青年性观念的十年变迁及其发生机制基于CGSS2005和CGSS2015数据的分析

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社会资本与社会经济地位认同——基于CGSS2015数据的分析

社会资本与社会经济地位认同——基于CGSS2015数据的分析
四、实证分析 (一)基准模型回归结果的分析 采用有序 probit 模型,得到基准模型。
表 1 基准模型估计的结果
变量
模型
变量
模型
变量
模型
女性 =1
0.0105 (0.0284)
亲戚信任
年龄
-0.0272*** (0.00581)
同事信任
0.0291 (0.0206)
0.0337* (0.0204)
工会成员 =1
-0.0513 (0.0488)
注:Standard errors in parentheses *** <0.01, ** <0.05, * <0.1
-113-
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市场周刊
模型表明:
1. 社会信任、政治参与、社会参与、政治参与等社会资本因 素显著提高居民家庭经济地位认同。
家庭年人均 收入(对数形 式)
0.352*** (0.0184)
处于婚姻状 0.249*** 态 =1 (0.0394)
年龄平方
.000245*** (5.33e-05)
朋友信任
ห้องสมุดไป่ตู้
教育程度
0.0142** (0.00602)
陌生人信任
幸福感
0.320*** (0.0195)
邻居聚会
0.0373** (0.0179)
会经济地位确实可能存在一定影响。因此,文章试图就此假设 展开探究。
三、数据来源与变量测量 (一)数据来源 文章所使用的数据来自中国综合社会调查数据库(Chinese General Social Survey,CGSS)。2015 年 CGSS 项目调查覆盖全国 28 个省 / 市 / 自治区的 478 村居,经统计,共完成有效问卷 10968 份。 删除变量数据缺失值及家庭人均收入两端 5%极端值后,最终得到 6638 个有效数据。 (二)变量测量 被解释变量:社会经济地位认同 主要变量:家庭年人均收入、社会信任、社会交往、社会参与、 组织成员、政治参与其他控制变量: 为避免遗漏变量,文章还控制了其他可能影响居民社会经济 地位的变量,如性别、年龄、年龄平方、心理健康、主观幸福感、个人 受教育水平、婚姻状态等。

性观念_70后和80后的比较_基于CGSS2005数据的分析

性观念_70后和80后的比较_基于CGSS2005数据的分析
田丰使用网络调查方法获得的数据,分析了社 会变迁过程中青年人性观念开放程度后也发现,女 性、没有婚前性行为的被调查者性观念更为保守;收 入水平越低和择偶观念趋向独立的被调查者性观念 越开放;而受教育水平、是否为独生子女、理想的结 婚年龄和理想的家庭结构等因素影响不显著[14]。
之前对于青年人性观念的许多调查,都是在大 学 生 中 或 者 未 婚 青 年 中 进 行 的 [15],有 研 究 者 认 为 , 这 种情况的出现,原因是对大学生的调查较为方便,成 本较低,技术上更为成熟,数据质量更为可靠,但是 大学生群体并不能代表青年人,因为还存在更多没 有接受高等教育的青年,而大学生大多数都是未婚, 同时也不能代表已婚的青年。 因此,要对 70 后与 80 后的性观念进行有代表性的分析,必须采用综合性 的社会调查数据,以便将非大学生和已婚青年纳入 分析中,而且相对于某些网络调查,也更能够保证调 查对象个人情况的真实性与准确性。
同性 80 后 231(23.1%) 261(26.0%) 276(27.5%) 158(15.8%) 76(7.6%) χ2=53.838,df=4 恋 70 后 621(29.8%) 680(32.6%) 462(22.1%) 234(11.2%) 621(4.3%) Sig.= 0.000
其后,索阿娣等对大学生群体的调查中也发现, 对于婚前发生性行为, 明确持赞同态度的占了 33%,表示不赞同的占 30.5%,其余 36.5%的人态度 较为模糊。 在这个问题上,性别差异是比较明显的, 男生(40.7%)比女生(28.5%)更 赞 同 婚 前 性 行 为[12]。 李艳红、刘凤华研究则表明,青年对婚前性行为的宽 容度与文化程度呈正相关关系。 随着青年文化程度 的上升,青年对婚前性行为的宽容程度也随之增高。 初中及以下文化程度的青年中有 54.08%的人对婚 前性行为持宽容态度,而大学本科以上青年持宽容 态度的人达到了 75.30%[13]。

近十年来居民的社会分化和社会心态变化趋势与问题--基于 CGSS 有关数据的分析

近十年来居民的社会分化和社会心态变化趋势与问题--基于 CGSS 有关数据的分析

近十年来居民的社会分化和社会心态变化趋势与问题--基于CGSS 有关数据的分析林聚任;张月阳;向维【摘要】本文借助于2003年和2013年中国综合社会调查(CGSS)数据,分析近年来居民的社会分化和社会心态方面所出现的新变化及其相关问题。

结果表明,近十年来城镇居民收入水平有较大幅度提升,但不同层次群体收入结构出现新变化;民众的社会经济地位认知和主观阶层认同均有较大提升。

相应地社会心态变化主要表现为:民众认为最需要解决的社会问题由之前的“失业问题”变为“贫富分化”;居民的政治心态、生活心态、社会公平感等出现了较大分化;而在社会道德方面,人们对当前社会道德和人际关系状况的总体满意度不高。

【期刊名称】《当代世界社会主义问题》【年(卷),期】2015(000)003【总页数】14页(P6-19)【关键词】社会变迁;社会分化;社会心态;变化趋势;问题【作者】林聚任;张月阳;向维【作者单位】山东大学哲学与社会发展学院济南250100;山东大学哲学与社会发展学院济南250100;山东大学哲学与社会发展学院济南250100【正文语种】中文【中图分类】C913一、引言改革开放以来中国的社会结构发生了急剧变化,我国正在从一个高度整合、同质性极强的社会,向一个逐渐分化、异质性增强的社会转变。

中国社会改革以来所发生的变化,“意义最大的、最为根本的变化,莫过于社会结构的变迁”。

①李培林、李强、孙立平等:《中国社会分层》,社会科学文献出版社2004年版,第16页。

而这种社会结构的变迁直接体现为社会分化和人们思想观念的巨大变化,或者说,社会分化直接导致了社会生活与心态各个层面的嬗变。

在中国社会快速转型过程中,社会分化大大加快,不同阶层或群体之间在社会地位、资源分配、发展机会等方面的差异越来越明显。

与此同时,民众的社会心态也随之发生改变,人们的社会意识和观念呈现出多样化、差异化、个体化等特征。

本文旨在对当前社会分化现状与民众社会心态的变化加以分析,以发现其中所存在的问题和矛盾,继而为建立和谐的社会关系与秩序提供参考依据。

育龄青年生育意愿的城乡差异研究——基于CGSS2015数据的实证分析

育龄青年生育意愿的城乡差异研究——基于CGSS2015数据的实证分析

规模 850,农村样本规模 1116。
表远低于平均水平,5 代表远高于平均水平。
(二)变量
社会因素:参与的社会保障项目和社会地位自我感知。参
1、因变量
加的社会保障项目以未参加为参照组。社会地位自我感知选项
本研究的因变量是育龄青年的生育意愿,具体操作化为理 设为 1-10,1 代表最底层,10 代表最顶层。
频数
268 1345 77
6 1 1697
百分比 (%)
15.8 79.3 4.5 0.3 0.1 100.0
频数
227 1393 69
8 — 1698
百分比 (%)
13.4 82.1 4.1 0.5 — 100.0
总体上,我国育龄青年的生育意愿处于理性状态。表 2 说 明,在不考虑客观条件的理想状态下,超过半数育龄青年希望 能有 2 个孩子,22.8% 的人希望有 1 个孩子,没有或者有 3 个
为,要想提高预测未来生育水平的有效性,就应进一步细化研 村和城市(参照组),剔除蓝印户口、军籍、没有户口和其他。
究对象。此外,基于我国长期存在的城乡二元化体制背景,不 文化程度具体为:小学及以下(参照组)、初中、职高、普高、
同空间的育龄青年的生育意愿理应也有所区别。因此,本文利 中专、技校、大学专科、大学本科(成人高等教育)、大学本
为 0.9344,其城乡均值的差异明显大于想要女孩的城乡均值的
差异。这表明我国育龄青年生育意愿城乡差异显著,农村育龄
青年生育意愿强于城市,且更偏向生男孩。
布 , 而并非简单的线性关系 [4]。家庭因素主要包括家庭收入、 家庭人口数量、祖辈意见和养老观念。2015 年国家卫计委对 全国育龄夫妇生育意愿的调查显示,有 74.5% 的家庭因经济 因素不愿生二孩 [5]。具体说来,个人非劳动收入的增加会刺 激育龄青年的生育意愿 [3];住房压力会对初次生育家庭的生育 意愿产生激励效应,对再次生育家庭的生育意愿产生挤出效 应;共同生活人数越多和收入越高的家庭更愿意生二孩 [6]。祖 辈的支持对育龄青年的生育意愿具有正向刺激作用,亲朋好 友的意见具有反向抑制作用 [7]。关于养老观念,相关定量文章 通过对数据 CGSS2010-2015 的分析证伪了“多子多福论”[4], 但在 CGSS2010 的数据分析中只有农村育龄人群通过了养老责 任与生育意愿的显著性检验 [8]。社会因素主要包括新型生育文 化、社会公平感知、政府公共财政支出和国家经济增长。家庭 结构的缩减、长期计划生育政策下出生性别比例的失衡、“丁 克家族”的出现、女性家庭社会地位的提高以及东亚地区生育 欲望的低迷都对我国育龄青年生育意愿的降低有一定的影响作 用 [9][10]。当代中国的生育观已逐步从传宗接代、养儿防老转化 为注重生命的意义与情感的体验;生育期望已逐步转化为重质 量,轻数量,淡化性别偏好。社会公平感知、国家公共财政支 出与生育意愿呈正相关 [11][12]。宏观上,我国经济的快速增长, 也将对育龄青年的生育意愿产生影响。在短期内,国家经济增 长会通过提高家庭收入去影响育龄青年的生育成本和能力;在 长期内会改变生育环境和生育观念从而左右育龄青年的生育意 愿 。 [13]

