)值越大，說明在居住流動(dòng)過程中自主性需求得到的滿足越多。

2.2.5?控制變量

根據(jù)以往研究結(jié)果，考慮到性別、年齡、戶籍狀況、受教育程度和個(gè)人月收入情況等對居住流動(dòng)性和社會參與意愿的影響，本研究將這些變量均作為控制變量處理。

2.3?數(shù)據(jù)處理

問卷回收后，運(yùn)用 SPSS 22.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)整理、描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和回歸分析。其中回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均采用 Bootstrapping 方法（重復(fù)抽樣1000次）獲得參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤及95%偏差校正的置信區(qū)間，若置信區(qū)間（Confidence Interval，CI）不含零則表示相應(yīng)的效應(yīng)顯著。

3?結(jié)果

3.1?共同方法偏差檢驗(yàn)

由于問卷采用自陳式的作答方式，并且多個(gè)變量之間使用相同的受測者進(jìn)行測量，可能會導(dǎo)致共同方法偏差（熊紅星，張璟，葉寶娟，鄭雪，孫配貞，2012），因此本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行了共同方法偏差的檢驗(yàn)。結(jié)果表明，析出特征值大于1的因子共有6個(gè)，且第一個(gè)因子解釋的變異量為25.73%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（周浩，龍立榮，2004）。

3.2?描述性統(tǒng)計(jì)

3.2.1?社會參與意愿的現(xiàn)狀分析

總體來看，青年的社會參與意愿比較樂觀，平均得分為5.29，處于比較愿意和愿意之間。具體來看，首先，青年人對于不同活動(dòng)的參與意愿水平是不同的。其中在參加綠色環(huán)?；顒?dòng)方面，參與意愿最高（M=5.69）。其次，在捐款捐物（M=5.46）和志愿者服務(wù)活動(dòng)（M=5.33）方面，參與意愿也較高。在網(wǎng)上參加社會問題的討論（M=5.21）和向政府機(jī)構(gòu)或媒體反映意見（M=5.15）方面，青年的參與程度相對較低。而在向有關(guān)部門舉報(bào)腐敗行為（M=4.88）方面，青年表現(xiàn)出的參與意愿最低。

此外，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對不同人口學(xué)變量上青年的社會參與意愿做差異性分析，結(jié)果顯示（詳見表1）：在不同性別、年齡、城鄉(xiāng)變量方面，青年的社會參與意愿不存在顯著性差異（p>0.05）; 而本地戶籍青年的社會參與意愿（M=5.39， SD=0.91）卻顯著高于外地戶籍青年（M=5.05， SD=0.96）， t（330）=3.05， p<0.01， Cohen's d=0.36。

3.2.2?居住流動(dòng)性的現(xiàn)狀分析

由表2可知，在居住流動(dòng)性方面，沒有搬家經(jīng)歷的青年占本次調(diào)查總?cè)藬?shù)的34.0%，而超過六成的青年人有過搬家經(jīng)歷，并且主要集中在1～3次，最多達(dá)到12次。同時(shí)求得總體居住流動(dòng)性的平均值為2.38次，說明在本次調(diào)查的青年群體中，平均每人有兩次左右搬家的經(jīng)歷。

按照有、無搬家經(jīng)歷將本次調(diào)查的青年分為兩組，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的分析結(jié)果顯示：沒有搬家經(jīng)歷的青年（M=5.54， SD=0.82），其社會參與意愿顯著高于有搬家經(jīng)歷的青年（M=5.16， SD=0.96）， t（330）=3.78， p<0.001， Cohen's d=0.44。這說明與未流動(dòng)的青年相比，居住流動(dòng)青年的社會參與意愿會有所降低。

3.3?相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示（詳見表3）：居住流動(dòng)性與社會參與意愿之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.25， p<0.001），即居住流動(dòng)性越高，社會參與意愿越低。居住流動(dòng)性與地方認(rèn)同呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.18， p<0.01），地方認(rèn)同和社會參與意愿之間存在顯著正相關(guān)（r=0.42， p<0.001）。此外，流動(dòng)自主性與社會參與意愿之間存在顯著正相關(guān)（r=0.17， p<0.05），即在搬遷過程中，自主性越強(qiáng)，社會參與意愿越強(qiáng)烈。

3.4?回歸分析

將所有變量中心化處理后進(jìn)行回歸分析。首先以居住流動(dòng)性為自變量，社會參與意愿為因變量，進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)居住流動(dòng)性對社會參與意愿的預(yù)測作用。結(jié)果表明（方程1）：居住流動(dòng)性顯著負(fù)向預(yù)測社會參與意愿（β=-0.25， p<0.001，95%CI：-0.35～-0.14），接受研究假設(shè)1。

