随着我国新型城镇化进程的加快及户籍制度改革的不断深化，新生代农民工群体经历着从“打工者”向“安居者”、“农村人”向“城市人”的身份转变过程。众多学者从社会学、政治学和管理学等学科视角，对新生代农民工的生存发展问题进行了深入探讨和分析，其中新生代农民工社区参与成为学界关注的热点议题之_。从研究进展来看，大多数研究主要集中于两个方面：一是对社区参与的概念界定及新生代农民工社区参与类型划分，进而从公民参与、社会控制和社会资本等理论视角对新生代农民工社区参与问题的理论探讨；二是利用调査数据对新生代农民工社区参与意愿和行为特征状态的描述分析及其影响因素分析的实证研究。本文认为社区参与是衡量新生代农民工群体向“城市人”身份转变的重要指标。在对新生代农民工社区参与的研究中，“性别”是核心变量之一。因此，对新生代农民工社区参与的性别差异研究，不仅能够微观探寻新生代农民工社区参与行为的实然状态，而且能够进一步解释新生代农民工社区参与行为的多维性及其影响机制。那么，新生代农民工社区参与的性别差异存在什么样态，以及性别因素与其他影响社区参与因素之间的交互作用及其内在机制如何便是本文所关注的重点。
一、文献回顾与述评
目前学术界对社区参与的性别研究集中于两个方面。
一是“性别”作为社区参与影响因素的研究。大多数学者在运用数据模型进行统计检验时，性别往往作为一种辅助性变量或控制变量，与自变量一起纳入统计模型进行分析，从而检视性别是否对居民社区参与意愿或者行为产生显著影响。较早的一些研究者对北京、上海等城市居民的社区参与意愿进行问卷调査，实证研究表明性别因素在居民社区参与意愿方面没有明显差异或者差异不大。近来的一些研究也证实性别因素对居民社区参与意愿的影响并不显著，表明男性和女性在社区参与意愿方面并无差异。也有部分研究表明在我国城市居民社区参与中，无论参与意愿还是参与行为，女性比例大大高于男性，存在明显的性别失衡和“女性化”趋势;陈文对武汉市百步亭社区居民参与意愿和行为的研究表明，女性居民对社区有着较高的认同感和归属感，积极参与社区的事务与活动，而男性相对而言比较游离于社区之外，参与意愿不太强烈，参与活动比较狭窄。从已有研究成果来看，除少部分研究证实社区参与存在明显的性别差异之外，大多数研究表明“性别”对居民社区参与意愿的影响作用并不显著。那么,“性别”对居民社区参与行为会产生什么样的影响呢？有学者对济南市老年人社区的实证研究表明，女性老年人社区参与的积极性大于男性；也有学者对江苏城市郊区新移民集中区的农民社区参与行为的调査表明，男性的参与程度略高于女性，但统计数据不显著。此夕卜，有多位学者对社区居民政治参与行为的研究表明，性别在居民社区政治参与行为方面并不显著[_。与大多数学者的研究路径不同，一些学者对居民社区参与行为进行了分类别微观分析，研究发现，在参与社区活动方面，女性参与的可能性要大于男性，而在参与解决社区公共问题方面，女性则低于男性。总体而言，目前大多数研究对“性别”在对社区参与行为的影响作用分析仅仅限于辅助性变量范畴或者作为基本变量的描述性分析，较少研究“性别”对社区参与行为的微观影响机制。
二是“女性”作为参与主体的社区参与问题研究。性别社会学和女性主义的学者认为女性是社区参与的重要力量，因此对女性的社区参与意愿和行为研究具有重要的学术价值。正如杨善华认为，对普通妇女曰常生活的研究具有重要的意义，而女性的社区参与不仅对于女性自身，同样对于整个社区的生活也很重要m。多位学者从社会性别角度探讨了不同地区、各个阶层、各个年龄段的农村女性社区参与面临的困境及挑战，并提出相应的对策；有学者从制度安排、性别意识、文化环境等不同角度对女性社区参与进行了研究；也有研究者对城乡社区女性社区参与进行比较研究，发现城市女性在社区参与的性别比例、意识、动机、方式和效果等要素的考察指标上普遍要高于农村女性。随着城镇化进程的推进，进城务工人员的城市社区参与也引起了研究者的关注。有研究者认为由于自身的生活环境、习惯和素质等方面的差异，进城务工女性成员在城市社区中会出现参与边缘化的问题，因此有必要从实践理论角度对城市社区中农村妇女社区参与边缘化的动因和机制进行研究。