当代青年的性别角色、家庭观念及其塑造——来自CGSS的数据分析

当代青年的性别角色、家庭观念及其塑造——来自CGSS的数据分析
家庭观念水平 ,有过婚姻经 历的青 年更有 可能认 同传 统 的家庭性 别角色分 工 ;
等状况和平等观念提供 了坚实 的基础 。但是 ,多数研
究没有着重分析青年群体 的状况 , 只侧重分析 了性 别 、
城 乡和文化程度 的差异化结果 ,没有考虑 到人们实 际
的工作 、婚姻 和家庭生活经历对其性别 角色意识 和家 庭观念 的影 响 ,这不 能不说是一种研究 缺憾 。本文尝
来 自C G S S的数据分析
口 张 乐
摘 要 :CG S S 调 查数 据表 明 ,当代青年 的性别 角 色意识趋 于保 守,两性 平等 处于 中等 偏 下的水平 。尽 管青年 对于女性职业 身份 的认 同要 略 高于对女性 家庭 主妇 身份
的认 同,但这样 的认 同是 有条件 的,当他们成 家并生育子女后 ,相 当一部分青
年 还是希望女性 以家庭 和孩子为重心 ,甚 至表现 出在 同等条件 下可先 牺牲女性
的工作权利 来换取休假 照料子女 的价值取 向。与之 相对应 ,当代青年群 体对待
婚姻 的 态度相对 负面 ,他 们的子嗣观念 比较 淡泊。受社会某些风 气的影响 ,有
些青年 害怕走入婚姻 ,更 有部 分青年将 生育抚 养子女 3作 " - 负担 ,缺乏应 有的责
关键 词 :性别 角色 ; 婚姻 家庭 ; 价值观 ; 青年 ; 两性 平等
去恋爱 ,7 6 % 的适婚青年有恐婚心理”… ,这似乎印
引 言
有 关青 年 的话题 总是 常说 常 新。青 年 的价值 观 念 、思想状态 和行为模式无一例外 的被人们言说 、评
证 了社会 的担心不是毫无根据的。那 么 ,当代青年的 婚姻家庭 观念到底呈现何种态势?他们有关 家庭 、工

居民幸福感、社会公平感与社会信任——基于CGSS2015数据的实证分析

居民幸福感、社会公平感与社会信任——基于CGSS2015数据的实证分析

137社会治理居民幸福感、社会公平感与社会信任文献综述与研究假设关于社会信任研究,唐有财、符平以结构方程法为分析方法,以市场化、个人资本和社会交往为自变量因素,对社会信任进行了研究,发现个人资本和社会信任之间没有显著性,认为社会信任是一个社会层面的问题,而不仅仅是一个个人层面的问题。

陶芝兰、王欢认为传统的社会信任模式主要是以人际信任为主,具有狭隘性、经验性和保障体系主要依靠习俗和伦理道德。

他们提出了制度信任模式,在现代制度化和法制化的基础上制度化信任,该制度化信任具有普遍性和制度性的信任保障构建人之间的信任。

胡荣以福建省厦门市和寿宁县的调查资料为材料对社会信任进行了研究,发现社会信任和社会收入与是否为村干部具有显著性差异,年龄越大社会信任的水平越高,社会交往对社会信任具有极大的影响力。

龚晓京对人情和契约为途径对社会信任进行了分析研究。

在中国人情是一种基于人与人之间情感的一种联系,是一种人情网中所包含的社会资源,契约是社会信任建立的一种法制化手段,契约为社会信任提供了一种法制化保证,扩展了社会信任的范围。

夏纪军设计了实验法对投资博弈、捐赠博弈和随机投资博弈实验进行分析,得出党员具有更强的互利性,而且东部地区在传统的家族文化的熏陶下利他性信任较强,西部和中部地区的互利性信任较强,此外城市的互利性信任比农村强,有工作经验的人利他性信任水平要高于无工作经验的人。

基于以往学者的研究基础上,本研究提出两个假设:居民幸福感越高,其社会信任度也越高;居民的社会公平感越高,其社会信任度越高。

数据来源、变量选择和研究方法数据来源本研究数据来自于2015年的CGSS结果,该项目覆盖全国28个省级单位的478个村居,完成有效问卷10968分。

根据本文研究对象的特点,选取数据库中“总的来说,你同不同意这个社会上,绝大多数人都是可以信任的。

”样本,根据研究需要,对样本中一些“无法回答”“不知道”类似答案删除后,得到符合要求的样本数量5093个。

性别角色观念、家庭照料与流动女性劳动参与——基于CGSS2015的实证研究

性别角色观念、家庭照料与流动女性劳动参与——基于CGSS2015的实证研究

第23卷第1期河北农业大学学报(社会科学版)202 1年1月Journal of Hebei Agricultural University ( Social Sciences )性别角色观念、家庭照料与流动女性劳动参与——基于CGSS2015的实证研究姜春云(重庆工商大学法学与社会学学院,重庆400067)摘要:流动女性的劳动参与对于释放其所蕴含的性别红利具有重要意义。

基于2015年CGSS 数据,使用计量模型验证了性别角色观念对流动女性劳动参与的影响,并引入家庭照料这一中介变量,分析了性别角色观念对流动女性劳动参与的作用机制。

研究发现:性别角色观念是流动女性劳动参与的文化抑制因素,并且这种抑制作用在流动女性内部产生分化,仅对老一代流动女性的劳动参与具有显著的负向影响。

此夕卜,性别角色观念不仅直接抑制了流动女性的劳动参与,还通过家庭照料的中介路径间接影响其劳动参与。

关键词:性别角色观念;家庭照料;流动女性;劳动参与;性别红利中图分类号:F063.4 文献标识码:A 文章编号:1008-6927 (2021 )01 - 0109 - 07DOI 号:10. 13320/j. cnki.jauhe. 2021.0016在老龄化和少子化的趋势下,人口的数量红 锐减,激发新形式的人口红利就成为推动新时 代社会经济高质量发展的题中之义。

女性参与社 会经济活动带来的经济贡献所产生的“性别红 ”,已经引起部分学者的讨论和重视,并认为其 正在成为社会和经济发展的重要推力[1-2]o 随 着改革开放以来,流动人口规模的不断扩大,其中 流动女性的比例近乎五成,但劳动参与率却较男 性低将近20% [3],这个不平衡之处正是撬动性别 红利的支点之一,使得激发流动女性蕴含的性别 红利成为可能。