由方程2和方程3可知，居住流動(dòng)性通過地方認(rèn)同對社會參與意愿產(chǎn)生影響的中介效應(yīng)為（-0.13）×0.41=-0.05，居住流動(dòng)性對社會參與意愿的直接效應(yīng)為-0.19，因此總效應(yīng)為-0.24，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的20.8%。由于居住流動(dòng)性到地方認(rèn)同和社會參與意愿以及地方認(rèn)同到社會參與意愿的三條路徑的回歸系數(shù)均顯著，因此中介效應(yīng)顯著，即地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性與社會參與意愿之間起部分中介作用，接受研究假設(shè)2。

在方程4中，將居住流動(dòng)性、流動(dòng)自主性以及兩者的交互項(xiàng)同時(shí)納入回歸方程，結(jié)果顯示：流動(dòng)自主性顯著正向預(yù)測社會參與意愿（β=0.14， p<0.05，95%CI：0.01～0.29）; 同時(shí)居住流動(dòng)性與流動(dòng)自主性的交互項(xiàng)也顯著正向預(yù)測社會參與意愿（β=0.16， p<0.05，95%CI：0～0.33），說明流動(dòng)自主性的調(diào)節(jié)作用顯著，接受研究假設(shè)3。

為了更清晰地揭示流動(dòng)自主性在居住流動(dòng)性與社會參與意愿之間的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析，按平均數(shù)加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分為高流動(dòng)自主性組和低流動(dòng)自主性組。結(jié)果顯示：居住流動(dòng)性對社會參與意愿的負(fù)向預(yù)測作用在低流動(dòng)自主性條件下顯著（β=-0.08， p<0.01，95%CI：-0.13～-0.03），但是在高流動(dòng)自主性條件下不顯著（β=-0.03， p>0.05，95%CI：-0.09～0.03）。這一結(jié)果表明，流動(dòng)自主性在居住流動(dòng)性對社會參與意愿的消極影響中可以作為一個(gè)緩沖因素，即隨著流動(dòng)自主性的增加，居住流動(dòng)性對社會參與意愿的負(fù)向預(yù)測作用有明顯下降的趨勢。

4?討論

青年人通過參與社會事務(wù)或從事社會活動(dòng)而融入社會，是其自身成長的需要和權(quán)利，是破解當(dāng)今社會問題的重要途徑，是社會可持續(xù)發(fā)展的必然要求（劉宏森，2018）。改革開放40年來，隨著社會的快速變遷，社會經(jīng)濟(jì)成分、組織形式、就業(yè)方式、利益關(guān)系和分配方式的日益多樣為青年的全面發(fā)展創(chuàng)造了更加廣闊的空間，與社會進(jìn)步相適應(yīng)的思想觀念、社會意識、價(jià)值取向等也正在豐富著青年人的精神世界（余逸群，2012）。本研究發(fā)現(xiàn)青年的社會參與意愿整體上比較樂觀，在參與綠色環(huán)?；顒?dòng)、捐款捐物和志愿者服務(wù)活動(dòng)方面的意愿比較強(qiáng)烈，這些活動(dòng)可能相對日?；瑢η嗄耆硕暂^少受到時(shí)間和地域的限制，因此參與的意愿相對更高一些。同時(shí)這與社會的宣傳和鼓勵(lì)以及青年自身的社會參與意識、社會責(zé)任感的提高也是緊密相關(guān)的（王儷娟，2013）。一直以來，青年人積極投身社會建設(shè)，是正能量的倡導(dǎo)者和踐行者， 特別是志愿服務(wù)活動(dòng)已經(jīng)成為青年人積極參與社會、履行社會責(zé)任的一面旗幟（譚建光，2018）。