综合以上研究，可以发现：首先，在研究对象上主要选取农村社区或者城市社区的本地居民，较少关注城市社区中的进城务工人员，特别是对新生代农民工的关注较为少见；其次，在研究取向上多数研究往往集中于社区参与行为的性别频数分布及性别对社区参与的宏观影响作用，尚未从微观机制来探讨社区参与行为的性别差异；第三，在研究视角上大多数研究缺乏分层比较，比如性别分层和其他社会分层维度（城乡、职业），以及不同分层之间的关系。性别社会学和女性主义的研究也大多以单一女性为考察对象，在性别差异研究上稍有不足；第四，研究方法上定性研究居多，定量研究较少。
二、研究设计
(一)理论视角与研究假设
现代化理论认为，随着工业化进程及经济增长，性别不平等将逐渐下降；与现代化进程相伴随的是制度、文化规范和观念从传统向现代的演变（如父权制的式微和男女平等意识的兴起），而这通常被视为女性在日常生活领域中逐渐与男性缩小差距的最重要因素之一。改革开放以来，随着我国工业化和城市化进程的加快，父权制等歧视女性的传统观念逐步消解，性别平等观念越来越被人们所接受，特别是城乡人口流动节奏的加快，进一步促进了城乡之间的文化交流，减少了城乡之间的性别不平等。但是，对于大多数出生于20世纪80年代的新生代农民工来讲，从农村来到城市寻求属于自己的发展空间，在文化观念、心理认同等价值观方面既保留着部分农村传统观念，也接受和认同着部分现代城市生活理念，因此他们的社区参与行为的性别差异可能既不同于农村社区居民，也不同于城市社区居民。本文认为，现代化理论视角对于理解当前新生代农民工社区参与的性别差异及其变化趋势具有借鉴意义。结合众多研究成果，影响社区参与行为的主要因素包括性别、户口状况、年龄、婚姻状况、受教育程度、社区归属度和身份认同感，因此，本文提出以下研究假设：
假设1:农村户口新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能比城市户口严重。
假设2:年龄越小，新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能越严重。
假设3:已婚的新生代农民工社区参与行为的性别不平等比未婚的严重。
假设4:受教育程度越低，新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能越严重。
假设5：身份认同感越低，新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能越严重。
假设6:社区归属感越低，新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能越严重。
(二）数据来源
本文的数据来源于对广东省东莞市新生代农民工的调査。调査地点选取虎门、大朗、塘厦、松山湖、寮步、东城、万江7个不同经济社会发展水平的镇（街），调査对象为40岁以下的外来务工人员。调査共发放问卷900份，回收796份。从性别结构看，男性占46.8%，女性占53.2%；从年龄结构看，20岁以下的占6.3%，20~30岁的占54.6%，30~40岁的占39.1%。
(三）变量测量与描述分析
1.因变量
新生代农民工的社区参与是因变量（被解释变量），通过“您是否参与过以下社区居民活动”测量，具体活动包括社区选举、物业管理等小区管理活动、文体娱乐活动、志愿者活动和公益募捐活动五种类型，每种活动类型通过“有”“无”和“不清楚”来测量，将“有”赋值1，“无”赋值2，“不清楚”赋值3。由于社区参与所设计指标较多，本文拟采用因子分析进行指标简化。