传统的性别观念是限制女性劳动 参与的社会文化规范之一⑷,并且中国的性别观 念正处于传统到现代的过渡阶段⑸。

因而,大量 农村女性虽然进入城市,却可能仍然受到传统的 “男主外女主内”的性别观念影响,而被家庭照料 活动所束缚,处于“流而不工”的状态。

高学历人群代际流动性的阶段解析——基于CGSS及CLDS数据

高学历人群代际流动性的阶段解析——基于CGSS及CLDS数据

高学历人群代际流动性的阶段解析——基于CGSS及CLDS数据丁岚;祁杨杨【摘要】近年来,我国高学历人群的社会代际流动性较1990年代呈现出显著的下降趋势.利用中国综合社会调查(CGSS)及中国劳动力动态调查(CLDS)数据,通过构建代际流动表,对社会代际流动性变化的趋势进行剖析,同时,建立基于明瑟收入方程的高学历人群代际流动性回归模型,对代际流动性的影响因素和路径进行定量阐释.研究表明,教育依然是提高代际流动的主要途径,而家庭资源的劣势则是阻碍高学历人群社会代际流动性提高的主要因素,但这种阻碍作用往往被高估.【期刊名称】《大学教育科学》【年(卷),期】2018(000)006【总页数】9页(P39-46,122)【关键词】代际流动;家庭资源;社会地位;人力资本;职业;收入【作者】丁岚;祁杨杨【作者单位】暨南大学经济学院;暨南大学经济学院广州,510632【正文语种】中文【中图分类】G40-05一、引言社会代际流动是指子代社会经济地位不同于其父代社会经济地位的一种现象。