關(guān)于居住流動(dòng)性方面，多數(shù)調(diào)查對象有1～3次的搬遷經(jīng)歷，可見“搬家”已然成為大多數(shù)青年人的一種普遍體驗(yàn)，甚至成為一種生活方式（Oishi，2010）。本研究將居住流動(dòng)性這一遠(yuǎn)端生態(tài)因素引入社會參與研究領(lǐng)域，為社會參與的相關(guān)研究提供了新的研究視角。本研究發(fā)現(xiàn)，擁有外地戶籍青年的社會參與意愿顯著低于本地戶籍青年。從某種程度上來說，外地戶口則代表了青年的一種流動(dòng)狀態(tài)。與沒有搬遷經(jīng)歷的青年相比，有過搬遷經(jīng)歷的青年，其社會參與意愿相對更低，并且回歸分析結(jié)果顯示：隨著居住流動(dòng)性的增加，青年人的社會參與意愿呈明顯下降趨勢。由此可見，居住流動(dòng)并不利于青年人參與積極性的提高。這與以往研究中居住流動(dòng)性對個(gè)體心理和行為方面產(chǎn)生的消極影響是一致的（McGee， et al.， 2011; Oishi et al.， 2007）。事實(shí)上，“搬家”是一種高生活壓力事件，它在Holmes和Rahe（1967）列出的43項(xiàng)生活壓力事件中排名第28位。壓力性生活事件產(chǎn)生后，個(gè)體會通過認(rèn)知評價(jià)，啟動(dòng)一系列的應(yīng)對策略，但是如果頻繁經(jīng)歷壓力性生活事件，則不利于青年健康心態(tài)的發(fā)展和積極行為的表達(dá)（Lever，2008）。那么青年人在參與行為上是否與參與意愿表達(dá)上會存在差異，還需要以青年的實(shí)際參與行為作為觀測指標(biāo)繼續(xù)進(jìn)行研究; 或者通過實(shí)驗(yàn)法對兩者的因果關(guān)系展開更加詳細(xì)的研究。

本研究發(fā)現(xiàn)地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性與社會參與意愿的關(guān)系之間起部分中介作用。對于青年人來說，搬來搬去在一定程度上則意味著居無定所，容易引發(fā)漂泊感，難以對所居住的地方形成一種依賴和認(rèn)同感。當(dāng)從某一個(gè)地方搬遷到另一個(gè)地方，無論是在同一個(gè)城市或地區(qū)內(nèi)還是不同的城市或地區(qū)之間，直接帶來的是與以往社會關(guān)系的斷裂（Magdol，2000），甚至?xí)l(fā)青年對人際關(guān)系的焦慮（Oishi et al.， 2012），從而導(dǎo)致社會參與意愿大大降低。進(jìn)入新的生存環(huán)境，建立一個(gè)新的社會網(wǎng)絡(luò)并尋找到積極的情感依戀和認(rèn)同是高流動(dòng)青年面臨的一個(gè)關(guān)鍵問題。因此，在社會治理方面，特別是社區(qū)建設(shè)過程中，有關(guān)部門不能區(qū)別對待外地居民或剛?cè)胱〉木用瘢瑤椭嗄耆吮M快融入新的居住環(huán)境才是建設(shè)社區(qū)認(rèn)同的重點(diǎn)，由此使他們能夠積極地參與到社會組織和社區(qū)活動(dòng)中去。

除此之外，本研究結(jié)果表明，流動(dòng)自主性可以緩和居住流動(dòng)性與青年社會參與意愿之間的關(guān)系。這說明，居住流動(dòng)性并不是在所有情況下都會產(chǎn)生負(fù)面的影響，當(dāng)青年在搬遷過程中，充分表達(dá)自己的主動(dòng)性并滿足其自主性需求之后，居住流動(dòng)性對其社會參與意愿的消極影響就會有所降低。這也符合自我決定理論的基本觀點(diǎn)，自主性需求的滿足有利于促進(jìn)個(gè)體積極行為的產(chǎn)生（Deci & Ryan，2000）。在當(dāng)今社會，青年人選擇搬家的原因各種各樣，其中大部分是自愿的和與機(jī)會相關(guān)的?，F(xiàn)代一部分“80后”“90后”的年輕人認(rèn)為，穩(wěn)定則意味著失去了夢想和前進(jìn)的動(dòng)力，在一定程度上他們是不希望自己穩(wěn)定下來的。因此從某種意義上說，頻繁搬家的人是機(jī)會主義者，他們搬遷的主要目標(biāo)是追求和最大化自身利益（Boynton-Jarrett，Hair， & Zuckerman，2013）。因此，鼓勵(lì)并支持青年在居住流動(dòng)性過程中充分發(fā)揮自主性，是促進(jìn)其社會參與意愿提升的有效途徑。

5?結(jié)論

（1）青年的社會參與意愿總體上比較樂觀，不存在顯著的性別、年齡和城鄉(xiāng)差異，僅在本、外地戶籍上存在顯著性差異。

（2）居住流動(dòng)性與青年的社會參與意愿呈顯著負(fù)相關(guān)。

（3）地方認(rèn)同在居住流動(dòng)性和社會參與意愿之間起部分中介作用。

（4）流動(dòng)自主性在居住流動(dòng)性和社會參與意愿之間具有調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：居住流動(dòng)性對社會參與意愿的消極影響在低流動(dòng)自主性條件下顯著，而在高流動(dòng)自主性條件下不顯著。

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