2.自变量
本文的自变量包括性别、户口状况、年龄、
婚姻状况、受教育程度、社区归属感和身份认同感。
性别：本文主要目的是考察新生代农民工社区参与的性别差异，因此性别是研究的核心自变量。在统计模型中，性别是一个虚拟变量
(女性=1)。
户口状况：户口划分为城市户口①和农村户口两种类型。“农村户口”赋值1、“城市户口”赋值0，户口状况是一个虚拟变量。
年龄：主要包括“20岁以下、20~30岁、30~40岁”三种类型，分别从0~2进行赋值。
婚姻状况：分为未婚和已婚两种类型。“未婚”赋值0、“已婚”赋值1，婚姻状况是一个虚拟变量。
受教育程度：主要包括“小学及以下、初中、高中/中专、专科、本科、硕士及以上”六种类型，分别从0~5进行赋值。
身份认同感:操作化为“我觉得自己就是东莞人”，分为“很不符合”到“很符合”5级，从0~4进行赋值。
社区归属感：主要通过“参与社区活动的意愿”和“与社区内本地人交往的意愿”量表测量，每个指标从0~4打分，分值越高，归属感越强。本文将两个具体指标得分进行加总，形成“社区归属感”指标。
3.描述分析
从表1的数据结果来看，女性比例为53%,稍多于男性;城市户口人数比例为25%，远远少
表1样本变量的描述统计
于农村户口；新生代农民工的年龄分布主要集中于20~30岁年龄段；未婚比例为42%，略少于已婚比例；受教育程度的均值为3.64，说明新生代农民工的受教
育程度主要为高中/中专，且接近专科水平，总体受
教育程度较高。从身份认同感来看，均值为3.02(3代表“一般”），说明大多数新生代农民工的身份认同处于一般水平，他们对于“自己是东莞人身份”还处于模糊认知阶段。在社区归属感方面，大多数新生代农民工处于中度水平，对社区有一定的归属感。
三、统计结果与分析
(-)新生代农民工社区参与的因子分析
首先，本文对社区参与的5个具体指标“社区选举、物业管理等小区管理活动、文体娱乐活动、志愿者活动和公益募捐活动”进行相关关系矩阵分析，以判断指标是否适合做因子分析。结果发现，大部分相关系数都大于0.3(见表2)，说明这些指标适合进行因子分析。
其次，运用探索性因子分析方法，对5项指标进行主成分法分析，采用方差极大化方法对因子负荷进行正交旋转，结果显示，KMO的检验值为0.734，巴特利特球形体验值达到912.588(P<0.001)，充分说明上述指标适合进行因子分析。从表3(下页）可以看到，有2个主要成分的特征值大于1，分别用H和F2表示。从公因子方差看，所有指标的共同度都达到0.5以上，说明新因子能够有效代表原指标。同时，2个
因子的累计方差贡献率达到69.628%。
从表3的因子分析结果来看，“公益募捐活动”、“文体娱乐活动”和“志愿者活动”3项指标对F1的负荷值最高，分别达到0.848、0.817和0.717，说明这三项指标较好地代表了F1。从内容来看，这3项指标主要体现了新生代农民工在社区社会文化活动方面的参与行为；F2主要由“社区选举”和“物业管理等小区管理活动”来代表，其负荷值分别为0.833和0.840。从内容来看，这2项指标主要体现了新生代农民工在社区制度化管理方面的参与行为。参照学术界普遍观点，社区参与行为可以划分为制度性参与和非制度性参与；公共性参与和事务性参与等类型。综合多位学者观点，本文将H因子命名为“社会活动类参与”，F2命名为“公共管理类参与”。
最后，在得到新因子F1和F2之后，以各因子方差贡献率与总方差贡献率之商作为各因子分值的权重，运用“数据计算”命令，对各因子加权并加总，得到新变量“社区参与”的总得分。为了方便描述分析，进一步将“社区参与”标准化为0~1之间的数值。结果显示，“社区参与”的最小值为0，最大值为1，均值为0.474，标准差为0.229。从均值来看，说明新生代农民工的社区参与处于中等水平；从标准差来看，新生代农民工的社区参与行为具有一定的差异性。