特别是在接受过本科及以上高等教育的高学历群体中,社会代际流动性影响因素呈现出更加显性的特征,对子代的社会经济地位产生更加直接的影响。

蔡洪滨指出,社会流动是社会稳定的一大基石:如果缺乏流动性就会固化社会利益结构,将造成动态不平等,导致长期经济增长停滞[1]。

近些年,关于“富二代”“贫二代”的讨论充斥各类媒体,“寒门再难出贵子”的言论引发全社会的深刻思考。

社会代际流动性减弱,社会群体出现固化的苗头,事实是否真的如此?其背后的原因又是如何?本文将针对这些问题展开研究。

家庭资源是父代社会经济地位的主要体现,父代的社会经济地位通过家庭资源这一载体影响着子女的社会经济地位。

家庭资源主要通过以下两个途径产生影响:一方面,家庭资源影响子女接受优质教育的机会。

社会经济地位较低的人群接受优质教育的机会较小,而其子女也往往只能进入一般的、甚至较差的学校学习,进而导致底层群体出现教育回报率下降和职业代际流动性差的现象。

民生视角下我国城乡居民主观幸福感——基于CGSS2015数据的实证分析

民生视角下我国城乡居民主观幸福感——基于CGSS2015数据的实证分析

民生视角下我国城乡居民主观幸福感基于CGSS2015数据的实证分析翟富珍摘㊀要:分析城乡居民幸福感ꎬ对清楚认识人们对美好生活的向往和提升人们的主观幸福感具有重要意义ꎮ本文从建立民生因素综合指标体系出发ꎬ构建民生因素与我国城乡居民主观幸福感回归模型并进行检验ꎮ研究发现:健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素ꎬ住房因子㊁服务满意度因子㊁教育因子㊁社会保障因子和收入因子次之ꎬ而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响最弱ꎮ此外ꎬ具有农村户籍的居民比城镇户籍的居民幸福感高ꎻ女性幸福感比男性高ꎻ年龄与城乡居民主观幸福感呈 U 形变化态势ꎻ非党员比党员的幸福感高ꎮ关键词:民生因素ꎻ幸福感ꎻCGSS2015ꎻ幸福经济学中图分类号:F126㊀㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:A㊀㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:1008-4428(2019)06-0184-03一㊁引言近年来ꎬ习近平总书记在多种场合多次提及幸福一词ꎬ对于居民的主观幸福感研究一直以来都是社会普遍关注的热点话题ꎮ国际上对主观幸福感的研究于二战后兴起ꎬ发展繁荣于20世纪60年代之后ꎮEasterlin开启收入与幸福感研究的先河ꎬ提出 收入幸福悖论 ꎻKahneman进一步阐述幸福可测量性的研究进展ꎮ在国内ꎬ对于居民主观幸福感的研究晚了近二十年ꎮ目前ꎬ国内对幸福感影响因素的研究主要包括两个方面:一方面是居民个体或家庭特征ꎬ包括收入(李粉ꎻ申云ꎻ巫强)㊁教育㊁就业㊁性别㊁住房状况㊁预期等因素(刘钰莹ꎻ黄庆华ꎻ张再生)ꎻ另外一方面是影响居民幸福感的外部因素ꎬ如户籍制度㊁收入差距㊁政府质量等(汤凤林ꎻ王健)ꎮ本文基于民生视角之下ꎬ以期对城乡居民幸福感的分析考察ꎬ为进一步提升居民主观幸福感ꎬ共享美好生活提供依据ꎮ二㊁指标设定与数据来源(一)指标设定因变量指标为城乡居民主观幸福感(happiness)ꎬ这一指标依据问卷调查对象对 您是否幸福 这一问题的打分ꎮ选取收入状况㊁文化教育㊁住房状况㊁社会保障㊁就业质量㊁健康状况㊁社会态度㊁生态环境以及公共服务总体满意度作为自变量二级指标ꎬ为了对民生因素有更全面的考量ꎬ本文还设定了23个民生因素三级指标(见表1)ꎮ将调查对象的性别(gender)㊁户籍(identity)㊁年龄(age)㊁年龄的平方(age2)㊁婚姻(marriage)作为控制变量对居民的个体属性进行控制ꎮ其中ꎬ1表示男性ꎬ2表示女性ꎻ1表示农村户籍ꎬ2表示城镇户籍ꎻ婚姻状况中同居(或初婚有配偶或再婚有配偶)赋值为1ꎬ未婚为0ꎮ表1㊀民生因素综合指标体系一级指标二级指标三级指标变量指标描述民生因素收入状况个人全年总收入X1个人全年职业收入X2全年家庭总收入X3家庭经济等级X4定量指标ꎬ单位为元1-远低于平均水平ꎬ2-低于平均水平ꎬ3-平均水平ꎬ4-高于平均水平ꎬ5-远高于平均水平文化教育个人受教育程度X5配偶受教育程度X61-没有受过任何教育ꎬ2-私塾㊁扫盲班ꎬ3-小学ꎬ4-初中ꎬ5-职业高中ꎬ6-普通高中ꎬ7-中专ꎬ8-技校ꎬ9-大学专科(成人高等教育)ꎬ10-大学专科(正规高等教育)ꎬ11-大学本科(成人高等教育)ꎬ12-大学本科(正规高等教育)ꎬ13-研究生及以上ꎬ14-其他住房状况住房面积X7定量指标ꎬ单位为平方米房产数量X8定量指标ꎬ单位为处社会保障医疗保险参与状况X9养老保险参与状况X101-参与ꎬ2-不参与健康状况身体健康状况X11健康状况对工作和日常活动影响的频繁程度X12心情抑郁或沮丧的频繁程度X131-总是ꎬ2-经常ꎬ3-有时ꎬ4-很少ꎬ5-从不就业质量工作自由X141-完全自主决定ꎬ2-能在一定程度上自主ꎬ3-在很少程度上自主ꎬ4-完全不能自主工作满意程度X151-完全满意ꎬ2-很满意ꎬ3-比较满意ꎬ4-没有满意也没有不满意ꎬ5-比较不满意ꎬ6-很不满意ꎬ7-完全不满意公共管理Һ㊀续表一级指标二级指标三级指标变量指标描述民生因素公共服务总体满意度充足程度X16均衡程度X17便利程度X18普惠性程度X191-非常不满意ꎬ2-不太满意ꎬ3-说不清满意不满意ꎬ4-比较满意ꎬ5-非常满意社会态度大多数人可信度X201-非常不同意ꎬ2-比较不同意ꎬ3-说不上同意不同意ꎬ4-比较同意ꎬ5-非常同意社会公平度X211-完全不公平ꎬ2-比较不公平ꎬ3-说不上公平也不能说不公平ꎬ4-比较公平ꎬ5-完全公平生态环境对政府环境保护满意度X221-非常满意ꎬ2-满意ꎬ3-一般ꎬ4-不满意ꎬ5-非常不满意环境污染治理X231-非常低ꎬ2-比较低ꎬ3-一般ꎬ4-比较高ꎬ5-非常高㊀㊀(二)数据来源本文研究数据主要使用中国人民大学中国调查与数据中心和全国各省市区的40多家大学及科研机构联合共同完成的CGSS(2015)数据ꎮCGSS(2015)项目覆盖全国28个省市自治区478个村居ꎬ全面收集社区㊁家庭㊁个人等多个层次的数据资料ꎬ共完成有效问卷10968份ꎮ为降低研究的误差ꎬ提高研究数据的准确性和实证结果的可靠性ꎬ本文从10968份调查问卷中去除被调查者随意填写和填写不完整的一部分问卷ꎬ挑选出2863份问卷作为最终研究样本ꎮ三㊁模型构建与实证分析(一)模型构建构建模型(1)来研究民生因素对居民主观幸福感的影响ꎬ同时在模型(1)中加入控制变量ꎬ得到模型(2)来消除居民个人属性可能对幸福感存在影响的状况ꎮHappiness=a+b1X1+b2X2+B3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10X10+b11X11+b12X12+b13X13+b14X14+b15X15+b16X16+b17X17+b18X18+b19X19+b20X20+b21X21+b22X22+b23X23(1)Happiness=a+b1X1+b2X2+B3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10X10+b11X11+b12X12+b13X13+b14X14+b15X15+b16X16+b17X17+b18X18+b19X19+b20X20+b21X21+b22X22+b23X23+λ1gender+λ2age+λ3age2+λ4status+λ5identity+λ6marriage(2) (二)因子分析本文通过因子分析法提取公共因子ꎬ并赋予公共因子以实际含义ꎬ经SPSS19.0统计分析软件计算得到KMO值为0.725ꎬBartlett球形检验值为12256.807ꎬ对应的Sig值为0.000ꎬ表明因子分析具有明显的效果ꎮ表2㊀各因子特征值㊁方差贡献率㊁累计方差贡献率初始特征值提取平方和载入旋转平方和载入成分特征值方差贡献率(%)累积方差贡献率(%)特征值方差贡献率(%)累积方差贡献率(%)特征值方差贡献率(%)累积方差贡献率(%)12.99013.00213.0022.99013.00213.0022.85712.42312.42322.67311.62024.6222.67311.62024.6221.9688.55820.98131.7177.46632.0881.7177.46632.0881.8818.17829.16041.4176.16038.2481.4176.16038.2481.7107.43336.59351.3355.80344.0511.3355.80344.0511.3615.91542.50861.2465.41649.4671.2465.41649.4671.3255.76148.27071.1535.01254.4791.1535.01254.4791.2315.35353.62381.0164.41758.8961.0164.41758.8961.2135.27358.89690.9484.12063.016------100.9033.92566.941------110.8303.60870.549------120.8163.54774.096------130.8063.50377.598------140.7913.43981.037------150.6832.96984.006------160.6662.89486.900------170.6132.66489.564------180.5352.32791.891------190.4722.05493.945------200.4211.83195.776------210.3741.62697.402------220.3341.45498.856------230.2631.144100.000------㊀㊀如表2显示ꎬ前8个主因子的特征值大于1ꎬ即从23个测试变量中提取8个公因子ꎬ累计解释原始变量总方差的58.896%ꎬ表3为运用Kaiser标准化正交旋转法得到的旋转成分矩阵ꎮ表3㊀旋转成分矩阵成分12345678获得公共服务的便利程度0.843-------公共服务资源分布的均衡度0.838-------公共服务资源充足度0.818-------公共服务的普惠性程度0.777-------工作满意程度--------健康状况对工作和日常活动的影响-0.821------身体健康状况-0.791------心理健康状况-0.746------个人受教育程度--0.865-----配偶受教育程度--0.864-----个人全年职业收入---0.794----全年家庭总收入---0.702----个人全年总收入---0.673----医疗保险参与状况----0.777---养老保险参与状况----0.726---社会信任度-----0.799--社会公正度-----0.778--环境污染治理------0.747-对政府环境保护程度------0.736-住房面积-------0.629房产数量--------续表成分12345678工作自由--------家庭经济等级--------㊀㊀表3中ꎬ第一个主因子在获得公共服务的便利程度㊁资源分布的均衡度㊁资源的充足度以及公共服务的普惠性程度上均具有较高的载荷ꎬ命其为服务满意度因子(M1)ꎻ第二个主因子在健康状况对工作和日常活动的影响㊁身体健康状况和心理健康状况上具有较高的载荷ꎬ命其为健康因子(M2)ꎻ第三个主因子在个人受教育程度和配偶受教育程度上具有较高的载荷ꎬ故命其为教育因子(M3)ꎻ第四个主因子在个人全年职业收入㊁全年家庭总收入㊁个人全年总收入上具有较高的载荷ꎬ命其为收入因子(M4)ꎻ第五个主因子在医疗保险参与状况和养老保险参与状况上具有较高的因子ꎬ命其为社会保障因子(M5)ꎻ第六个主因子在社会信任度和社会公正度上具有较高的载荷ꎬ命其为社会态度因子(M6)ꎻ第七个主因子在环境污染治理和对政府环境保护程度上具有较高的载荷ꎬ命其为生态环境因子(M7)ꎻ第八个主因子在住房面积上具有较高的载荷ꎬ命其为住房因子(M8)ꎮ(三)回归分析通过主因子分子原模型中自变量转换为新的公因子变量ꎬ故新的模型为:Happiness=c+d1M1+d2M2+d3M3+d4M4+d5M5+d6M6+d7M7+d8M8(3)Happiness=c+d1M1+d2M2+d3M3+d4M4+d5M5+d6M6+d7M7+d8M8++λ1gender+λ2age+λ3age2+λ4status+λ5identity+λ6marriage(4)运用SPSS19.0对上述模型分别进行回归ꎬ回归结果见表4ꎮ表4㊀模型回归结果变量模型(3)模型(4)系数T统计值系数T统计值c4.001307.3163.98130.544M10.071∗∗∗5.4200.071∗∗∗5.419M20.195∗∗∗14.9620.194∗∗∗14.856M30.050∗∗∗3.8540.050∗∗∗3.798M40.042∗∗∗3.2610.043∗∗∗3.278M50.045∗∗∗-3.434-0.045∗∗∗-3.444M60.143∗∗∗10.9690.143∗∗∗10.922M70.033∗∗2.5000.033∗∗2.501M80.095∗∗∗7.2600.094∗∗7.243gender--0.007∗0.264age---0.001-0.205age2--0.006∗0.026identity---0.001∗-0.112marriage--0.026∗∗0.097status--0.005∗0.716F58.72533.568续表变量模型(3)模型(4)系数T统计值系数T统计值Sig0.0000.000AdjR20.4760.481DW2.0182.017注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别表示在1%㊁5%和10%的水平下显著ꎮ模型(3)中的服务满意度因子㊁健康因子㊁教育因子㊁收入因子㊁社会保障因子㊁社会态度因子㊁住房因子在1%的水平下显著ꎬ生态环境因子在5%的水平下显著ꎬ且上述因子与城乡居民幸福感呈正相关关系ꎮ其中ꎬ健康因子与社会态度因子的回归系数最大ꎬ生态环境因子的回归系数最小ꎬ这说明健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素ꎬ住房因子㊁服务满意度因子㊁教育因子㊁社会保障因子和收入因子次之ꎬ而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响较弱ꎬ但也不容忽视ꎮ人们的生活水平不断改善ꎬ拥有健康的身体是享受美好生活的关键ꎬ健康问题越发受到居民的关注ꎮ一直以来倡导的促进社会公平正义ꎬ形成良好的社会秩序ꎬ促使居民更加关注社会的公平公正ꎬ更加关注人与人之间的信任感ꎬ居民对社会生活中种种风气的感观成为影响其幸福感的重要因素ꎮ此外ꎬ人们对美好生活带来的幸福感范围要求越来越广ꎬ人们越来越关注教育㊁社会保障㊁政府公共资源提供的充足度㊁均衡度㊁普惠性和便利性等ꎮ模型(4)的估计结果与模型(3)基本保持一致ꎬ但拟合优度有所提升ꎬ这一点表明在模型中加入个人属性变量有利于模型的改善ꎮ模型(4)估计结果显示:户籍变量的估计系数为负ꎬ说明具有农村户籍的居民要比拥有城镇户籍的居民幸福感要高ꎬ这可能是由于城市经济发展迅速ꎬ生活节奏太快ꎬ居民工作㊁生活压力大所致ꎻ政治面貌的估计为正ꎬ说明非党员居民幸福感比党员居民要高ꎬ这可能是党员身份对居民言行举止诸多方面的约束所致ꎻ性别变量的系数为正ꎬ说明女性的幸福感比男性要高ꎬ这可能与女性自身的家庭㊁社会地位有关ꎻ年龄的平方值与居民幸福感正相关ꎬ表明居民幸福感与年龄呈 U 形变化ꎬ这可以理解为ꎬ年龄较小时ꎬ社会责任较轻或者没有ꎬ幸福感普遍都较高ꎬ随着年龄增长ꎬ来自诸多方面的压力(如工作㊁生活等)加重ꎬ幸福感呈下降趋势ꎬ当年龄继续增长ꎬ随着财富积累和自身压力减小ꎬ居民幸福感又提升了ꎮ婚姻状况变量为负ꎬ说明未婚居民幸福感比已婚(同居或初婚有配偶或再婚有配偶)幸福感高ꎬ这一点可以从人们观念转变等方面来理解ꎮ四㊁结论与建议本文通过构建民生因素与城乡居民主观幸福感研究模型ꎬ并结合CGSS(2015)数据对模型进行估计和检验ꎮ研究结㊀㊀㊀(下转第188页)表3㊀新农合影响家庭医疗消费的分群体检验变量(1)农村户籍(2)非农户籍(3)非低保(4)低保(5)无慢性病(6)慢性病家庭参合834.8∗(2ꎬ673)592.5(3ꎬ958)571.0(2ꎬ265)459.6∗(4ꎬ955)1ꎬ881(2ꎬ317)2ꎬ599∗(3ꎬ764)家庭老年人比例893.4∗∗(445.7)374.2(2ꎬ291)834.2∗(435.6)784.4(1ꎬ563)1ꎬ181∗∗(512.6)371.3(752.1)家庭收入的对数121.6(89.45)-247.5(474.5)-5.316(84.87)1ꎬ474∗∗∗(415.8)131.2(103.2)58.01(150.8)家庭中是否有慢性病患者1ꎬ201∗∗∗(332.8)2ꎬ428(1ꎬ909)1ꎬ274∗∗∗(335.1)1ꎬ176(1ꎬ018)--家庭是否为低保户1ꎬ670∗∗∗(444.6)2ꎬ761(2ꎬ149)--1ꎬ950∗∗∗(563.8)1ꎬ641∗∗(669.4)户籍---528.9(828.5)-1ꎬ249(2ꎬ143)-254.2(911.2)-1ꎬ433(1ꎬ379)家庭规模409.4∗∗∗(96.49)751.9(588.0)405.6∗∗∗(98.03)405.6(290.3)224.4∗(117.4)649.1∗∗∗(154.9)常数13.44(2ꎬ688)3ꎬ289(5ꎬ730)1ꎬ721(2ꎬ324)-7ꎬ130(5ꎬ577)-277.6(2ꎬ367)5ꎬ722(3ꎬ898)样本5ꎬ1362564ꎬ4519412ꎬ8792ꎬ513R-squared0.0090.0200.0070.0200.0080.010注:∗∗∗p<0.01ꎬ∗∗p<0.05ꎬ∗p<0.1ꎬ括号内是标准误ꎮ为检验结果的稳定性ꎬ进一步分群体探究不同家庭对新农合的利用是否相同ꎬ详细结果见表3ꎮ从表中我们可以看出ꎬ新农合对家庭医疗消费的影响具有显著的群体性差异ꎬ新农合显著地促进了农村户口㊁低保户家庭和有慢性病的家庭增加医疗消费ꎬ而对于非农村户籍㊁非低保家庭和无慢性病患者家庭没有显著的影响ꎮ这说明ꎬ参与新农合增加了家庭的医疗消费ꎬ但是ꎬ并不是所有家庭都能够合理并充分利用新农合ꎮ三㊁结论参与新农合会增加家庭医疗消费ꎬ并且在使用工具变量方法解决内生性问题后发现ꎬ新农合会显著增加家庭医疗消费ꎬ与无保险家庭相比ꎬ参加新农合家庭会平均增加约700元/年的医疗消费ꎮ另外ꎬ不同家庭对新农合的利用程度不同ꎬ低保户㊁慢性病家庭参与新农合后ꎬ会显著增加家庭的医疗消费ꎮ参考文献:[1]白重恩ꎬ李宏彬ꎬ吴斌珍.医疗保险与消费:来自新型农村合作医疗的证据[J].经济研究ꎬ2012ꎬ47(2):41-53.[2]胡宏伟.城居保与家庭医疗消费支出负担:政策效应评估 基于工具变量方法与稳健性检验[J].学海ꎬ2013(6):59-66.[3]叶春辉ꎬ封进ꎬ王晓润.收入㊁受教育水平和医疗消费:基于农户微观数据的分析[J].中国农村经济ꎬ2008(8):16-24.作者简介:徐俐ꎬ女ꎬ江苏南通人ꎬ南京财经大学学生ꎬ研究方向:社会保障ꎮ(上接第186页)果显示:健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素ꎬ住房因子㊁服务满意度因子㊁教育因子㊁社会保障因子和收入因子次之ꎬ而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响相对较弱ꎻ农村户籍的居民要比拥有城镇户籍的居民幸福感要高ꎻ非党员居民幸福感比党员居民要高ꎻ女性的幸福感比男性要高ꎬ且未婚居民幸福感比已婚(同居)幸福感高ꎻ居民幸福感与年龄呈 U 形变化态势ꎮ基于以上结论ꎬ提升城乡居民主观幸福感ꎬ我们可以从以下几个方面做出努力:首先ꎬ加强对大病医疗的投入力度ꎬ防止居民因病㊁因残致贫而令其不能享受美好生活ꎬ幸福感匮乏ꎬ同时应注意改善城乡居民身体和心理的健康状况ꎻ其次ꎬ保障城乡居民的民主平等权利ꎬ促进社会的公平正义ꎬ提高居民的社会满意度ꎻ再次ꎬ完善社会保障体系ꎬ提高公共服务资源的充足度㊁均衡度㊁便利性和普惠性带给居民的幸福感ꎻ最后ꎬ保持经济持续健康发展ꎬ居民生活条件不断改善㊁提高ꎮ参考文献:[1]RichardA.Easterlin.DoesEconomicGrowthImprovetheHumanLot?SomeEmpiricalEvidence[M].NewYorkandLon ̄don:AcademicPressꎬ1974:89-125.[2]KahnemanD.Developmentsinthemeasurementofsubjectivewell-being[J].JournalofEconomicperspectivesꎬ2006(20):3-24.[3]李粉ꎬ廖红君.休闲㊁收入与城镇居民幸福感 来自中国家庭追踪调查的证据[J].人口与经济ꎬ2018(1):103-109.[4]申云ꎬ贾晋.收入差距㊁社会资本与幸福感的经验研究[J].公共管理学报ꎬ2016(3):100-110.[5]巫强ꎬ周波.绝对收入㊁相对收入与伊斯特林悖论:基于CGSS的实证研究[J].南开经济研究ꎬ2017(4):41-54.[6]刘钰莹.教育水平对中国居民幸福感的影响研究 基于CHFS数据的实证研究[J].管理纵横ꎬ2018(9):19-20.[7]黄庆华ꎬ张明ꎬ姜松ꎬ涂先进.教育影响农村居民幸福感的效应及机制[J].农业技术经济ꎬ2017(9):67-74.[8]张再生ꎬ达娃ꎬ杨若愚.宗教信仰㊁社会支持与居民幸福感 基于CGSS2015数据的实证研究[J].世界宗教文化ꎬ2018(3):83-87.[9]汤凤林ꎬ雷鹏飞.收入差距㊁居民幸福感与公共支出政策 来自中国社会综合调查的经验分析[J].经济学动态ꎬ2014(4):41-55.[10]王健ꎬ张焕明ꎬ李超.收入差距对居民幸福指数的影响研究 基于2013年CGSS数据的实证分析[J].宁夏大学学报ꎬ2017(6):134-143.作者简介:翟富珍ꎬ女ꎬ安徽庐江人ꎬ安徽大学硕士研究生ꎬ研究方向:公共部门人力资源管理ꎮ。