(二）影响新生代农民工社区参与的因素及其性别差异
为了探讨影响新生代农民工社区参与的具体因素及其性别差异，第一，通过建立模型1(非交互模型），估计性别、户口状况等7个变量对社区参与行为的净效应；第二，通过建立交互效应模型2至模型7，分别估计性别与其他主要解释变量（户口状况、年龄、婚姻状况、受教育程度、身份认同感和社区归属感）的交互效应，从而检验新生代农民工社区参与行为的性别不平等是否在不同的社会分层群体之间存在显著差异。从模型1可以发现，除了婚姻状况之外，其他解释变量的系数均通过显著性检验。首先，新生代农民工社区参与行为存在性别差异，控制其他因素之后，女性的参与程度比男性低0.174个单位。其次，户口状况对新生代农民工的社区参与行为存在影响作用，但较为轻微(PS0.1)，从方向和系数来看，拥有农村户口的新生代农民工的社区参与行为比城市户口要低0.032个单位。第三，不同年龄段的新生代农民工社区参与行为存在一定显著差异，在其他因素不变的情况下，年龄每提高1个单位，新生代农民工社区参与行为会提高0.025个单位。第四，婚姻状况与新生代农民工的社区参与行为呈负相关，但未通过显著性检验。方向为负说明已婚者比未婚者的社区参与度略低，但两者差距不大。第五，受教育程度与新生代农民工的社区参与行为呈显著负相关。受教育程度每提高1个层次，社区参与行为会降低0.032个单位。第六，身份认同感与社区参与行为呈显著正相关。身份认同感每提高1个层次，其社区参与行为会提高0.061个单位。第
七，新生代农民工的社区归属感与其社区参与行为呈显著正相关，表明社区归属感越强，社区参与行为越积极。
总体来看，大多数变量都符合初始判断，只有受教育程度对社区参与行为的影响出乎预期，为什么会出现受教育程度与社区参与行为的负相关呢？本文认为应该结合新生代农民工自身状况来分析，与学历较高的务工人员相比较，学历较低的新生代农民工积极参与社区活动，不仅可以有更多机会获取居委会和政府职能部门公布的关于外来务工人员社会生活权益保障方面的重要信息，而且也可以获得其他社区居民的尊重和认可，从而为自己长期在城市生活奠定社会基础。而对于学历较高的务工人员来讲，一方面较高的学历本身可以给他们带来较高的社会地位，另一方面他们自身获取信息和认知信息能力比较强，因此参加社区活动可能对他们没有太大吸引力。所以相比较而言，受教育程度较低的新生代农民工社区参与积极性要高于受教育程度较高的农民工。
表4中的模型2在模型1的基础上增加了性别与户口状况的交互项，目的在于检验社区参与性别不平等的城乡差异。从数据来看，性别与户口状况的交互项的回归系数为-0.037(P兰0.001)，表明城市户口和农村户口的新生代农民工社区参与行为的性别不平等程度确实存在显著差异。对于已获得城市户口的新生代农民工而言，控制了年龄、婚姻状况、受教育程度、身份认同感和社区归属感之后，社区参与行为并不存在显著性别差异（回归系数为-0.004，没有通过显著性检验）；而对于农村户口的新生代农民工而言，在控制其他因素的情况下，女性的社区参与比男性大约低0.041个单位（-0.004-0.037=-0.041)。这就充分证实了研究假设1，说明农村户口的新生代农民工社区参与行为的性别不平等比城市户口的严重。