“cgss数据”文件文集

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“cgss数据”文件文集目录一、收入差距、健康与居民幸福感基于CGSS数据的实证分析二、社会参与对老年人主观幸福感的影响研究基于CGSS数据的实证分析三、育龄青年生育意愿的城乡差异研究基于CGSS数据的实证分析四、家国之间:儿童照顾责任观念及影响因素基于CGSS和CGSS 数据的实证研究五、农村子女的家庭禀赋与赡养行为研究——基于CGSS数据资料的分析六、劳动力迁移、社会阶层与居民幸福感基于CGSS数据的经验分析收入差距、健康与居民幸福感基于CGSS数据的实证分析随着中国经济的快速发展,收入差距、健康和居民幸福感问题引起了广泛。

收入差距反映了社会经济的不平等程度,而健康和幸福感则是人民群众的基本需求。

本文旨在利用中国综合社会调查(CGSS)数据,探讨收入差距、健康与居民幸福感之间的内在,为政策制定者提供参考依据。

已有研究表明,收入差距对居民幸福感存在负向影响。

高收入群体通常拥有更好的生活条件和资源,从而更容易获得幸福感;而低收入群体则面临更多的生活压力和困难,导致幸福感下降。

健康状况也是影响居民幸福感的重要因素。

拥有良好健康状况的人往往更能感受到生活的满足和幸福,而较差的健康状况则会使人产生负面情绪和不幸福感。

基于这些发现,本文将进一步探讨收入差距、健康与居民幸福感之间的关系。

本研究采用CGSS2017年的数据,该调查采用了分层随机抽样方法,覆盖了全国各地的城乡居民。

CGSS数据包含大量的问卷调查和样本数据,为本文提供了丰富的研究材料。

研究方法主要包括描述性统计、因果分析和假设检验。

我们将对样本进行描述性统计,详细了解收入差距、健康状况和居民幸福感的分布情况。

运用因果分析,判断收入差距和健康对居民幸福感的影响程度及作用机制。

通过假设检验,验证本文的研究假设是否成立。

描述性统计结果显示,中国城乡居民的收入差距仍然较大,且不同地区、不同收入水平的居民幸福感存在显著差异。

在因果分析方面,研究发现收入差距对居民幸福感有显著的负向影响,而健康状况对居民幸福感的影响则相对较小。

互联网使用、主观阶层认同与主观幸福感——基于CGSS2015数据的实证研究

互联网使用、主观阶层认同与主观幸福感——基于CGSS2015数据的实证研究

r°紧盯前沿理论透析传播实践DONGNAN CHUANB0«-MOW—本惴帼锹榊辭織互联网使用、主观阶层认同与主观幸福感基于CGSS2015数据的实证研究王元欣(北京师范大学新闻传播学院北京100875)本玄微传网药版.摘要:互联网正在改变着人们的行为习惯与思想认知,对主观幸福感的影响不容小觑。

同时,也通过关系赋权更迭着社会话语空间,悄然改变着社会结构与阶层认知,进而影响个体主观幸福感。

研究选取CGSS2015作为样本数据,分析了互联网使用、主观阶层认同与主观幸福感三者的作用关系。

结果表明:第一,三者之间均存在显著正相关关系;第二,主观阶层认同在互联网使用与主观幸福感之间发挥了部分中介作用。

这说明互联网资源使用产生持续而广泛的社会影响,通过重塑社会阶层认知,影响人们的情绪体验与幸福感受。

关键词:互联网主观阶层认同主观幸福感幸福是人类亘古追求的永恒命题,也是学界研究的热门议题。

自18世纪以来,各个学科背景的研究者开始对幸福进行实证研究,逐渐勾勒出主观幸福感、心理幸福感和社会幸福感三大分支。

其中,主观幸福感的研究兴起于20世纪50年代的美国,中国相关研究则开始于20世纪80年代中后期。

目前学界对主观幸福感有多种界定标准和定义,本文主要采用理论提出者Diener(1984)的定义,即个体主观上认为自己已有的生活状态与心目中理想生活相符合而产生的一种肯定的态度和感受,111包含生活满意度、积极情绪与消极情绪三个结构维度。

生活满意度主要涉及对过去、目前和未来生活的满意感受,以及对诸如家庭、工作、收入、健康、子女等具体生活领域的满足状态;积极情绪与消极情绪达到一种平衡状态,也会提升主观幸福感。

当前我国社会发展正处于转型期,社会转型所引发的发展乱象与社会失序问题或直接或间接地影响到社会成员,从而易造成个人心理或行为的失调,主观幸福感降低。

如何提高全社会的主观幸福感成为我国社会转型期的重要议题。

青春期性知识传递需顺应时代潮流

青春期性知识传递需顺应时代潮流

青春期性知识传递需顺应时代潮流青春期是每个人成长过程中不可或缺的重要阶段,而性知识的传递在青春期更显得尤为重要。

随着社会的不断发展和进步,性观念也在不断更新和变化,因此青春期性知识的传递需要顺应时代潮流,以更加科学、全面和包容的方式进行。

时代背景下的性教育现状在当今社会,随着信息技术的飞速发展,青少年获取信息的渠道变得更加多样化和便捷化。

然而,与此同时,青少年也面临着来自网络、媒体等各方面的信息干扰和误导。

青春期正是青少年对性知识产生好奇和探索的阶段,因此如何正确引导他们获取性知识,成为了一个亟待解决的问题。

传统性教育的不足传统性教育往往存在着信息匮乏、内容陈旧、方式单一等问题。

家长和老师往往因为尴尬或者保守而避谈性话题,导致青少年对性知识的认知存在片面性和不完整性。

这种情况下,青少年往往通过网络、同龄人等途径获取性知识,但这些信息往往缺乏科学性和权威性,容易导致错误认知和不良行为。

顺应时代潮流的性知识传递方式多元化渠道随着互联网的普及,可以通过建立专门的性教育网站、APP等平台来向青少年传递科学、全面的性知识。

这些平台可以结合文字、图片、视频等多种形式,使信息更加生动直观,吸引青少年的注意力,提高信息传递效果。

开展主题活动可以通过学校、社区等组织开展有关性教育的主题活动,如讲座、讨论会、亲子活动等。

通过专业人士的指导和讲解,使青少年和家长了解到正确的性知识,并能够进行交流和讨论,增进彼此之间的沟通和理解。

制定科学课程在学校教育中加强对性教育内容的设置,制定科学合理的课程体系。

这些课程应该包括生理发育、心理健康、人际关系等方面内容,帮助青少年全面了解自己身体和情感上的变化,培养正确的性观念和态度。

建立健康家庭环境家庭是孩子最早接受教育的地方,父母应该在日常生活中与孩子进行开放坦诚的沟通。

父母可以根据孩子的成长阶段适时介绍相关性知识,并回答他们提出的问题,帮助他们建立正确的价值观和行为准则。

总结青春期是一个充满好奇与探索的阶段,在这个阶段正确引导青少年获取性知识至关重要。

互联网使用对青年政治参与的影响及对策——基于CGSS2015数据的实证分析

互联网使用对青年政治参与的影响及对策——基于CGSS2015数据的实证分析

互联网使用对青年政治参与的影响及对策——基于CGSS2015数据的实证分析作者:曾鸣来源:《湖北行政学院学报》 2018年第4期〔作者简介〕曾鸣(1989—),男,河南信阳人,武汉大学政治与公共管理学院博士生,主要研究方向为公共文化服务。

〔摘要〕基于CGSS2015的数据,运用Probit模型,实证分析互联网使用对青年政治参与行为的影响,结果表明,互联网使用、上网频率均显著降低了青年政治参与的可能性。

为提高青年政治参与行为与意识,应全面推进互联网建设,减少互联网中负面信息的影响,大力弘扬社会主义核心价值观,提高社会信任水平,使互联网成为民众与政府有效沟通的工具。

〔关键词〕互联网使用;社会信任;青年政治参与〔中图分类号〕D61 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-7155(2018)04-0035-06一、问题的提出上世纪“五四运动”将青年尤其是青年知识分子的政治参与热情推向一个高峰。

新时期以来,在社会主义核心价值观的引导下,青年开始以一种更加理性、负责和思辨的态度去审视政治参与(武颖,2016)[1],青年逐步成为民主社会政治参与的生力军。

青年政治参与,即主要以青年群体为主体,参与选举投票、集会、抗争游行、参加社会团体等一系列影响政治体系的活动。

根据法律和程序的规制许可,研究者往往将政治参与分为制度化和非制度化两种类型。

制度化政治参与包括选举投票、参与公共事务治理、参与社会团体等,非制度化政治参与包括游行、上访、集体暴力活动等。

制度化政治参与隶属于合法政治活动范畴,而非制度化政治参与一般与政治抗争、社会运动等概念相关联(王衡,2017)[2]。

本研究认为,青年政治参与类型可以依据两个特点划分:第一,从青年政治参与的目的上,分为私人性政治参与与公共性政治参与;第二,从青年政治参与的形式上,分为制度化政治参与和非制度化政治参与(见表1)。

在提高青年政治参与意识与行为的过程中,要充分意识到完善的政府——公民信息沟通机制是保证青年享有政治参与信息知情权、促进政治参与信息公开、加强青年与政府的信息互动及提高政府信任的重要路径与契机。

大学生思想政治状况十年前后调查数据对比研究——以杭州部分高校为例

大学生思想政治状况十年前后调查数据对比研究——以杭州部分高校为例

大学生思想政治状况十年前后调查数据对比研究——以杭州
部分高校为例
沈威;陈飞
【期刊名称】《浙江青年专修学院学报》
【年(卷),期】2016(031)002
【摘要】2005年与2015年的调查数据比较显示,当前杭州大学生的思想政治状况总体是积极、健康、向上的.当代大学生越来越关心世界发展动态,对我国政治局势的稳定和经济持续发展保持乐观期望:对主流价值观和理想信念的追求更加坚定;对个人目标的选择更理性与务实,但心理素质下降;专业兴趣下降,学习动力不足;参加社会实践与公益服务积极性增加,但有较强功利性;校园文化对当代大学生的吸引力和影响力下降,辅导员对其影响力大幅上升;对师德师风现状的满意度明显下降.对此,从加强和改进大学生思想政治工作路径的角度,建议增强大学生思想政治教育的针对性和实效性;进一步加强学风建设和就业创业指导;增强校园文化的吸引力和影响力;加强师德师风建设.
【总页数】6页(P91-96)
【作者】沈威;陈飞
【作者单位】杭州师范大学,浙江杭州 311121;杭州师范大学,浙江杭州 311121【正文语种】中文
【中图分类】G641
【相关文献】
1.大学生思想政治状况十年前后调查数据对比研究——以杭州部分高校为例 [J], 沈威;陈飞;
2.关于高校大学生思想政治状况调查报告——以郑州某工科高校为例 [J], 王银峰;张宏英;
3.高校党员教师思想政治状况调查与分析——以江西部分高校为例 [J], 夏昌武;夏绪仁
4.大学生思想政治状况调查与思考\r——以上海市7所高校为例 [J], 钱镇;李策
5.文化认同视角下的大学生思想政治状况实证调研——以粤东地区高校为例 [J], 钟洁生
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公众对党政公职人员清廉感知及其影响因素——基于CGSS2015 的数据分析

公众对党政公职人员清廉感知及其影响因素——基于CGSS2015 的数据分析
2、清廉指数、清廉评价体系构建研究 郭剑鸣(2011)通过分析 84 个国家的预算公开性指数与 清廉指数的相关性,研究发现预算公开性指数对清廉指数有很 强的支撑作用 [5]。过勇,宋伟(2013)对清廉指数的腐败测评 方法局限性进行探讨 [6]。郭剑鸣(2017)指出国际清廉评价组 织话语权的虚伪性,提出结合我国清廉评价话语体系的实践, 将公众感知清廉与政府清廉自觉努力结合,构建我国清廉评价 话语体系 [7];分析国际组织清廉评价体系的特征和不足,结合 中国实践,提出构建中国政府清廉评价体系建设应从构建政治 评价主权的高度、讲好中国廉政建设故事的维度、增加公众获 得感的有效度“三位一体”展开 [8]。 3、清廉与经济、投资的相关研究 毛志方等(2019)研究发现政府清廉状况改善有利于提高 财政政策的有效性,能够促进经济增长 [9]。龚堂华(2015)选 用 ICRG 和 CPI 分别作为衡量国家清廉的指标,运用国际清廉 不同的国家 1984-2012 年的面板数据,研究发现发达国家清廉 与经济增长正相关,发展中国家清廉与经济增长关系因国家之 间发展模式、政治制度和经济转型速度而不同 [10]。龚堂华(2016)
5、清廉感知差异的影响因素研究 邓雪琳,孙宗锋(2018)利用全国 77 个地级市清廉调查 和统计年鉴数据,检验经济绩效合法性、政府规模对个体腐败 感知差异的影响 [15]。倪星,孙宗锋(2015)通过电话访问的方 式在 G 省进行调查,收集了 4571 份有效问卷,研究发现 70% 的公众感知其所在县 / 区党政机关总体清廉较低,反腐力度与 公众对清廉感知没有显著相关,绩效、文化和信息机制显著影 响公众的清廉感知差异,公众对清廉水平感知与反腐工作满意 度、腐败容忍度及其公众行贿索贿经历有显著相关 [16]。倪星, 李珠(2016)利用 2015 年全国廉情调查的数据,从经济发展 水平、公众腐败容忍度、腐败信息来源、腐败案件曝光等为自 变量进行分析,发现公众对不同层级政府清廉感知存在差序格 局 。 [17] 郭夏娟,涂文燕(2017)研究发现女性对公职人员腐 败的容忍度比男性低,这种差异是由于性别体制与文化构建形 成的 [18]。清廉感知与政治信任呈正相关 [19],腐败感知与腐败 活动呈正相关 [20],政治腐败感知与社会制度满意度、信任度 呈负相关 。 [21] 综上所述,以上研究主要集中于清廉的本质、意义、逻辑 和关系;清廉指数、清廉评价体系构建;清廉与经济、投资关 系;清廉感知差异的影响因素四个方面的研究。围绕清廉这一 主题进行研究的文献很丰富,具有重要参考价值。但是尚未有 文献从法律问题突出感知、行政执法严格感知、党员干部遵纪 守法感知、重大事项决策有依据感知、社会治理工作依法办事 感知这五个方面探究公众对党政公职人员清廉感知,对党政公 职人员清廉感知影响机制有待深入。本文引入以上五个变量, 构建公众对党政公职人员清廉感知影响机制模型,分析公众对 党政公职人员清廉感知影响因素及形成机制,具有重要的意义。 (二)研究假设 1、法律问题突出感知 在依法治国战略思想的指导下,我国法制建设不断推进, 取得辉煌的成就。同时也应该看到我国当前法律处于不断完善

后喻文化与双重滞后:中国互联网的十年扩散历程(2005~2015)——基于4组CGSS数据的APC模型分析

后喻文化与双重滞后:中国互联网的十年扩散历程(2005~2015)——基于4组CGSS数据的APC模型分析

作者: 崔凯[1]
作者机构: [1]中国政法大学光明新闻传播学院
出版物刊名: 现代传播:中国传媒大学学报
页码: 159-166页
年卷期: 2019年 第2期
主题词: 创新与扩散;后喻文化;数字鸿沟;世代效应
摘要:本文通过对2005年、2010年、2013年和2015年四组CGSS数据的分析,引入APC模型(Age-Period-Cohort Model)的分析视角,对'互联网接入''互联网使用频率''将互联网作为最重要的信息渠道'三个层次的互联网行为进行检验,探讨从2005年到2015年我国互联网的扩散历程。

结论认为这十年间的互联网扩散是一种非线性的动态过程,是从'数字原生民'到'数字移民'之间的代际扩散和同辈影响综合作用的过程,并且体现出'后喻文化'的特点。

由于区域发展的不平衡和世代效应的共同作用,我国互联网扩散的过程中存在'双重滞后'的现象,具体表现为互联网在农村区域的扩散严重落后于城市,中老年世代严重落后于年轻世代。

互联网扩散中的'后喻文化',是对数字代际鸿沟和区域鸿沟的自发性弥合机制。

青年群体的幸福感:基于CGSS数据的分析

青年群体的幸福感:基于CGSS数据的分析

青年群体的幸福感:基于CGSS数据的分析
黄立清
【期刊名称】《中国青年研究》
【年(卷),期】2017(0)12
【摘要】本研究使用CGSS年度数据,采用二次分析的方法,对我国青年群体幸福感状况及其影响因素进行了分析.结果发现,青年群体样本总体幸福感明显高于全样本.进一步分析发现,在社会信心体验、成长进步体验、目标价值体验、心理健康体验、身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验方面,青年群体得分均明显高于全样本,但知足充裕体验方面得分明显低于全样本.组群差异和回归分析显示,性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、居住地属性、所在地区等因素会对青年群体幸福感产生影响,其中受教育程度和婚姻状况影响尤为明显.
【总页数】7页(P53-59)
【作者】黄立清
【作者单位】山东大学辅导员工作研究会与培训基地办公室《高校辅导员》编辑部【正文语种】中文
【相关文献】
1.阶层认同对青年农民工幸福感的影响分析——基于中国综合社会调查(CGSS)的
数据实证2.青年人才、城市转型与幸福感提升——基于CGSS2015数据的实证分析3.城市房产对农村青年幸福感的影响研究——基于CGSS2017数据的实证分析4.城市房产对农村青年幸福感的影响研究——基于CGSS2017数据的实证分析5.
中国老年群体的资本禀赋、数字融入与主观幸福感
——基于CGSS 2017调查数据的中介机制分析
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大学生性行为及性道德观发展研究

大学生性行为及性道德观发展研究

大学生性行为及性道德观发展研究
胥兴春;刘电芝;莫秀锋;阳泽
【期刊名称】《中国健康心理学杂志》
【年(卷),期】2005(13)5
【摘要】目的了解当代大学生性行为及性道德观念的发展变化。

方法自制问卷,对全国9所高校的2000余名大学生进行调查,并用SPSS10.0对结果进行统计处理。

结果大学生性交行为发生率呈逐年上升趋势,且随年级上升而增加;大学生认可性交
行为道德观的5个维度,但各年级之间有差异;大学生边缘性行为和独自性行为发生率随年级显著上升,认可度也随年级增加而上升;大学生对同性性接触基本持排斥态度,但排斥态度则趋于下降。