模型3检验了性别与年龄的交互效应。结果显示，交互项的回归系数为0.034(P兰0.05),通过显著性检验，说明年龄对新生代农民工社区参与的影响存在显著性别差异。性别变量的 主效应为-0.173(P兰0.001)，表明控制其他变量后，低年龄段的新生代农民工群体中存在较为严重的性别不平等，女性社区参与水平要比男性低0.173个单位。从年龄的主效应来看，回归系数为-0.023(P兰0.05)，表明控制其他变量的情况下，年龄对男性新生代农民工的社区参与具有显著负向影响，年龄越高，男性的社区参与度越低。从性别与年龄的交互项系数来看，系数为正，且通过0.05水平下的显著性检验，表明与低年龄段新生代农民工相比较，年龄段越高，女性的社区参与度越高。年龄每提高一个层次，女性的社区参与提高0.011个单位（-0.023+0.034=0.011)。当处于30~40岁年龄段的时候，女性参与度超过男性（女性的影响系数为2x0.011=0.022，男性为2x(-0.023)=-0.046)，说明年龄对女性农民工社区参与的影响要大于男性。模型3的结果表明，在低年龄新生代农民工群体中，男性的社区参与度高于女性，而随着年龄的增加，女性社区参与度逐渐提高，缩小了与男性社区参与的差距，在年龄达到30~40岁的时候，女性的社区参与度高于男性，性别不平等关系逆转。上述结论支持研究假设2，即年龄越低，新生代农民工社区参与的性别不平等越严重。
模型4检验了性别与婚姻状况的交互效应。结果显示，性别的主效应、婚姻状况的主效应以及交互项的回归系数均没有通过显著性检验，说明婚姻状况对于新生代农民工社区参与的影响没有显著性别差异，数据结果并不支持研究假设3。
模型5检验了性别与受教育程度的交互效应。从数据结果来看，性别变量的主效应为-0.152(P=0.001)，说明控制其他变量之后，受教育程度在小学及以下的新生代农民工群体中，女性比男性的社区参与要低0.152个单位，表明在受教育程度低的新生代农民工群体中存在较为严重的性别不平等。从受教育程度的主效应来看，回归系数为-0.031(P兰0.001)，表明受教育程度对男性农民工的社区参与行为产生负面作用，其他因素不变的情况下，受教育程度每
提高一个层次，男性农民工社区参与会下降0.031个单位。从交互项系数来看，回归系数为0.044(P^0.001)，表明受教育程度对新生代农民工社区参与行为的影响存在显著性别差异，
受教育程度对女性新生代农民工社区参与的影响要大于对男性的影响，控制其他变量之后，受教育程度每提高一个层次，女性社区参与行为提高0.013个单位（-0.031+0.044=0.013)。由此分析，随着受教育程度的提高，女性新生代农民工的社区参与积极性会提高，逐渐缩小与男性的差距，性别不平等逐渐消失；而随着受教育程度的提高，男性农民工的参与度却在逐渐降低，
在受教育程度达到硕士及以上之后，新生代农民工社区参与行为出现女性高于男性的性别逆转现象。上述结论支持研究假设4，说明受教育程度越低，新生代社区参与的性别不平等越严重。
模型6检验了性别与身份认同感的交互效应。从性别变量的主效应-0.156(Pe0.001)来看，在身份认同感很低的情况下，女性农民工比男性的社区参与要低0.156个单位。从身份认同感的主效应0.078(P兰0.001)来看，身份认同感对男性农民工的社区参与具有显著正向影响，身份认同感每提高一个层次，男性农民工社区参与会增加0.047个单位。从交互项来看，交互项的回归系数为正（0.034，Pe0.001)，且通过显著性检验，说明身份认同感对社区参与的影响存在显著性别差异，身份认同感对女性农民工的影响作用要大于男性。具体来说，身份认同感每提高一个层次，女性农民工的社区参与就会提升0.081(0.047+0.034=0.081)个单位。分析可知，随着身份认同感的提高，由于女性农民工的社区参与度高于男性，两者之间的社区参与行为之间的性别差异逐渐缩小，性别不平等关系逐渐消失。研究结果支持研究假设5，身份认同感越低，新生代农民工社区参与行为的性别不平等越严重。