结论大学生性行为和性道德随年级上升而明显变化,应
加强学校教育和引导。

【总页数】3页(P333-335)
【作者】胥兴春;刘电芝;莫秀锋;阳泽
【作者单位】中国西南师范大学教育学院;苏州大学教育学院;广西师范大学教科院【正文语种】中文
【中图分类】G444;B823.4
【相关文献】
1.当代大学生道德观念的变化及其发展趋势研究
2.当代大学生道德观念的变化及其发展趋势研究
3.新世纪大学生性行为观的发展趋势及对策研究
4.当代大学生性行
为现状及发展趋势实证研究5.当代大学生道德观念变化的发展趋势研究
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尽管如此,一些研究也指出,青年群体对待性的 态度,如同居、婚外性行为等方面并不如社会中人们 所认为的那么开放册),性爱统一仍然是青年人的核 心价值观「⑴,即便进入了信息化时代,大学生群体
和20世纪末的大学生几乎一致地对性、爱情和婚姻 抱有美好的期许,希望维持比较严谨的两性关系态 度"°)。对大学生的研究还发现,该群体所提倡的性 解放和性自由主要是一种价值观念上的追求,一旦涉 及自己的恋爱或婚姻对象时就会纠结不清,倾向于保 守甚至有研究更是颠覆了年轻群体性观念更加 开放的常识,对70后和80后两个世代的比较发现,两 个世代的性观念没有统计上的差异.即在性观念上更 年轻世代并不比年长世代更开放1叩。
特别企划
Te Bie Qi Hua
....... ..
青年性观念的十年变迁及其发生机制
基于CGSS2005和CGSS2015数据的分析
□吴炜
摘 要:利用中国综合社会调查(CGSS )2005年和2015年的数据,从未婚同居、同性恋、 观看色情书刊/音像制品和嫖妓四个指标对我国青年的性观念在十年间的变化 及其发生机制进行了研究。结果显示,第一,青年群体的性观念整体上仍然偏 向保守,但是在具体指标中,其态度存在明显差异;第二,从2005年到2()15年, 青年群体的性观念整体上趋向于开放和宽容,所有指标中都呈现保守态度比例 下降,持宽容态度比例上升的现象;第三,青年性观念的发生机制中,时期效 应的影响显著,而世代效应的影响不显著。时间维度在时期和世代上的作用存 在差异,这对于我们理解性观念变迁提供了一个新的视角。
从整体上来看,已有研究取得了很多的积极成 果,但国内对性观念的研究相对较少、争议较多,并 存在以下不足:从研究主体来看,主要集中在大学生 这一特定群体身上,较少涉及社会青年;从研究方法 来看,大多数研究都采用的是问卷调查方法,但是抽 样方法或者没有详细报告,或者是非概率抽样,很少 使用全国范围内的概率抽样数据,以至于数据质量 无从判断,研究结论很难使人信服;从研究观点来 看.基于截面数据,将年轻群体和年长群体进行比较 得出青年群体的性观念趋向开放的结论,这些研究中 过分聚焦于世代趋势,而忽视性观念变迁在其他时间 维度上特别是时期上的变化趋势。我们认为,在社会 经济快速发展的今天,不同的世代经历了同样的社会 变迁,获得了类似的体验,这种经历和体验在塑造观 念的作用中理应受到社会的关注。也就是说,性观念 会受到特定历史时期的经济、社会、政治以及制度等 宏观环境的影响,因此,对性观念变迁的研究可以从 两个层面——时期效应和世代效应进行分析,在社会 如此剧烈变迁的情况下,时期分析和世代分析将会传 递出不同的信息和内涵。基于此.我们使用2005年和
层面:在主观认知方面,对14~17岁少男少女的研究 发现,超过半数的调查对象认为自己的性观念比较 开放(或者非常开放),他们大多都赞成有爱之性关 系〔"°在婚前性行为方面,对大学生的研究发现, 该群体对基于爱情基础上的婚前性行为方面的容忍 度越来越高,持肯定态度的比率呈现上升态势®; 在婚外性行为方面,研究发现,整个中国社会的态 度都趋向宽容,并在青年群体中表现得尤为突出⑼。 在未婚同居现象上,赞成的青年群体比例虽然不高, 但绝大多数都对此表示可以理解〔叩。在贞操观念方
中国青年研究04/而且男女差距较 大,男性表现出更加淡漠的态度’2。在对待同性恋 的态度方面,资料显示虽然青年群体中具有同性恋倾 向和行为的比例很低.但是有六成表示理解并接受 他人的同性恋行为,且相对于另外几种性观念的开 放程度而言,这一比例是最高的(⑵。更值得一提的 是,长期以来一直潜心研究性学的潘绥铭教授及其团 队的研究结果大都证实了性公开化程度不断提高的 结论问。
;特别企划
, Te Bie Qi Hua
2015年两个年度的中国综合社会调查数据,通过这一 具有全国代表性的数据分析我国青年群体十年来在性 观念上发生的变化,以深入了解国内青年近年来的性 观念现状、变化趋势及其发生机制。
二、研究设计
1. 数据来源 本研究通过利用“2005年全国综合社会调 查”(CGSS2005 )和“2015年全国综合社会调查” (CGSS2015 )数据来分析青年群体性观念的时代变 迁。CGSS系列数据是由中国人民大学和香港科技大 学共同组织的调查所形成的数据库,这是国内较早收 集的,也是学术界公认调查质量可靠的数据。这两个 年度的CGSS数据均采用多阶段随机抽样方法从中国 内地的城市和农村地区各抽取了超过10000个个体样 本,所收集的信息包括被调查者的基本情况、家庭、 工作情况等详细信息,更重要的是,两个年度调查的 十年对比模块中,涉及了性观念的测量,是一个合适 的用来分析的数据,根据研究需要,我们将两次调查 中符合青年年龄标准界定的人群纳入分析,样本量共 计5499个个体。 2. 变量 本研究主要关心的是青年群体性观念在十年间的 变化情况,相应的因变量就是青年群体的性观念。由 于性观念属于抽象层次较高的概念,根据研究需要和 CGSS2005和CGSS2015问卷的设计,我们将其操作化 为询问调查对象对“未婚同居”、“同性恋”、“私下观 看色情书刊/音像作品”、“嫖妓”四个问题“是个人 行为,他人不应该指责”的同意程度,答案根据李克 特量表的方法,分为完全不同意、不太同意、无所 谓、较同意、完全同意,分别赋值为1~5。 时期,这是本文所关注的核心自变量之一,将其 作为虚拟变量纳入模型,参照组是2005年,记为0,对 照组为2015年,记为1;另外一个核心自变量是世代, 我们将青年人分为两个世代.即年轻世代和年长世代, 其中,在2005年的数据中,70后是年长世代,80后是年 轻世代,而在2015年的数据中,80后是年长世代,90后 是年轻世代,研究中将年长世代作为参照组。 以下将模型所涉及的控制变量进行说明。性别 被处理为虚拟变量,女性赋值为0,男性赋值为1; 为研究方便民族变量被处理为虚拟变量,汉族被赋
关键词:青年;性观念;时期效应;世代效应
一、引言
性观念是某一时期人们性心理固定化、系统化的 思想反映,是社会对性行为进行判断和认识的价值标 准,其核心在于对性问题的道德评价⑴。由于人们 所拥有的性观念与性行为之间存在着高度相关的关 系,一个社会的性观念也就很大程度上指导着这个社 会中人们的性行为。对于社会中最活跃的青年群体来 说,其性观念更具有独特的意义:直接影响其首次性 行为发生的时间以及今后的性活动,而这些性活动正 是判断青年人是否暴露于诸多潜在健康风险,诸如早 孕、人工流产、性传播疾病等的重要指标⑵。这正 是国内大众对青年群体的性观念的发展变迁充满焦虑 乃至问题化的原因所在。
自20世纪下半叶以来,西方社会在性文化革命的 影响下,性观念愈渐开放,显著地改变了社会中青年 群体的性行为、爱情和婚姻实践。因此,有关性观
念的研究一直是社会学、心理学、教育学等学科关 注的热点⑶。就我国而言,改革开放以来,随着计 划经济向市场经济的转型、现代化水平的提升、教育 扩张的推进以及西方“性自由”等思想观念的传播与 诱导,以家庭为本、以养育子女为目标的传统性观念 不断被挑战⑷,整个社会的性观念逐渐趋于开放⑸。 正如李银河所说,我国正在从传统的性观念向自由主 义的性观念发展⑹。这种性观念的变迁表现在多个
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