模型7检验了性别与社区归属感的交互效应。结果显示，交互项的回归系数为0.026(Pe0.001)，通过显著性检验，说明社区归属感对新生代农民工的社区参与的影响存在显著性别不平等。性别变量的主效应为-0.124(P兰0.001),表明控制其他变量后，在社区归属感较低的新生代农民工群体中，女性社区参与水平要比男性低0.124个单位，表明在低度归属感的新生代农民工群体中存在较为严重的性别不平等。从社区归属感的主效应来看，回归系数为0.027(P^0.001)，表明控制其他变量的情况下，社区归属感对男性新生代农民工具有正向影响作用，社区归属感越高，男性农民工的社区参与度越高。从交互项系数来看，系数为正，且通过0.001水平下的显著性检验，社区归属感越高，女性的社区参与度越高。在其他因素不变的情况下，社区归属感对女性农民工社区参与的影响要大于男性（对女性的影响系数为0.027+0.026=0.053)。当社区归属感逐渐提高的时候，女性参与度逐渐接近并超过男性。上述研究表明，社区归属感越低，新生代农民工社区参与行为的性别不平等可能越严重，支持研究假设6。
从上述模型的交互效应来看，除了研究假设3之外，其他研究假设均得到了验证。可以看到，户口状况、年龄、受教育程度、身份认同感和社区归属感对新生代农民工社区参与行为的影响均存在显著性别差异，且随着农村户口向城市户口类型的转变、年龄的增加、受教育程度的提高、身份认同感和社区归属感的提升，这些因素对女性农民工社区参与行为的影响作用要大于男性，使得社区参与之间的性别不平等现象逐渐减弱，到一定阶段甚至出现性别逆转现象。
四、总结与讨论
进入21世纪以来，新生代农民工问题逐渐成为学界探讨的重要议题。与老一代农民工相比较，新生代农民工的生活方式、人格特征、教育经历、工作期望和权益保障等方面已经迥然不同，这个群体中的大多数人进入城市打工，不是为了追求上一代“候鸟式”的生活，而是为了追求“城市人”的生活品质。在很大程度上，新生代农民工群体希望能够成为真正的城市“定居者”，而非单一的“打工者”。在珠三角地区，新生代农民工数量巨大，多数城市出现了外来人口数量远远大于本地户籍人口的“人口倒挂”现象，城市社区中也出现了以外来务工人员为主体的新型社区。近年来，这种新型社区治理问题引起学者的普遍关注，新生代农民工的社区参与作为城市社区治理体制中的重要组成部分，也成为学界关注的议题之一。不同于以往实证研究中对“性别”变量的宏观描述分析，本文利用问卷调査数据，实证分析了新生代农民工社区参与的性别差异，从不同分层类型检验了户口状况、婚姻状况、年龄、受教育程度、身份认同感和社区归属感等因素对新生代农民工社区参与行为影响的性别差异。从分层视角微观探讨了新生代农民工社区参与行为的性别差异，以及性别分层与其他分层之间的交互效应。
现代化理论表明，随着工业化和现代化进程的推进，我国的城乡流动加快，现代化的制度、文化观念和城市理念兴起，父权制等性别不平等观念日渐式微，性别平等观念逐渐被人们所接受。从本文的理论前提来看，现代化理论对于理解新生代农民工社区参与的性别差异现象具有重要意义，使我们能够从宏观层次理解性别不平等现象背后的社会结构变迁所带来的曰常生活变革。结合研究结论来看，在微观层次上，农村户口向城市户口类型的转变、年龄的增加、受教育程度的提高、身份认同感和社区归属感的提升，新生代农民工社区参与行为之间的性别不平等程度在降低。从婚姻状况的数据结果来看，其结果未能通过显著性检验，说明不同婚姻状况对新生代农民工社区参与行为的影响没有显著影响。上述结论也怡怡从微观机制上回应了现代化理论的逻辑。
本文的不足之处在于：第一，年龄和受教育程度均采用定序变量，与定距变量相比较，数据的准确性会有所降低，可能影响模型的稳定性。第二，为了方便统计分析，本文采取“城市与农村”户口二分法，并未考虑“居住证”类型的情况，有可能导致部分数据偏差。这些不足之处还有待进一步探讨和分析。
作者简介：刘晋飞，东莞行政学院文化与社会教研部广东东莞523083
